政府干預、所有制結構與產業(yè)結構遲滯

杜威

摘 要：本文從資源稟賦視角，考察政府干預和所有制結構對產業(yè)結構的影響，基于東北地區(qū)產業(yè)結構遲滯的典型性，利用2003—2013年東北三省地級市面板數(shù)據(jù)進行檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：非資源型城市政府干預對產業(yè)結構具有顯著負影響，資源型城市政府干預對產業(yè)結構的影響不顯著；雖然國有企業(yè)對產業(yè)結構沒有顯著影響，但政府干預通過國有企業(yè)對產業(yè)結構產生影響。因此，對于資源稟賦不同的地區(qū)，應采取不同的政府干預政策。

關鍵詞：政府干預；所有制結構；產業(yè)結構；東北地區(qū)

中圖分類號：F424 文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X（2016）08-0023-08

一、問題的提出

2003年國家實施振興東北老工業(yè)基地戰(zhàn)略以來，東北地區(qū)的產業(yè)結構并沒有發(fā)生明顯好轉，第二產業(yè)產值占地區(qū)生產總值比重過高，且基本沒有發(fā)生變化，第三產業(yè)產值占地區(qū)生產總值比重基本保持在水平狀態(tài)。建國初期在優(yōu)先發(fā)展重工業(yè)的戰(zhàn)略下，東北地區(qū)成為新中國的工業(yè)主體，國有企業(yè)在建立國家的工業(yè)體系中發(fā)揮了巨大作用。那么，政府干預為什么會對經濟和產業(yè)的發(fā)展帶來不同效果？政府干預通過國有企業(yè)對產業(yè)結構產生了怎樣的影響？這些都是非常值得研究的問題。

關于政府對產業(yè)結構的影響，有學者主要從政府治理與激勵角度進行研究。其理論來源主要是從政治經濟學角度解讀中國經濟增長的文獻。具體來看：一是中國特色的財政聯(lián)邦主義[1-2]，認為行政分權和財政分權使得地方政府有很強的激勵發(fā)展經濟，從而帶來經濟增長。二是中性政府論，中性政府使得資源配置到最有效率的地方，從而帶來經濟增長。三是晉升錦標賽模式論[3]-[5]，從中國政治模式角度解讀經濟增長奇跡。

沿著這個思路，大量學者研究了政府對產業(yè)結構的影響。徐現(xiàn)祥等[6]發(fā)現(xiàn)從其他省調入的官員對流入地不同產業(yè)的影響程度不同，對第二產業(yè)具有很強的正影響，對第一產業(yè)和第三產業(yè)的影響很小。Yao和Zhang[7]發(fā)現(xiàn)在個人績效更高的官員任職期間，第二產業(yè)增速上升，第一產業(yè)和第三產業(yè)增速下降。白重恩和馬琳[8]通過構建政府激勵與政府干預的兩部門模型，解釋中國第二產業(yè)比重較第三產業(yè)高的不均衡發(fā)展現(xiàn)象。他們認為追求GDP最大化的政府，通過稅收政策使得生產要素更多地流向工業(yè)，從而使得產業(yè)結構落后。基于同樣的思路，郭小東等[9]通過實證檢驗得出不同的結論，政府支出通過推動要素的原始積累能力，對第一產業(yè)和第二產業(yè)產生消極影響，對第三產業(yè)卻產生積極影響。

關于國有企業(yè)對產業(yè)結構的研究方面，得出了較一致的結論。郭麗麗和李勇[10]利用靜態(tài)面板模型和面板門檻回歸模型進行實證分析，發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)的低效率對產業(yè)結構產生了拖累效應。他們認為由于產權安排導致的創(chuàng)新?lián)p失和生產損失阻礙了產業(yè)結構變遷，同時國有企業(yè)通過所有制歧視等方式擠占非國有企業(yè)發(fā)展空間，導致了產業(yè)拖累。李勇和魏婕[11]進一步考察了國有企業(yè)對產業(yè)效應的內在機制。國有企業(yè)既可以彌補外部性，也會由于自身的軟預算約束問題帶來相應的成本，但外部性會對民營企業(yè)產生消極影響。國有企業(yè)對產業(yè)結構的影響是權衡收益和成本的結果。建國初期，國有企業(yè)的外部性促進了產業(yè)結構的變遷，很好地解釋了趕超戰(zhàn)略下國有企業(yè)對產業(yè)結構和經濟增長的作用，但無法給振興東北老工業(yè)基地戰(zhàn)略一個滿意的答案。

在強政府與多國有企業(yè)的背景下，綜合考察政府干預和國有企業(yè)比重對產業(yè)結構的影響尤為重要，但這方面的研究較少。褚敏和靳濤[12]認為政府通過直接干預和通過國有企業(yè)間接干預影響產業(yè)結構調整，政府干預對產業(yè)結構產生消極影響，國有企業(yè)并未對產業(yè)結構產生消極影響，但政府干預通過國有企業(yè)對產業(yè)結構產生消極影響，同時實證結果具有明顯的地域差異?；谕瑯拥乃悸?，靳濤和陳棟[13]認為在經濟和產業(yè)發(fā)展的不同階段，政府行為對產業(yè)結構的影響不同。

在上述考察政府干預對產業(yè)結構的影響中，政府干預同樣受到原有產業(yè)結構狀況和產業(yè)發(fā)展階段的影響，而原有產業(yè)結構往往與該地區(qū)的資源稟賦相關，特別是礦產資源豐富的地區(qū)，工業(yè)和重工業(yè)比重也比較高。因此，考察政府干預對產業(yè)結構和經濟增長究竟起到“援助失手”還是“掠奪之手”的作用，很大程度上依賴于地區(qū)的異質性，特別是“要素稟賦異質性”和“自然資源異質性”[14]。

現(xiàn)有文獻主要存在以下不足：一是政府干預對產業(yè)結構的影響很大程度上依賴于本地區(qū)的產業(yè)結構現(xiàn)狀，產業(yè)結構，特別是第二產業(yè)中重工業(yè)比重與發(fā)展很大程度上依賴于地區(qū)的自然資源稟賦，資源稟賦不同，政府干預對產業(yè)結構的影響可能不同。二是考察政府干預對產業(yè)結構影響的文獻較少且未得到一致的結論，很大程度上是因為忽視了地區(qū)的資源稟賦和產業(yè)結構現(xiàn)狀。三是大都基于省級數(shù)據(jù)進行分析，缺乏地級市的實證檢驗。

鑒于國內現(xiàn)有文獻的不足，本文主要從以下方面進行了擴展：一是以東北地區(qū)為例，利用東北三省地級市面板數(shù)據(jù)考察政府干預和國有企業(yè)比重對產業(yè)結構的影響，并綜合考察了兩者對產業(yè)結構的效應。二是鑒于“資源詛咒”效應，自然資源稟賦不僅對政府干預產生影響，同時也會直接或間接對產業(yè)結構產生影響。因此，本文把東北三省36個地級市分為兩類，即非資源型城市和資源型城市，分別考察政府干預和國有企業(yè)比重對產業(yè)結構的影響，從而為政府行為提供政策啟示。

二、東北地區(qū)政府干預、所有制結構與產業(yè)結構的典型事實

東北三省是新中國成立以來最先開始大規(guī)模建設工業(yè)的地區(qū)，在重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展的戰(zhàn)略下，率先建成了以重工業(yè)為主的工業(yè)體系。東北地區(qū)的經濟發(fā)展與產業(yè)結構帶有明顯的政府印跡，政府干預對產業(yè)結構產生了深遠的影響。振興東北老工業(yè)基地戰(zhàn)略為考察政府干預對產業(yè)結構的影響提供了現(xiàn)實條件，因而東北地區(qū)成為考察政府干預效果最具典型的地區(qū)。研究東北地區(qū)產業(yè)結構與政府干預和所有制結構的關系，能夠更好地理解政府干預和所有制結構在產業(yè)結構變遷中的作用及其背后的機制。

（一）產業(yè)結構遲滯的典型事實

建國初期的重工業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略使得東北地區(qū)形成了以重工業(yè)為主的產業(yè)結構。一方面，東北地區(qū)具有發(fā)展重工業(yè)的條件。其中最重要的是東北地區(qū)擁有豐富的自然資源，擁有發(fā)展重工業(yè)所需的能源與礦產資源。據(jù)統(tǒng)計，建國初期東北地區(qū)石油產量占到全國一半以上。油頁巖、鐵、天然氣、錳和煤炭的儲量分別占全國的70%、25%、17%、10%和9%。豐富的資源稟賦為東北地區(qū)工業(yè)結構的建立創(chuàng)造了優(yōu)越的條件。另一方面，國家優(yōu)先發(fā)展重工業(yè)的戰(zhàn)略使得東北地區(qū)的資源得到了開發(fā)，在蘇聯(lián)的支持下率先建立了完整的工業(yè)體系。在第一個五年計劃時期，在國家156個重點項目中，東北地區(qū)有58個，并且伴隨著上千個配套項目。在抗美援朝時期，企業(yè)“南廠北遷”使得東北地區(qū)成為中國的重工業(yè)基地，被稱為“共和國的長子”。因此，東北地區(qū)產業(yè)結構的形成更多地依靠政府的作用，并且第二產業(yè)產值在地區(qū)生產總值中占較高的比重。

2003年以來的振興東北老工業(yè)基地戰(zhàn)略，同樣是在政府推動下實施的產業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略。東北地區(qū)的重工業(yè)多集中在資源稟賦豐富的地區(qū)，因而把東北地區(qū)分為非資源型城市和資源型城市分析產業(yè)結構現(xiàn)狀具有重要意義。本文用兩種方式度量產業(yè)結構系數(shù)，分別用地區(qū)第三產業(yè)產值/地區(qū)生產總值和地區(qū)第三產業(yè)產值/地區(qū)第二產業(yè)產值來表示。通過對兩類城市做時序圖發(fā)現(xiàn)：不論是非資源型城市還是資源型城市，兩種度量方式下的產業(yè)結構系數(shù)變化不大，產業(yè)結構存在明顯的遲滯現(xiàn)象。東北地區(qū)產業(yè)結構遲滯與其重工業(yè)的歷史背景存在怎樣的聯(lián)系？振興東北老工業(yè)基地戰(zhàn)略為什么沒有改變這種狀況？這些是本文力圖解決的問題。

非資源型城市和資源型城市在產業(yè)結構的比重方面存在顯著差異。分別對兩類城市的產業(yè)結構進行平均，對比非資源型城市和資源型城市的平均產業(yè)結構趨勢圖發(fā)現(xiàn)：與資源型城市相比，非資源型城市第三產業(yè)產值占地區(qū)生產總值的比重較高，平均高于6%。資源型城市多為重工業(yè)集中地區(qū)，不論是建國時期的工業(yè)化建設，還是2003年開始的振興東北老工業(yè)基地戰(zhàn)略，資源型城市較多地受到國家發(fā)展戰(zhàn)略的影響，從而使得第二產業(yè)居高不下；非資源型城市在發(fā)展工業(yè)特別是重工業(yè)時，雖然不具有資源稟賦優(yōu)勢，但政府干預同樣會對產業(yè)結構造成影響。在兩種資源稟賦下，產業(yè)結構差異的原因以及同時存在的產業(yè)結構遲滯事實背后的原因，都是值得考察的問題。

（二）政府干預與國有企業(yè)比重的典型事實

對兩類城市做時序圖發(fā)現(xiàn)：2003年實施振興東北老工業(yè)基地戰(zhàn)略以來，政府干預呈逐漸上升趨勢，國有企業(yè)比重呈逐漸下降趨勢。政府干預上升的原因離不開特定的激勵機制。20世紀80年代的行政分權和20世紀90年代的財政分權使得地方政府獲得了決策自主權和能力，以GDP為考核指標的晉升錦標賽模式強化了地方政府的競爭，使得政府對經濟的干預增強[4]。第二產業(yè)在增加地區(qū)生產總值上具有迅速和明顯效果，因而地方政府有很強的激勵大力發(fā)展第二產業(yè)。隨著市場化改革和國有企業(yè)改革的推進，國有企業(yè)比重呈下降趨勢，但并未改變國有企業(yè)的低效率。

對比非資源型城市和資源型城市的政府干預趨勢圖發(fā)現(xiàn)：非資源型城市和資源型城市在政府干預程度方面并不存在明顯差異，并且具有一致的上升趨勢。這說明晉升錦標賽模式具有對兩類城市同樣的適用性。兩類城市的國有企業(yè)比重都呈下降趨勢。對于資源型城市來說，振興現(xiàn)有工業(yè)是增加地區(qū)生產總值最便捷的方式。過高的國有企業(yè)比重及其低效率對經濟發(fā)展產生了不利影響。政府和市場的雙重作用使得國有企業(yè)比重下降，但并未改變國有企業(yè)的低效率。對于非資源型城市來說，國有企業(yè)比重相對較低，同樣呈下降趨勢。

（三）政府干預和國有企業(yè)比重對產業(yè)結構影響的理論猜想

非資源型城市和資源型城市在政府干預和國有企業(yè)比重方面并不存在顯著差異，具有一致的上升和下降趨勢，并且產業(yè)結構都表現(xiàn)出了相同的遲滯特征。因此，本文試圖在產業(yè)結構不同的現(xiàn)實下，考察政府干預和國有企業(yè)比重如何解釋產業(yè)結構遲滯現(xiàn)象。資源稟賦對現(xiàn)有產業(yè)結構具有重要影響，這也是本文分為非資源型城市和資源型城市進行考察的原因。

對于非資源型城市，第二產業(yè)產值占地區(qū)生產總值比重相對較低，按照庫茲涅茲提出的產業(yè)發(fā)展階段學說，這類城市第二產業(yè)有正常的發(fā)展空間。政府在以GDP為考核指標的強激勵下，具有大力發(fā)展第二產業(yè)的動力，政府干預正式釋放了這部分空間。因此，政府干預會對產業(yè)結構產生負影響。作為傳統(tǒng)重工業(yè)基地的東北地區(qū)，特別是資源型城市，由于第二產業(yè)比重較高，使得第三產業(yè)發(fā)展空間較小。較好的工業(yè)基礎和晉升錦標賽模式也使得政府通過稅收、財政等手段扭曲要素結構，支持第二產業(yè)的發(fā)展，從而擠占了第三產業(yè)的發(fā)展空間。同時國有企業(yè)大部分分布在工業(yè)之中，效率并未有多大改觀的國有企業(yè)部分抵消了政府干預的效果，隨著國有企業(yè)比重下降，應該不會對產業(yè)結構產生顯著影響，使得資源型城市產業(yè)結構發(fā)生遲滯現(xiàn)象。因此，本文提出如下命題：

命題1：資源稟賦不同的地區(qū)，政府干預對產業(yè)結構的影響存在顯著差異。

同樣的政府強激勵，非資源型城市第二產業(yè)的發(fā)展空間對第三產業(yè)產生消極影響，進而對產業(yè)結構產生消極影響。對于資源型城市，政府干預下過高的第二產業(yè)不具有內生性，加之國有企業(yè)比重下降，第三產業(yè)有了發(fā)展空間，進而對產業(yè)結構具有一定的積極影響。

政府在此輪振興中的作用和新中國成立后的作用截然相反的原因在于：經濟發(fā)展的不同階段，工業(yè)的發(fā)展水平不同。隨著市場化改革的推進，工業(yè)建設和國有企業(yè)帶來的現(xiàn)實基礎與政府干預愈加矛盾。東北地區(qū)存在大量的國有企業(yè)，本身并不會對產業(yè)結構產生顯著影響，然而政府干預可以通過對國有企業(yè)的作用間接影響產業(yè)結構。對于非資源型城市，政府利用國有企業(yè)釋放了第二產業(yè)發(fā)展的空間，因而通過國有企業(yè)對產業(yè)結構產生消極影響。對于資源型城市，不具有這部分發(fā)展空間，對產業(yè)結構不會產生顯著影響。因此，本文提出如下命題：

命題2：資源稟賦不同的地區(qū)，國有企業(yè)比重對產業(yè)結構的影響不存在顯著差異，政府干預通過國有企業(yè)對產業(yè)結構的影響存在差異。

三、模型構建、變量選取與估計方法

從東北地區(qū)產業(yè)發(fā)展的背景和現(xiàn)實可以發(fā)現(xiàn)，政府干預對產業(yè)結構產生了深遠影響，同時國有企業(yè)比重及其與政府干預的交互項也影響著產業(yè)結構。如上所述，資源稟賦不同，政府干預對產業(yè)結構的影響效果可能有所差異。因此，本文試圖構建包含非資源型城市和資源型城市的計量模型，并進行對比分析。按照2013年國務院發(fā)布的《全國資源型城市可持續(xù)發(fā)展規(guī)劃（2013—2020年）》中關于非資源型城市和資源型城市的劃分，把東北三省36個地級市劃分為非資源型城市和資源型城市，非資源型城市包括大連和哈爾濱等21個地級市；資源型城市中的森林工業(yè)城市在發(fā)展工業(yè)，特別是重工業(yè)中并不具有突出的資源稟賦，因而調整后的資源型城市包括阜新、撫順、本溪、鞍山、盤錦、葫蘆島、松原、遼源和通化等15個地級市。因此，本文利用2003—2013年東北三省36個地級市的面板數(shù)據(jù)進行實證檢驗。2003年國家實施振興東北老工業(yè)基地戰(zhàn)略，2013年經濟增速放緩，經濟進入新常態(tài)。對這段時期進行考察，既是對戰(zhàn)略實施結果的檢驗，也為更好地認識政府在產業(yè)結構調整中的作用提供現(xiàn)實數(shù)據(jù)和證據(jù)?；貧w模型構建如下：

其中，被解釋變量industr表示產業(yè)結構調整系數(shù)，通過計算地區(qū)第三產業(yè)產值/地區(qū)生產總值得到。選取地區(qū)第三產業(yè)產值/地區(qū)生產總值表示產業(yè)結構調整系數(shù)基于以下兩方面的考慮：一是現(xiàn)有文獻主要把地區(qū)第三產業(yè)總值占地區(qū)生產總值的比重作為權重指標，綜合衡量產業(yè)結構。根據(jù)東北地區(qū)重工業(yè)為主的產業(yè)結構現(xiàn)狀和數(shù)據(jù)的可獲得性，簡化指標更能反映第三產業(yè)對東北地區(qū)產業(yè)結構的重要性。二是限于篇幅，今后會在產業(yè)結構指標上加以豐富完善，在此不做擴展。關于對產業(yè)結構變遷的度量，存在不同的度量方法[12-13-15]。基于東北地區(qū)的現(xiàn)實，第三產業(yè)對產業(yè)結構的影響十分重要，因而簡單地用地區(qū)第三產業(yè)產值/地區(qū)生產總值來衡量產業(yè)結構調整更具有現(xiàn)實意義。

關于核心解釋變量方面，當城市類型為非資源型城市時，虛擬變量group取值為1，若為資源型城市，group取值為0。變量soe表示國有企業(yè)比重，通過計算地區(qū)國有經濟固定資產投資/地區(qū)固定資產投資總額得到。變量gover表示政府干預系數(shù)，通過計算地區(qū)政府財政支出/地區(qū)生產總值得到。對政府干預程度也存在著不同的度量方法?；跂|北地區(qū)重工業(yè)和國有企業(yè)眾多的事實，政府對經濟的干預更多地體現(xiàn)在財政支出上，特別是2003年振興東北老工業(yè)基地戰(zhàn)略和2008年金融危機以來實施的“四萬億計劃”，無不體現(xiàn)財政支出對政府干預經濟的重要作用。交叉項gover×soe表示政府干預通過國有企業(yè)對產業(yè)結構施加影響，為更好地認識政府對產業(yè)結構的間接影響提供實證檢驗。

除此之外，con表示控制變量，本文選取城市化率、人力資本和開放程度作為控制變量。城市化率（urban）通過計算地區(qū)非農人口/地區(qū)總人口得到；人力資本（hr）通過計算地區(qū)中學在校生人數(shù)/地區(qū)總人口得到；開放程度（open）通過計算地區(qū)進出口總額/地區(qū)生產總值得到。

本文所用數(shù)據(jù)主要來自東北三省的統(tǒng)計年鑒，部分數(shù)據(jù)來自各地級市的統(tǒng)計公報?？紤]到各地級市的時間趨勢，對于缺失數(shù)據(jù)，如果前后臨近兩年的數(shù)據(jù)存在，則采用前后臨近兩年的均值數(shù)據(jù)；如果只有缺失年份之前的數(shù)據(jù)，則通過計算之前年份的平均增長率來推算之后的數(shù)據(jù)。關于數(shù)據(jù)指標的計算方面，通過當年的匯率中間價，把各地區(qū)進出口總額的美元轉化成人民幣。各指標都為比率指標，只要計算各項子指標都基于同樣的價格基期或具有相同的單位，經過相除后不再受到相關問題的影響，使得各指標處于同樣的標準之下。變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

四、實證結果

（一）單位根檢驗

本文主要對產業(yè)結構調整系數(shù)、國有企業(yè)比重和政府干預系數(shù)三個核心變量進行單位根檢驗。限于篇幅，單位根檢驗結果不在正文中列出，留存?zhèn)渌?。通過做各變量的時序圖，據(jù)此選取不同的單位根檢驗模式。鑒于產業(yè)結構遲滯的狀況，產業(yè)結構調整系數(shù)為選取只含有截距項的模式；國有企業(yè)比重和政府干預系數(shù)存在明顯的時間趨勢，選取含有截距項和時間趨勢的模式。單位根檢驗主要有兩類方法：一是相同根單位根檢驗，主要有LLC檢驗和Breintung檢驗。二是不相同根單位根檢驗，主要有IPS檢驗、ADF-Fisher檢驗和PP-Fisher檢驗。LLC檢驗和Breintung檢驗的原假設為存在普通的單位根過程，IPS檢驗、ADF-Fisher檢驗和PP-Fisher檢驗的原假設為存在有效的單位根過程。

關于非資源型城市，國有企業(yè)比重在Breitung檢驗、IPS檢驗和ADF-Fisher檢驗下存在單位根，說明可能存在單位根；政府干預系數(shù)除在IPS檢驗下存在單位根外，在其他檢驗下都不存在單位根；產業(yè)結構系數(shù)除在ADF-Fisher檢驗下存在單位根外，在LIC檢驗、IPS檢驗和PP-Fisher檢驗都不存在單位根。關于資源型城市，國有企業(yè)比重除在IPS檢驗下存在單位根，在其他檢驗下都不存在單位根；政府干預系數(shù)除在IPS檢驗和ADF-Fisher檢驗下不顯著外，在其他檢驗下都不存在單位根；產業(yè)結構調整系數(shù)在LLC檢驗和PP-Fisher檢驗下不存在單位根，在IPS檢驗和ADF-Fisher檢驗下卻存在單位根，說明產業(yè)結構調整系數(shù)可能存在單位根。

綜上所述，對于非資源型城市，國有企業(yè)比重可能存在單位根，對于資源型城市，產業(yè)結構調整系數(shù)可能存在單位根。因此，需要對變量進行差分處理。不論是非資源型城市還是資源型城市，經過一階差分后數(shù)據(jù)不再存在單位根。雖然數(shù)據(jù)的個體大于時間（N>T），單位根不是主要問題，但通過檢驗發(fā)現(xiàn)還是存在單位根。因此，下文根據(jù)模型設定進行回歸，分析回歸結果；在此基礎上根據(jù)單位根檢驗結果，進行穩(wěn)健性檢驗。

（二）實證結果

表2是非資源型城市和資源型城市分類回歸結果。模型（1）和模型（4）只選用國有企業(yè)比重和政府干預系數(shù)進行回歸，在模型（2）和模型（5）中加入控制變量，重新考察核心變量的效果。模型（3）和模型（6）在已有的基礎上重點考察政府干預通過國有企業(yè)對產業(yè)結構的影響。

1.資源稟賦不同的地區(qū)，政府干預對產業(yè)結構的影響存在顯著差異

模型（1）和模型（2）表明，對于非資源型城市，政府干預系數(shù)對產業(yè)結構存在負影響，并分別在1%和5%的水平下顯著。非資源型城市第二產業(yè)有發(fā)展空間，并且國有企業(yè)相對較少，發(fā)展第二產業(yè)的歷史約束和現(xiàn)實約束也較少。最重要的是，實行分稅制改革以來，以GDP為主要考核指標的晉升模式加劇了地方政府的競爭[4]。第二產業(yè)對拉動GDP起到了最重要與最迅速的作用。對于短期任期的“經濟人”和“政治人”官員來說顯得尤其重要。因此，對于非資源型城市，政府干預使得第二產業(yè)增多，第三產業(yè)相對較少，但并不能據(jù)此判斷政府干預使得產業(yè)結構惡化。按照庫茲涅茲提出的產業(yè)發(fā)展階段學說，這類城市第二產業(yè)有正常的發(fā)展空間。政府干預一定程度上釋放了這部分空間，但也不能據(jù)此判斷政府干預不會對第三產業(yè)不會產生負影響。第三產業(yè)絕對量的增加和相對量的減少，一定程度上是第二產業(yè)擠占了其發(fā)展空間，從而政府干預就表現(xiàn)出對產業(yè)結構的負影響。

對于資源型城市，模型（4）中政府干預系數(shù)的系數(shù)為負但不顯著，在加入控制變量后的模型（5）中，政府干預系數(shù)的系數(shù)變?yōu)檎圆伙@著。資源稟賦不同，對于資源較少的地區(qū)，其工業(yè)化進程較緩慢，因而政府干預加速了這種進程。由于歷史原因，資源型城市成為東北地區(qū)重工業(yè)的主要載體，因而第二產業(yè)比重較高，留給第二產業(yè)的發(fā)展空間較小。同時第二產業(yè)以重工業(yè)為主，歷史原因使其主要以國有企業(yè)形式呈現(xiàn)，但國有企業(yè)的低效率并沒有給第二產業(yè)帶來很好的發(fā)展，這也是東北地區(qū)重工業(yè)衰落的原因之一。留給第二產業(yè)的政府干預空間較小，而且主要通過對國有企業(yè)進行干預，會被國有企業(yè)的低效率所抵消，政府干預并沒有對第二產業(yè)產生很好的促進作用，對產業(yè)結構的影響并不顯著。第二產業(yè)的停滯給第三產業(yè)留下了發(fā)展空間，但這種空間缺少一定的條件，第二產業(yè)擠占了第三產業(yè)的發(fā)展資源，第二產業(yè)的低效率使得產業(yè)結構遲滯。

總之，政府干預對產業(yè)結構的影響符合預期。但不同經濟發(fā)展戰(zhàn)略下政府干預的效果不同，重新思考產業(yè)結構是外生還是內生的問題特別重要。中國的現(xiàn)實情況是產業(yè)結構更多的為外生，政府干預往往并沒有起到促進產業(yè)結構優(yōu)化的作用，以GDP為主要指標的考核機制反而使得產業(yè)結構遲滯。

2.資源稟賦不同的地區(qū)，政府干預通過國有企業(yè)對產業(yè)結構的影響存在差異，但不顯著

除模型（1）中非資源型城市國有企業(yè)比重的系數(shù)為正且顯著外，其他模型的回歸系數(shù)均不顯著，資源型城市國有企業(yè)比重的系數(shù)有正有負且不顯著。不論是非資源型城市還是資源型城市，基本都不顯著，說明國有企業(yè)比重并沒有顯著影響產業(yè)結構，這與褚敏和靳濤[12]的研究結論相一致。

模型（3）中非資源型城市交叉項為負，說明政府干預通過國有企業(yè)對產業(yè)結構產生負影響，但不顯著。國有企業(yè)比重的系數(shù)為正，說明國有企業(yè)并不會對產業(yè)結構產生顯著負影響。對于非資源型城市，政府大力發(fā)展第二產業(yè)的同時，會對國有企業(yè)施加影響。但這種影響因為國有企業(yè)的低效率而不顯著。模型（6）中資源型城市交叉項為正，說明政府干預通過國有企業(yè)對產業(yè)結構產生正影響，但不顯著。國有企業(yè)比重的系數(shù)為負，但不顯著，說明國有企業(yè)不會對產業(yè)結構帶來顯著負影響。對于資源型城市，政府干預通過國有企業(yè)施加影響，但這種影響會因為國有企業(yè)的低效率而抵消，從而使第二產業(yè)停滯，第三產業(yè)獲得了相對的發(fā)展空間。

關于控制變量，人力資本對非資源型城市的產業(yè)結構具有顯著正影響，對資源型城市的影響不顯著，資源型城市的工業(yè)吸納了大量人力資本，低效率的國有企業(yè)使得人力資本的作用沒有產生顯著影響。非資源型城市城市化率對產業(yè)結構的影響為負，并且在1%的水平下顯著；資源型城市城市化率對產業(yè)結構的影響為正，但不顯著。這說明由于第二產業(yè)得到發(fā)展，第三產業(yè)從業(yè)人員相對減少，從而制約了第三產業(yè)的發(fā)展；資源型城市第二產業(yè)就業(yè)趨于飽和，加之國有企業(yè)比重下降，就業(yè)更多地體現(xiàn)在第三產業(yè)上，因而對產業(yè)結構具有正影響。兩類城市開放程度對產業(yè)結構的影響效果不同，非資源型城市的開放為更好地利用外資和出口創(chuàng)造了條件；資源型城市的開放對經濟和國有企業(yè)帶來一定的沖擊，第三產業(yè)有所發(fā)展，但開放程度對資源型城市產業(yè)結構的影響不顯著。

3.資源稟賦異質性下，政府干預、國有企業(yè)比重和產業(yè)結構遲滯的邏輯

資源稟賦，特別是自然資源稟賦和一個地區(qū)的產業(yè)結構往往存在很強的關系。資源稟賦的差異往往導致一個地區(qū)產業(yè)結構的差異。不同的產業(yè)結構為第二產業(yè)和第三產業(yè)留下了不同的發(fā)展空間，同時地區(qū)國有企業(yè)比重的差異不僅是產業(yè)結構差異的體現(xiàn)，也可能帶來政府干預的差異，這是政府干預發(fā)揮作用的現(xiàn)實基礎和客觀條件。

按資源稟賦劃分的兩類城市共同處于晉升錦標賽模式之下，具有發(fā)展地區(qū)生產總值的強激勵，同時第二產業(yè)對拉動GDP起到了最重要與最迅速的作用，因而具有發(fā)重點發(fā)展第二產業(yè)的傾向。這是兩類城市政府干預的一致性，也是政府干預發(fā)揮作用的強大動力和主觀條件。

產業(yè)結構差異的客觀條件對政府干預的主觀條件產生制約，從而使得政府干預對產業(yè)結構的作用發(fā)生變化。具體來說，非資源型城市第二產業(yè)具有發(fā)展空間，政府干預很大程度上在于直接發(fā)展第二產業(yè)或通過國有企業(yè)間接影響第二產業(yè)的發(fā)展，第三產業(yè)產值絕對量增加但比重并未上升，一定程度上是第二產業(yè)擠占了其發(fā)展空間，從而政府干預表現(xiàn)出對產業(yè)結構的負影響；資源型城市第二產業(yè)發(fā)展空間較小和國有企業(yè)比重較高且低效率，給第三產業(yè)留下了發(fā)展空間，但第二產業(yè)擠占了第三產業(yè)的發(fā)展資源（主要通過政府干預對第二產業(yè)和國有企業(yè)加以支持），第二產業(yè)的低效率使得產業(yè)結構遲滯。總的來說，政府干預對產業(yè)結構具有正影響。

（三）穩(wěn)健性檢驗

對于非資源型城市取soe的一階差分d（soe），重復回歸模型（1）—模型（3）；對于資源型城市取industr的一階差分d（industr），重復回歸模型（4）—模型（6）。具體的回歸結果如表3所示。

穩(wěn)健性檢驗表明：非資源型城市政府干預系數(shù)的系數(shù)仍為負，且仍在1%和5%的水平下顯著；資源型城市政府干預系數(shù)的系數(shù)由一正一負變?yōu)檎?，但仍不顯著。這說明在進行單位根處理后，兩類城市政府干預對產業(yè)結構的影響仍存在顯著差異，并且結果是穩(wěn)健的。國有企業(yè)比重的系數(shù)總體上仍不顯著，非資源型城市國有企業(yè)比重的系數(shù)仍為正，只在模型（1）中顯著，加入控制變量后不再顯著，說明國有企業(yè)對產業(yè)結構不具有顯著影響；資源型城市國有企業(yè)比重的系數(shù)全為負且不顯著，說明國有企業(yè)在資源型城市產生負影響。總之，國有企業(yè)對產業(yè)結構并不存在穩(wěn)定和顯著的負影響。

五、結 論

由于歷史和現(xiàn)實原因，中國經濟發(fā)展具有鮮明的特色，主要表現(xiàn)在三個方面：一是政府行為主導經濟發(fā)展的方式與方向，特別是在中國特色的政府模式下，各種產業(yè)政策對經濟產生了劇烈和深遠的影響。二是國有企業(yè)比重過高，國有企業(yè)的低效率問題對產業(yè)結構也產生了明顯影響。三是在政府與重工業(yè)國有企業(yè)的雙重作用下，形成了國有企業(yè)主導工業(yè)與重工業(yè)、政府主導產業(yè)結構的發(fā)展方式。厘清政府、國有企業(yè)和產業(yè)結構三者的關系，具有十分重要的理論意義。因此，本文基于資源稟賦視角，把東北三省分為非資源型城市和資源型城市，利用2003—2013年東北三省地級市面板數(shù)據(jù)考察政府干預和國有企業(yè)比重在產業(yè)結構變遷中的作用，得出以下結論：

第一，資源稟賦不同的地區(qū)，政府干預對產業(yè)結構的影響存在顯著差異。對于非資源型城市，一方面，政府干預要保證第二產業(yè)的發(fā)展空間和工業(yè)化進程，有選擇、有節(jié)制、有效率地發(fā)展第二產業(yè)；另一方面，促進第三產業(yè)的發(fā)展，扭轉產業(yè)結構遲滯現(xiàn)象，推進產業(yè)結構變遷。對于資源型城市，改變第二產業(yè)比重過高且缺乏效率的問題，對第二產業(yè)進行升級，重點支持第三產業(yè)的發(fā)展。

第二，資源稟賦不同的地區(qū)，國有企業(yè)比重對產業(yè)結構的影響不存在顯著差異，政府干預通過國有企業(yè)對產業(yè)結構產生不同影響。因此，重點在于資源型城市中國有企業(yè)的改革問題，降低國有企業(yè)比重和提高國有企業(yè)效率是當務之急。對于市場已經發(fā)揮決定性作用的現(xiàn)實，非資源型城市也應該關注國有企業(yè)的效率問題，使國有企業(yè)成為有效率、有競爭性的市場主體。

第三，進行地方行政體制改革。一方面，改變以GDP為指標的考核模式，更加注重不同地區(qū)的資源稟賦差異，使得各地區(qū)更好地發(fā)揮比較優(yōu)勢；另一方面，改變扭曲的地方官員晉升模式，使得政府官員更加注重地區(qū)結構性問題的解決，特別是產業(yè)結構的優(yōu)化。

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（責任編輯：孫 艷）