產(chǎn)業(yè)政策對產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢變遷的影響作用研究
——以浙江省為例

杜偉杰

（浙江省經(jīng)濟信息中心，浙江 杭州 310006）

產(chǎn)業(yè)政策廣泛體現(xiàn)在國家政策、區(qū)域政策指導各層級，立足傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展環(huán)境下支持新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展[1]。我國產(chǎn)業(yè)政策從1995 年開始實施，先后經(jīng)歷了1997 年、2002 年、2004 年、2007 年和2011 年連續(xù)5 次修訂，并于2013 年5 月1 日起正式實施了《產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整目錄（2011 年本）（修正）》。在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展政策指導下，各省結(jié)合自身實際情況制定了適應區(qū)域發(fā)展的產(chǎn)業(yè)政策指導實施細則，加快區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。但是，產(chǎn)業(yè)政策在具體實施中涉及面廣、持續(xù)性要求高、變動因素較大，如何準確地評估其實施效果，進一步識別產(chǎn)業(yè)政策成功實施的前提尤為重要。本文通過2013 年最新國家產(chǎn)業(yè)政策實施以來浙江省出口貿(mào)易區(qū)重點發(fā)展的“主導產(chǎn)業(yè)”信息進行匹配，運用倍差方法和浙江省企業(yè)微觀數(shù)據(jù)來識別相關產(chǎn)業(yè)政策的效果。綜合運用以上兩種方式可以明確比較優(yōu)勢變遷可能存在的差異性表現(xiàn)，幫助我們克服產(chǎn)業(yè)政策效果評估中政策與環(huán)境變化之間的差異。

一、數(shù)據(jù)來源及處理

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)主要是浙江省統(tǒng)計局統(tǒng)計公報中獲取的2013—2019 年6 月國有及規(guī)模以上的非國有企業(yè)數(shù)據(jù)，這一數(shù)據(jù)剛好是我國最新產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整以來的企業(yè)數(shù)據(jù)，有助于研究科學地利用倍差方法進行相應的政策評估。

根據(jù)研究目標，本文將企業(yè)的樣本限定在出口加工企業(yè)。目的在于：（1）比較優(yōu)勢主要通過企業(yè)出口能力客觀表現(xiàn)；（2）產(chǎn)業(yè)政策的目的在于鼓勵企業(yè)出口，增強區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展能力；（3）考察產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢變遷及產(chǎn)業(yè)政策的影響需要基于一個省份的“主導產(chǎn)業(yè)”，通過國際貿(mào)易參與全球分工的方式是最能反應主導產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢的途徑。所有數(shù)據(jù)剔除了2012 年末尚未達成規(guī)模以上的非國有企業(yè)，目的在于確保企業(yè)加工出口因后續(xù)政策因素的影響造成數(shù)據(jù)偏倚。

（二）數(shù)據(jù)處理

獲取數(shù)據(jù)行業(yè)分類標準統(tǒng)一按照GB/T 4754-2002 分類處理。根據(jù)浙江省統(tǒng)計局年報數(shù)據(jù)“工業(yè)品出口價格指數(shù)”統(tǒng)一調(diào)整為以2012 年為基期的真實值（確保數(shù)據(jù)統(tǒng)一性，明確數(shù)據(jù)變化特性）。同時，將每年的“主導產(chǎn)業(yè)”和《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》代碼進行匹配（三位數(shù)行業(yè)代碼），根據(jù)各企業(yè)重點發(fā)展的“主導產(chǎn)業(yè)”與行業(yè)代碼進行匹配，這樣才能明確哪些企業(yè)出口項目是在政策鼓勵下涉及的主導產(chǎn)業(yè)范疇，才能進行相應的政策評估。其中，“主導產(chǎn)業(yè)”按照關鍵詞分開，幫助對應政策指導實施具體情況。

校正全樣本，將全樣本劃分為是否具備比較優(yōu)勢兩個子樣本研究浙江省產(chǎn)業(yè)政策引導下是否遵循比較優(yōu)勢經(jīng)濟效果，運用檢驗平行趨勢確定產(chǎn)業(yè)政策與比較優(yōu)勢隨著時間變化的趨勢。進一步明確產(chǎn)業(yè)政策效果是否源于那些具備明顯比較優(yōu)勢的行業(yè)。

二、實證與討論

（一）實證模型

本文假定OLS 回歸模型設定如下：

Yzijt表示浙江省三位數(shù)行業(yè)i 中企業(yè)j 在t 年中出口貿(mào)易總額（取對數(shù)），αz是浙江省固定效應，βi是對應行業(yè)中固定的效應，σt是年份固定效應。假定Tt在2012 年末主導產(chǎn)業(yè)出口貿(mào)易總額為0，從2013年開始取值為1。Kzi取值和Tt一樣，是一個0 或1的啞變量，如果浙江省的i 行業(yè)在2013 年初期就被界定為重點扶持和發(fā)展的“主導產(chǎn)業(yè)”，Kzi取值為1，否則取值為0。Tt和Kzi是交互項。通過假定模型可以發(fā)現(xiàn)系數(shù)覣是衡量“非主導產(chǎn)業(yè)”在2013 年前后的出口差異表現(xiàn)；系數(shù)θ 衡量2013 年之前“主導產(chǎn)業(yè)”與“非主導產(chǎn)業(yè)”之間出口交貨均值是否有無差異；系數(shù)ρ 是本文研究的浙江省產(chǎn)業(yè)政策實施效果，主要衡量“主導產(chǎn)業(yè)”在2013 年前后出口額變化情況。X 表示其他控制變量，主要包含企業(yè)層面特征和各市區(qū)城市特征。基于OLS 回歸基礎上，研究采取固定效應（FE）模型評估產(chǎn)業(yè)政策實施的具體效果，以此來控制源于企業(yè)層面但是尚未觀察到的因素造成系數(shù)誤差。OLS 模型結(jié)果和PE 模型結(jié)果如表1 所示。從表1 中我們可以發(fā)現(xiàn)：系數(shù)ρ 在2012 年和“是否為主導產(chǎn)業(yè)”中交互系數(shù)為正，表示浙江省2013 年實施產(chǎn)業(yè)主導政策規(guī)劃以來取得了顯著的成效（政策實施以來“主導產(chǎn)業(yè)”出口交貨值平均增長約10.2%）。綜合考慮城市因素對于企業(yè)的影響，在模型中的隨機干擾項之間可能存在一定的相關性，以此保證城市聚類。

為了進一步了解2013 年以后出口帶動效果與主導產(chǎn)業(yè)是否遵循出口比較優(yōu)勢。研究中采取2012年浙江省行業(yè)i 是否具備比較優(yōu)勢，將樣本劃分成有比較優(yōu)勢和沒有比較優(yōu)勢兩類，運用企業(yè)“生產(chǎn)數(shù)據(jù)”來衡量產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢。本文借鑒了Tarrant（2017）[2]分析做法，用行業(yè)區(qū)位熵Qzi衡量比較優(yōu)勢。Qzi＞1 表示2012 年浙江省i 行業(yè)當年就業(yè)份額大于2012 年以后的就業(yè)份額，表示該行業(yè)比較優(yōu)勢突出，否則在2013 年之前沒有比較優(yōu)勢。

表1 OLS 模型結(jié)果和PE 模型結(jié)果

表1 中分樣本回歸結(jié)果顯示：沒有比較優(yōu)勢的子樣本中，產(chǎn)業(yè)政策作用效果并不明顯；在具備明顯比較優(yōu)勢的子樣本中，產(chǎn)業(yè)政策作用于出口的促進作用相對明顯。在FE 模型中從企業(yè)層面控制非觀察因素的影響，其中回歸結(jié)果與OLS 模型保持一致。表明：產(chǎn)業(yè)政策作用于企業(yè)出口產(chǎn)業(yè)交貨值平均增長了12%，但是此效應完全是源于2012 年行業(yè)就已經(jīng)存在的比較優(yōu)勢，此類企業(yè)每年的出口交貨值平均增長約14.3%?；贔E 模型可以排除企業(yè)層面的影響，研究中主要圍繞FE 模型的回歸結(jié)果展開討論。觀察FE 模型可以發(fā)現(xiàn)，綜合考慮了聚類影響因素誤差以后，變量“是否主導產(chǎn)業(yè)”這一回歸系數(shù)是不明顯的，也就是說在2012 年及以前，假定其他因素不變的時候，產(chǎn)業(yè)政策作用優(yōu)勢并不明顯，需要產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢和政策引導共同作用才能發(fā)揮效用。

（二）影響趨勢檢驗與政策效果

“主導產(chǎn)業(yè)”是產(chǎn)業(yè)政策實施影響效果中最難把握，表1 的結(jié)論可能存在以下偏倚：“主導產(chǎn)業(yè)”中可能部分企業(yè)已經(jīng)在產(chǎn)業(yè)政策實施以前就已經(jīng)具備較快的增長趨勢，表1 的評價擴大了產(chǎn)業(yè)政策和比較優(yōu)勢的影響效果。借助平行趨勢假設檢驗的方式幫助明確擴大政策效果的可能性是否在本次模型中存在，進一步考量產(chǎn)業(yè)政策是否遵循比較優(yōu)勢變遷效果進行動態(tài)考察。為此，采取以下計量模型：

公式（2）中γj表示企業(yè)固定效應，當中tyear=n 的時候，取值為1，否者取值為0。T 表示年份，year 表示浙江省i 企業(yè)作為“主導產(chǎn)業(yè)”的年份。從2013 年開始到2019 年6 月將對應7 個年份（其中2019 年不足一年按照1 年計算。）為了確保每一年企業(yè)數(shù)量保持一致，將t-year 歸并到-3.5。ρn是交互項系數(shù)，本文以2013 年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整目錄為基礎，以2012 年作為對照組（n=-1），回歸結(jié)果中ρn表示“主導產(chǎn)業(yè)”在產(chǎn)業(yè)政策實施第n 年的出口交貨值和非主導產(chǎn)業(yè)之間的出口交貨值的顯著差異性。所以，ρn系數(shù)的顯著性可以有效地幫助我們檢驗產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)比較優(yōu)勢的影響趨勢。從表2 中回歸結(jié)構(gòu)所示，2012 年（n=-1）時，交互項并不顯著，浙江省在新產(chǎn)業(yè)政策實施之前的影響效果并不顯著。2013 年（n=0）時，交互項不顯著。但是n 從1 到6 的時候，交互項趨正向分布，系數(shù)逐漸增大。說明了產(chǎn)業(yè)政策作用于比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)隨著時間增加逐漸遞增，和表1 試驗結(jié)果一致。但是在2019 年增長趨勢明顯緩慢。

表2 平行趨勢假設檢驗模型

圖1 和圖2 中將無比較優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)和有比較優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)政策效果回歸可視化展示，從圖中可以看出，2013 年以后產(chǎn)業(yè)發(fā)展趨勢明顯高于2012 年。從圖1 可以看出，沒有比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)即便是作為浙江省重點發(fā)展行業(yè)，年度出口貿(mào)易額增長趨勢都比較緩慢。圖2 表明，具備比較優(yōu)勢的行業(yè)在產(chǎn)業(yè)政策影響下出口額度增長迅速，但是在2019 年出口增長趨勢明顯下降。

圖1 無比較優(yōu)勢樣本平行趨勢假設與產(chǎn)業(yè)政策的效果

圖2 有比較優(yōu)勢樣本平行趨勢假設與產(chǎn)業(yè)政策的效果

（三）討論

產(chǎn)業(yè)政策是國家結(jié)合企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略實施戰(zhàn)略規(guī)劃和戰(zhàn)略引導的重要措施，可持續(xù)發(fā)展與轉(zhuǎn)型升級背景下，產(chǎn)業(yè)政策需要結(jié)合國家戰(zhàn)略導向和區(qū)域?qū)嶋H情況有針對性地調(diào)整。比較優(yōu)勢是生產(chǎn)者經(jīng)營中低于另一個生產(chǎn)者機會成本生產(chǎn)的一種物品行為。研究中產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢主要以出口主導產(chǎn)業(yè)為主，此類行業(yè)在國際競爭中具備一定的比較優(yōu)勢，研究方向與國內(nèi)陳釗和熊瑞祥（2015）[3]以出口產(chǎn)業(yè)作為比較優(yōu)勢行業(yè)相關研究一致。通過OLS 模型和PE 模型消除企業(yè)層面因素的影響，結(jié)合平行趨勢假設檢驗產(chǎn)業(yè)政策作用產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢的穩(wěn)定性檢驗發(fā)現(xiàn)：（1）比較優(yōu)勢變遷受到產(chǎn)業(yè)政策的影響。產(chǎn)業(yè)政策是“主導產(chǎn)業(yè)”發(fā)展運行的前提條件，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展必須以產(chǎn)業(yè)政策為導向，這一研究結(jié)論與翟超穎等（2015）[4]以及李景海和黃曉鳳（2017）[5]的研究結(jié)果一致。浙江省在社會主義現(xiàn)代化建設和區(qū)域經(jīng)濟轉(zhuǎn)型背景下必須重視產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢與產(chǎn)業(yè)政策深度融合，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的目的。（2）產(chǎn)業(yè)政策對于區(qū)域內(nèi)“主導產(chǎn)業(yè)”出口額具有明顯的影響。OLS 模型和PE 模型共同表明，2013 年以后浙江省產(chǎn)業(yè)政策對于區(qū)域內(nèi)行業(yè)主導產(chǎn)業(yè)出口明顯增加，出口額顯著提高約12%，但是對于行業(yè)內(nèi)不具備比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)影響相對較小。產(chǎn)業(yè)政策與比較優(yōu)勢之間相互影響的關系研究結(jié)果與學者孫瑩等（2018）[6]的研究結(jié)構(gòu)一致。未來浙江省產(chǎn)業(yè)政策實施中應進一步細化產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢，突出優(yōu)勢項目，打造浙江省特有的產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢。（3）產(chǎn)業(yè)政策隨著時間推移作用于比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)更加明顯。從平行趨勢檢驗中可以發(fā)現(xiàn)：沒有比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)在相關產(chǎn)業(yè)政策作用下影響不大，但是具備比較優(yōu)勢的行業(yè)在產(chǎn)業(yè)政策影響下出口額度增長迅速。（4）比較優(yōu)勢、產(chǎn)業(yè)政策客觀上受到國際政策的影響。受到2018 年3 月中美貿(mào)易戰(zhàn)的影響，浙江省2019 年上半年“主導產(chǎn)業(yè)”貿(mào)易出口額明顯下降，產(chǎn)業(yè)政策與比較優(yōu)勢客觀上受到與國家密切相關的國際政策的影響[7]。

三、結(jié)論

本文利用2013—2019 年6 月浙江省工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)，運用倍差法觀察省內(nèi)規(guī)模及以上出口企業(yè)在政策扶持下的產(chǎn)業(yè)主導發(fā)展模式和產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢發(fā)揮的效果。特別考察了浙江省政府確立“主導產(chǎn)業(yè)”時遵循了地方產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢和相關產(chǎn)業(yè)政策作用的效果。通過數(shù)據(jù)擬合和平行趨勢檢驗發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)政策作用于“主導產(chǎn)業(yè)”時候效果明顯，可以提升該行業(yè)的出口額，作用于非主導產(chǎn)業(yè)時的效果并不明顯。這一研究結(jié)果將產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢和產(chǎn)業(yè)政策制定統(tǒng)籌起來，明確產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢和產(chǎn)業(yè)政策導向是雙向作用的結(jié)果。同時，在研究中發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)政策作用于“主導產(chǎn)業(yè)”的同時與國際環(huán)境息息相關，浙江省企業(yè)在今后發(fā)展中將進一步擴大自身產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢，減少國際環(huán)境對區(qū)域出口的影響。