政府干预、产业结构扭曲与全要素生产率提升

焦 勇 杨蕙馨

(1.山东科技大学 财经系，山东 济南 250031； 2.山东大学 管理学院，山东 济南 250100)

一、引言

改革开放至今，中国经济经历了长达40年的高速增长，国内生产总值逐步跃升至世界第二的位置，创造了世界经济发展史上的伟大奇迹(张卓元,2018)。与此同时，经济新旧动能转换持续推进，从外延式增长向内涵式发展转变成为经济转型升级的方向。而实现经济增长动力由生产要素驱动向创新驱动的转变根本在于提升全要素生产率(Total Factor Productivity,简称TFP)，而这也是横亘在世界各国经济发展过程中的永恒命题。目前，国内外已有大量考察TFP以及寻求TFP的提升路径的研究文献，其中对TFP的测算文献较多(鲁晓东 等，2012；孙早 等，2016；余泳泽，2017)。提升TFP是研究中国经济增长的核心问题，而增加研发投入，进而提升科技水平，则是一条有效提升TFP的路径(王芃 等，2014)。

作为“看得见的手”，政府干预构成TFP研究不可忽视的重要因素。不论是经济活动还是经济转型过程，政府干预都会对要素配置、产业调整形成实质性影响。那么，在以TFP为标志的经济内涵发展过程中，政府干预到底是促进还是抑制了TFP的提升呢？这种影响是通过何种路径得以实现的呢？政府的力量是如何影响到TFP的变化呢？这些问题引发了本文的研究中心主题，即：从产业结构扭曲的路径出发，考察政府干预对全要素生产率的影响。

二、文献评述

如何提升TFP是当今经济学研究的前沿问题，TFP研究最早来自于经济增长模型，指的是不能被生产要素所解释部分的产值增量，即索洛剩余部分，在这之后的较长时间内，这个产值增量被看作为复杂因素共同影响的结果。直至Krugman(1994)研究亚洲经济增长奇迹时发现，亚洲经济增长主要依靠要素投入而非TFP的提升。尤其是1998年亚洲金融危机的爆发，导致对TFP的研究呈现爆发式增长态势。此后学界认为，研发构成TFP提升的核心来源，创新成为驱动经济内涵发展的核心动力，而科技创新若不是核心技术、关键技术，那么这种创新反而容易陷入“技术依赖效应”，阻碍TFP的提升。尤其在制造业领域中，TFP的提升不仅受制于企业的技术选择，同时还受到劳动力配置低效导致的资源结构与技术选择不匹配的影响(钟世川 等,2017)。此外，另有文献从技术进步偏向性视角考察对TFP的影响。Acemoglu(2010)指出，要素相对价格影响了技术进步方向(Acemoglu et al.,2001)，技能偏向性的技术变化和要素禀赋结构的适配性是TFP提升的关键，“本地化的干中学”效应成为TFP提升的关键。沿此路径的相关研究中，“因势利导”成为技术选择以及经济赶超的实践探索(林毅夫 等,2006)。当然，遵循比较优势的创新行为以及技术选择可能进入技术赶超的模仿陷阱，而适度偏离和高于比较优势的“有限赶超”战略则成为全要素生产率提升的关键(杨汝岱 等,2008)。技术创新、研发是TFP增长的核心因素，这已成为研究者的共识。

近年来，有学者尝试从政府行为、制度环境等方面对中国TFP的变迁进行解释。相关学者考察了中国的对外开放政策对TFP的积极贡献，其主要的作用机理就是：在技术差距条件下，对外开放政策增加了中国企业的技术模仿空间。与此一致，良好的制度环境被认为是推动TFP逐步提升的基础(魏婧恬 等,2017)，市场化改革(余淼杰,2010;樊纲 等,2011)、环境规制(徐彦坤 等,2017)、产权保护(Lin et al.,2010)、产业政策(Aghion et al.,2015;韩永辉 等,2017;钱雪松 等,2018)等因素均会对TFP产生重要影响。当然，经济发展过程中普遍存在的扭曲现象构成解释TFP变动的重要原因(陈永伟 等,2011)。例如，Brandt et al.(2013)指出，中国全要素生产率因为要素市场扭曲所造成的损失达30%；Hsieh et al.(2009)认为，中国的资源配置若是达到美国资源配置水平，TFP将会提升30%～50%；朱喜等(2011)研究发现，如果有效消除资本和劳动配置的扭曲，中国农业TFP将会提升20%以上。由于体制扭曲和市场制度不完善，企业创新能力以及生产要素的配置效率并不高，制度障碍影响了要素的自由流动并形成资源错配的格局(盖庆恩 等,2015;Restuccia et al.,2017)，从而对全要素生产率存在负向影响(杨汝岱,2015)。

综上，本文采用2000—2015年中国31个省份的面板数据进行PLS检验、PGMM检验、反事实检验来降低内生性的干扰，并且在实证层面验证政府干预、产业结构扭曲对TFP的影响机理，进而测算产业结构扭曲所造成的TFP损失。

三、理论模型与影响机制

在Acemoglu et al.(2008)、潘珊等(2017)构建的非平衡增长模型基础上，充分考虑到发展中国家的技术水平同发达国家存在显著差距的基本事实，因此，发展中国家可以通过引进技术方式加速技术变迁，以充分发挥后发优势促进经济增长。假设要素市场中消费者供给企业生产所需要的劳动，并消费企业生产的最终产品。消费者获得的劳动报酬将在消费与储蓄之间优化配置，并获得最大化的终身效用，由此可以构建如下代表性消费者的效用函数公式：

(1)

式(1)中，ct是t时刻代表性消费者对企业产品的消费量；ρ是消费者的主观时间偏好率；n是人口增长速度，属于外生变量；u(·)是消费者的瞬时效用函数，常采用相对风险规避(CRRA)效用函数。因此，消费者的瞬时效用函数形式为：

(2)

将代表消费者的瞬时效用函数式(2)代入式(1)中，由此代表性消费者效用函数如式(3)所示：

(3)

在经济系统之中，产出由两个代表性的部门1和部门2组成。依据Acemoglu et al.(2008)的设定，采用替代弹性不变(CES)生产函数，由此可得：

(4)

式(4)中，Y代表了整个社会的总产出水平；Y(1)、Y(2)分别代表部门1、部门2的产出水平；α为部门1的产出弹性系数；而ε为替代弹性系数。考察具体的Cobb-Douglas生产函数，同时投入资本K、劳动力L参与生产，则两个部门所面临的生产函数形式为：

Y1(t)=A1(t)L1(t)δK1(t)1-δ

(5)

Y2(t)=A2(t)L2(t)γK2(t)1-γ

(6)

式(5)和式(6)中，Yt是最终产品的产量；At是企业的技术水平。在模型中，假定为外生的技术进步。因此，技术进步的动态变化可以表示为：

(7)

式(7)中，g1和g2分别代表了部门1和部门2的外生技术进步速度。假设要素市场中劳动力的供给处于无弹性状态，那么劳动力的增长率等于总人口的增长率(潘珊 等,2017)，即：

L=entL(0)

(8)

要素市场出清时，两部门对劳动和资本的需求加和等于要素市场总的供给水平，从而满足式(9)和式(10)：

L1+L2=L

(9)

K1+K2=K

(10)

其中，L、K分别表示经济体中人口总量、资本总量。至此，本文描绘出了经济运行的一般结构与影响关系，接下来着重考察社会资源的最优动态配置条件和水平。在资源最优配置条件下，需要满足的关系式为：

(11)

式(11)构成目标函数，即代表性消费者效用最大化，在市场出清条件下，经济系统应该满足的资源约束条件是企业产出在个人消费与继续投资之间的最优分配，则考虑资本折旧之后的资本积累方程为：

(12)

式(12)中，资本折旧率δ>0。Ct=c(t)L(t)，在市场出清条件中，不同部门均通过优化配置资源实现利润最大化，要素配置满足以下两式：

(13)

(14)

式(13)和式(14)中，部门之间劳动和资本的配置水平与部门的产量成正比。继续将式(13)和式(14)表示成为部门之间产出的比例关系：

(15)

(16)

由此，可以解得建立在效用最大化条件下的不同部门产出之比函数形式。在平衡增长路径中，产出、消费和资本均保持不变的增长速度，定义不同部门增长率的函数符号为：

(17)

(18)

(19)

(20)

(21)

(22)

(23)

式(19)—(23)刻画了BGP中两个部门之间的非平衡增长态势，因此部门1和部门2产值增长率关系的函数表达式为：

(24)

在索洛剩余的思想中，TFP是指不能被劳动、资本所解释的其他因素对经济增长的贡献，即总结成为技术进步因素所产生的影响，因此经济系统中全要素生产率可以表达为：tfpch=1+g2。结合稳态条件中两个部门的产出增长率表达式，可以获得经济体TFP关于产业结构的表达式：

(25)

研究推论1：产业结构扭曲会负向影响全要素生产率增长率。

考虑政府干预的效果，政府干预会通过财政税收、奖励补助等方式对经济进行调控。那么，政府干预是否会对TFP产生影响呢？为了继续考察政府干预的效果，接下来对基本模型进行了扩展。假设政府的财政支出水平为G，那么G=gover×Y，其中，gover代表政府干预水平，故而政府干预的影响相当于降低了总产出规模。从最终的社会均衡看，政府干预的主要表现为政府购买、转移支付、税收、补贴等形式，这种作用结果必然会带来不同于自由市场中的结果。政府通过税收的形式分享经济发展成果，从而降低了部门获得的直接收入，由此Y=(1-gover)Y*。因此，可以考察政府干预背景下的情况：

(26)

(27)

所以，式(26)和式(27)反映了有政府干预条件下的部门1和部门2的产出水平(Y1m、Y2m)，从产出视角得出产业结构扭曲为：

(28)

若gover1=gover2，那么政府对两个部门的干预水平相同，此时产业结构扭曲并不受政府干预的影响。当政府干预水平存在差异性时，将会出现产业结构的扭曲。若是对发展较快部门实施更高水平的干预，征收更多的税收，那么将会导致产业结构扭曲水平的降低。

政府干预的目的是为了克服市场失灵，弥补市场机制的缺陷，限制并阻止垄断和不正当竞争行为出现，提供具有外部性的公共服务，从而维护经济的平稳发展。在两部门条件下，政府干预主要通过税收和补贴手段对(1-gover1)/(1-gover2)进行调整，但是调整的方向和目标仍然是促进Y1m/Y2m的平稳发展，同时兼顾效率与公平，以推动各产业面向合意的结构发展。若是某一产业发展快于(慢于)应该的发展目标，那么政府总是倾向于采取各种手段使该产业发展达到合意的发展水平。因此，政府干预程度越高，产业结构扭曲程度越低。

研究推论2：政府干预会负向影响产业结构扭曲。

根据研究推论1和研究推论2可知，政府干预会降低产业结构扭曲，而产业结构扭曲负向影响于TFP增长率，因而政府干预促进了TFP的提升。

研究推论3：政府干预正向促进全要素生产率增长率。

决定部门之间产出增长率差异的因素主要是部门之间的替代弹性、部门之间的技术进步速率、部门内部的要素密集度。部门之间替代弹性越大，越是会加剧部门之间的产出增长率竞争，带来发散趋势。从技术进步的角度看，各部门的技术进步速度才是推动产出增长的源泉，而落后部门能够通过提高技术进步速度提升产出增长水平。从要素密集度来看，劳动的密集投入并不利于产出增长率的提升。

根据理论模型的推导结果可知，政府干预、产业结构扭曲对TFP增长率的影响见图1所示。

图1 政府干预、产业结构扭曲对全要素生产率的影响机制及方向

注：“+”“-”分别代表该变量增长、下降；实线表示主要的作用过程，虚线代表主要作用过程的具体影响渠道。

首先，产业结构扭曲会对全要素生产率增长率起到负向影响。产业结构扭曲的反面是合意的产业结构，而合意的产业结构包含两层含义：一是所有生产要素均能得到“市场体现”与充分利用，获得最大化的要素利用效率；二是要素之间的合理配置，获得最大的配置效率。因此，产业结构扭曲对全要素生产率增长率的负向影响主要通过降低要素利用效率和配置效率而得以实现，产业结构扭曲的本质是参与生产过程中的要素扭曲问题，表现为要素市场的扭曲。原本能够配置到最优的生产领域参与生产的要素，由于产业结构的扭曲，部分生产要素只能参与到低效的领域中，从而降低了要素的利用效率和生产效率，导致产业结构扭曲负向影响全要素生产率增长率。

其次，政府干预有利于全要素生产率的提升。一是政府干预水平的提升将会降低产业结构扭曲程度。产业结构扭曲表现为产业发展所需要的生产要素并不能得到合意的配置，主要原因是市场中可能存在的垄断、信息不对称等导致市场失灵的问题。具体而言，较低生产效率的产业获得更多的资源配置，从而挤占了新兴产业的发展空间和发展动能。产业结构扭曲也存在于第二产业和第三产业之中，例如，房地产业、金融业发展占据较多的资源，一定程度上造成了实体经济发展不振的问题。由于政府干预这一“看得见的手”的促进作用，通过培育新动能和抑制旧动能实现产业结构达到合意水平。政府通过鼓励性的财政奖补、税收减免、政策激励等方式扶持新兴产业在发展初期实现原始的要素保障。政府通过限制性、禁止性条款以控制资源向竞争过剩、产能过剩行业的配置，例如，钢铁产业之中，通过关停落后产能、限产等一系列措施，有利于产业结构面向更加合意的方向演进。二是政府干预会通过降低产业结构扭曲方式提升全要素生产率增长率。政府干预有利于经济发展的新动能萌生，促进旧动能的转型升级，进而有利于降低产业结构扭曲，从而带来生产效率、利用效率和配置效率提升，进而促进全要素生产率的提升。

四、产业结构扭曲的测度

较多有关扭曲的研究均聚焦于企业之间的市场扭曲(Restuccia et al.,2013;孔东民 等,2013)，并且有些研究进一步将市场扭曲细分为要素市场扭曲和产品市场扭曲(盖庆恩 等,2013;王芃 等,2014)。但是，很少有研究涉及到产业层面，对产业结构扭曲的研究更是凤毛麟角，主要原因是产业结构是否存在扭曲以及产业结构扭曲如何测算较为困难。本文在赵秋运等(2015)研究基础之上，尝试从产业结构演变的库兹涅茨曲线入手，即由于产业结构和经济增长水平之间呈现倒U型关系，接下来用已有的经济增长水平推测合意的产业结构状态，产业结构扭曲采用实际的产业结构和合意的产业结构之差进行衡量。

由于地区之间工业化处于不同发展阶段，产业结构也将处于不同的水平和位置。省份之间若是直接比较产业结构水平，可能由于处于不同的发展阶段而存在较大的差异性(1)北京和新疆的产业结构就不能横向对比，主要原因是它们所处的发展阶段、发展目标、发展任务不同，若是以北京的产业结构形态为基准，对比新疆产业结构的扭曲水平将会存在较大的误差。。根据赵秋运等(2015)的研究成果，产业结构的指标(工业/服务业)与经济发展水平(人均GDP对数值)呈现倒“U”型曲线关系。据此，本文绘制2000—2015年中国各省份产业结构和经济发展水平之间的曲线关系，如图2所示，这也验证了产业结构和经济发展水平之间存在显著的倒“U”型关系。

图2 产业结构和经济发展水平的关系

图2显示，随着经济发展到不同的阶段，存在与之对应适宜的产业结构形态。那么，当产业结构偏离于正常值时，则产业结构存在一定程度扭曲。产业结构调整究竟带来“结构红利”还是“结构负利”成为理论研究的焦点(张军 等,2009;干春晖 等,2009)。归根结底，产业结构的持续演进促进了资源在产业之间的高效配置，进而有利于经济增长，产生“结构红利”；若是产业结构调整滞后于合意的产业结构状态，即产业结构存在扭曲，那么将会导致“结构负利”。根据赵秋运等(2015)的研究，构造产业结构正常值的测算公式：

Structure=α1ln(PGDP)+α1ln2(PGDP)+ν+ε

(29)

式(29)中，Structure代表产业结构，根据中国产业发展特征，采用第二产业增加值比第三产业增加值衡量；PGDP衡量经济发展水平，采用地区人均GDP予以衡量；ν代表了地区固定效应；ε为随机误差项。由此可以获得图2中产业结构和经济发展水平的拟合曲线的表达式：

Structure=2.5271×ln(PGDP)-0.1253×ln2(PGDP)+ν+ε

(30)

式(30)中，解释变量ln(PGDP)、ln2(PGDP)的t值分别为11.2753、-10.9631，均在1%的置信水平上通过显著性检验。

通过式(30)可以计算产业结构的正常数值Structure*，则地区产业结构扭曲就是真实数值与计算的正常数值之间的差额(赵秋运 等,2015)，即：

Distortion*=Structure-Structure*

(31)

式(31)中，Distortion*衡量了包含扭曲方向特征的产业结构扭曲。其中，若Distortion*>0，则说明实际的产业结构大于正常的产业结构，地区经济发展更加偏向于第二产业；反之，当产业结构扭曲Distortion*<0，则实际的产业结构小于正常的产业结构，第三产业获得比正常水平更快的发展，地区产业结构更加偏向于第三产业。

由此，包含扭曲方向特征的产业结构扭曲程度公式为：

(32)

式(32)中，Degree*代表包含扭曲方向特征的产业结构扭曲程度。式(31)和式(32)中，产业结构扭曲和扭曲程度的表达式均具有方向性，考察的是具有向工业扭曲、服务业扭曲的概念内涵。在本文的研究中，仍然需要考察产业结构扭曲以及扭曲程度绝对值，即直接考察产业结构扭曲的程度(赵秋运 等,2015)。

据此，产业结构扭曲以及产业结构扭曲程度的表达式分别为：

distortion=|Structure-Structure*|

(33)

(34)

本文将产业结构扭曲的distortion、degree引入到回归模型中，以考察政府干预、产业结构扭曲对tfpch的影响。

表1给出了2000—2015年中国各省份产业结构扭曲和扭曲程度的平均值。总的看来，各地区均存在一定程度的产业结构扭曲，2000—2015年中国产业结构扭曲程度的平均值达到10.60%。从不同地区看，产业结构扭曲程度较低的地区有宁夏、广东、河北、湖南等，而扭曲程度较高的地区有贵州、黑龙江和内蒙古等。经济发展水平较高地区的产业结构扭曲程度处于中等水平，例如：北京、天津、上海、广东等地区产业结构扭曲程度均低于10%。

表1 2000—2015年中国各省份产业结构扭曲和扭曲程度

资料来源：作者计算整理。

五、研究设计

(一)模型设定

接下来设定基本模型用于检验政府干预、产业结构扭曲对tfpch以及tfpch分解项(pech、sech、tech)的影响，具体构建如下计量模型：

tfpchit=α0+α1goverit+α2distortionit/deg ree+α3patentit+α4railit+

α5consumeit+α6urbanit+μi+νt+εit

(35)

pechit/sechit/tfpchit=α0+α1goverit+α2distortionit/deg reeit+α3patentit+α4railit+α5consumeit+α6urbanit+μi+νt+εit

(36)

式(35)和式(36)中，下标i和t分别表示地区和年份；因变量tfpch代表TFP变动；pech、sech和tech分别代表TFP变动的分解项，即分别为纯技术效率变动、规模效率变动和技术进步；核心解释变量为产业结构扭曲和产业结构扭曲程度。为了保证获得稳健可靠的结论，回归模型中加入了控制变量，主要包括：发明专利申请水平(patent)，即地区每万人发明专利申请量，以考察发明专利的原因是发明专利更加偏向于原始创新，不采用授予量而是采用申请量主要是由于没有时间延迟效应，申请量能够真实反映社会创新活力；人均铁路里程(rail)，采用地区铁路里程数与地区常住人口数之比衡量，以考察地区基础设施建设水平；居民消费需求(consume)，采用居民消费占地区GDP的比重予以衡量，从需求端考察对tfpch的影响；城镇化(urban)，采用常住人口城镇化率衡量，该指标作为地区社会发展指标，考察各地区社会发展的差异性。同时模型中还考虑了地区和时间固定效应，εit则是随机误差项。

为了进一步验政府作用的机理，即政府干预影响产业结构扭曲，进而影响tfpch的作用过程，构建回归模型如式(37)所示：

distortionit/deg ree=α0+α1goverit+α3patentit+α4railit+α5consumeit+α6urbanit+μi+νt+εit

(37)

根据研究推论可知，预期gover的符号为负，政府干预会降低产业结构扭曲，进而有利于tfpch的提升。本文主要采用面板数据最小二乘估计(PSL)和面板数据广义矩估计(PGMM)等方法。其中，PSL能够有效补充样本量的数量，从而获得更加稳健的回归结果；PGMM估计能够有效消除模型的内生性影响，进一步验证结果的可靠性。

(二)数据来源

由于港澳台相关指标数据缺失，因此，不将其作为研究样本，本文选择了2000—2015年中国31个省份的面板数据进行分析，具体的样本处理方法主要有以下几个方面：

一是测算tfpch、纯技术效率变动(pech)、规模效率变动(sech)和技术进步(tech)时，需要历年各地区资本(K)、劳动(L)和产出(GDP)的平衡面板数据。本文参照高宇明等(2008)的做法，产出变量以2000年不变价格计算出GDP数值。劳动(L)则以各省份就业人员数为基准。物质资本存量的基本计算方式用了永续盘存法(Goldsmith,1951)，Kt=(1-δt)Kt-1+It，Kt为第t年的资本总量，δt为t年的资本折旧率，参照张军等(2004)的做法，折旧率设定为9.6%，It为t年的投资量。以张军等(2004)的研究成果为基准，用2000年价格水平计算中国省际物质资本存量。考虑到重庆和四川两个省份在分开前后均面临相同的地理位置、发展基础和增长模式，故依据2000年重庆和四川的GDP比重划分物质资本存量(2)张军等(2004)对中国各地区资本存量的测算中，四川和重庆的计算结果并未拆分，两省份物质资本存量总和为10254亿元(2000年的价格水平)，同期重庆和四川的GDP分别为1791亿元、3928.2亿元，本文按照GDP的比重重新划分资本存量数据，因此，2000年重庆和四川的物质资本存量分别为3211亿元、7043亿元。。物质资本存量和新增固定资产投资均按照历年GDP平减指数标准化到2000年的水平值。历年新增固定资产投资来自于国家统计局网站。采用DEAP 2.1软件计算获得的是变动数值，所以需要1999—2015年的基础数值。

二是核心解释变量产业结构扭曲和产业结构扭曲程度的指标，这些指标根据第三部分产业结构扭曲的测算获得，所需要的第二产业增加值、第三产业增加值、GDP等基础数值来自于国家统计局网站。政府干预采用政府财政支出占地区GDP的比重衡量，以考察政府“看得见的手”的影响。

三是控制变量。发明专利申请水平(patent)、人均铁路里程(rail)、居民消费需求(consume)和城镇化(urban)的基础数据均来自于国家统计局网站，少量缺失数据采用插值法予以补充，从而构成平衡面板数据。

六、实证分析

(一)基本回归结果

表2给出了政府干预、产业结构扭曲对tfpch影响的回归结果，主要采用的方法是面板数据最小二乘估计(PSL)和面板数据广义矩估计(PGMM)。PLS估计结果显示，政府干预对tfpch产生显著的正向影响，模型(1)、(3)、(5)、(7)中，政府干预的系数值均在5%以内的显著性水平上为正，这也验证了“有为政府”会对全要素生产率增长率产生积极影响。政府通过“看得见的手”影响经济建设领域中的重大工程、重大基础设施建设，推动具有外部性项目、较长建设期限的项目、重大民生项目建设，并且聚集国力推动重大创新项目、技术创新和研发项目的开展，从而有效解决市场失灵问题；同时，政府干预对产业层面的影响体现在促进新动能不断涌现，这可以引导旧动能转型升级，从而形成TFP提升的局面。

从产业结构扭曲的影响看，产业结构扭曲和产业结构扭曲程度对全要素生产率增长率均具有稳定而又显著的负向影响，并且影响系数的波动较小，这印证了产业结构扭曲的影响具有较强的稳健性。扭曲的本质是产业结构背离合意的产业结构，即存在产业结构超前或者滞后于合意的产业结构形态的情况。若是产业结构超前，可能导致地区产业结构空心化，如希腊旅游业、金融业占据过高比重，产业结构向服务业扭曲，面对国际金融危机时经济出现崩溃；若产业结构滞后，则产业结构制约现实经济发展。总之，产业结构扭曲的微观表现是已有资源配置和合意的资源配置之间存在不协调局面，生产要素和资源并没有得到合理高效利用，这是形成负向影响全要素生产率增长率的根本原因。

表2 政府干预、产业结构扭曲与全要素生产率增长率

注：括号中数值为标准误差;***、**和*分别表示变量在1%、5%和10%的水平通过t检验。下同。

根据Malmquist指数测算的TFP变化情况，可以将TFP分解为纯技术效率变动(pech)、规模效率变量(sech)和技术进步(tech)三个部分。表3中给出了政府干预、产业结构扭曲对TFP分解项的回归结果。从模型的回归结果来看，政府干预对纯技术效率变动、规模效率变动的影响较为显著，模型中的回归系数均在1%、5%的水平上显著为正。表3模型(13)和(14)中，政府干预对技术进步产生负向影响。这表明政府干预对全要素生产率增长率的正向影响存在一定的结构性差异，并且这种正向影响更多表现为纯技术效率变动和规模效率变动。

表3 政府干预、产业结构扭曲与全要素生产率增长率的分解

通过上述分析可知，政府干预促进资源流动，进而带来生产要素、资源利用效率和配置效率的提升，这也是TFP提升的根源。政府干预通过负向影响技术进步方式对tfpch产生一定程度的负向影响，结合模型(13)、模型(14)的回归系数，政府干预负向影响技术进步的系数值较低，所以加总的结果依然表现为政府干预促进TFP的提升。政府虽然能够运用国家的财力去迅速完成规模较大的项目，促进资源要素的合理利用和高效配置，但政府干预并不能带来生产技术水平的提升。

从产业结构扭曲的回归系数看，所有模型中产业结构扭曲、产业结构扭曲程度对全要素生产率增长率的各个分解项的系数均为负，但是产业结构扭曲对纯技术效率变动、规模效率变动的影响并没有通过显著性检验，产业结构扭曲对技术进步的负向影响较为显著，这也表明产业结构扭曲之所以能够降低全要素生产率增长率，是因为通过对技术进步产生负向影响而实现的。当实际的产业结构和合意的产业结构不符合时，便产生了产业结构扭曲问题，此时不论是产业结构超前还是滞后于发展要求，都将会导致产业层面的技术研发潜力并不能完全发挥，从而抑制了技术进步。

政府干预促进全要素生产率增长率的提升，而产业结构扭曲对全要素生产率增长率起到阻碍作用，那么很自然推测就是，政府干预是否会通过降低产业结构扭曲而得以实现？表4对这种影响机理进行检验，在面板数据最小二乘估计基础上，综合采用水平模型(Level)和变化模型(Change)进行检验。结果发现，政府干预对产业结构扭曲存在显著的负向影响，模型(15)和(16)的水平模型中，因变量为产业结构扭曲程度(degree)，政府干预的影响均在1%的显著性水平上为负；变化模型(17)和(18)中政府干预的系数值分别为-0.3779、-0.3787，并且在1%的显著性水平上通过检验，这也表明了政府干预对产业结构扭曲程度影响这一结论具有稳健性。模型(19)—(22)中，不论是水平模型还是变化模型，政府干预对产业结构扭曲(distortion)的负向影响均通过显著性检验。总之，政府干预确实有利于缓解产业结构扭曲。

表4 政府干预对产业结构扭曲的影响

(二)稳健性检验

(1)产业结构偏向性的影响。产业结构偏向工业、服务业是否会影响到基本回归结果呢？表5报告了加入产业结构偏向性、产业结构偏向性和产业结构扭曲程度的交互效应的稳健性检验结果。实证模型中构建工业偏向的指标industry，若实际取值为1时，则产业结构偏向工业；取值为0时，则产业结构偏向服务业。

表5中的检验结果发现，产业结构偏向性、产业结构偏向性和产业结构扭曲程度的交互项影响均不显著，表明地区产业结构不论是偏向于工业还是服务业，对tfpch的影响并不显著。这也再次验证产业结构扭曲对全要素生产率增长率的负向影响具有普遍性，并不随着产业结构偏向工业或是偏向服务业而改变。

表5 考察产业结构偏向性的稳健性检验

(2)产业结构扭曲程度的高低。产业结构扭曲程度呈现时间的U型曲线关系，当处于2004—2011年时，产业结构扭曲水平较低；而处于2000—2003年和2012—2015年两个时间区间中，产业结构扭曲水平较高。以此为依据将其划分为产业结构扭曲程度较低和产业结构扭曲程度较高两组，分别检验政府干预、产业结构扭曲对全要素生产率增长率的影响，具体结果见表6。

表6 考察产业结构扭曲程度高低的稳健性检验

表6回归结果发现，两组核心解释变量的回归系数的方向并没有发生改变，但是在产业结构扭曲程度较低的组中，政府干预、产业结构扭曲的回归系数均不显著；产业结构扭曲程度较高的组中，核心解释变量的系数值均显著。并且从系数值大小来看，产业结构扭曲程度较高组别中的系数值均高于产业结构扭曲程度较低的组别。这再次印证了两条重要结论：第一，当产业结构扭曲程度较高时，产业结构扭曲较为显著，产业结构扭曲对全要素生产率增长率的阻碍作用愈发显著，这也证明了产业结构扭曲是全要素生产率增长率下降的重要因素；第二，当产业结构扭曲程度较低时，政府干预对产业结构的调整能力并不显著，此时对全要素生产率增长率的影响较小，只有当产业结构扭曲程度较高时，政府作用力才越发强烈，有利于降低产业结构扭曲程度，进而推动全要素生产率增长率不断提升。

(3)东中西部地区的异质性影响。为了具体分析东中西部地区影响的异同，根据国家统计局的东中西部地区的划分标准，东部地区共计11个省份，分别为北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南；中部地区共计8个省份，分别为山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地区包含12个省份，分别为内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。表7给出了划分东中西部地区的检验结果。

表7结果表明，政府干预对全要素生产率增长率的正向影响在东部地区和西部地区得到验证，但是中部地区的检验结果并不显著。东部地区和西部地区产业结构扭曲对全要素生产率增长率均存在显著的负向影响，对东部地区的影响较大，中部地区的影响并不显著。背后的经济逻辑可能是：东部地区的政府干预有利于技术先进产能的萌发，会加速落后产能的淘汰，进而促进产业结构合意发展与全要素生产率的提升；西部地区的政府干预更多是为了提高要素利用效率，这带来产业生产效率的整体性跃升，进而促进全要素生产率的提升；中部地区则处于快速工业化的过程中，政府干预的影响存在双重效应，一是政府干预行为降低产业结构扭曲，促进全要素生产率的提升，二是政府行为可能导致更加严重的产业结构扭曲问题，对全要素生产率增长率起到负向影响，例如，中部地区各省份在发展光伏产业、新能源产业、汽车产业时大上快上，导致产能过剩与严重的资源配置扭曲，这不利于全要素生产率的提升。

表7 东中西部地区的稳健性检验

(三)反事实检验

产业结构扭曲导致TFP的损失，那么这一损失的程度到底有多大？参考白俊红等(2016)的研究，本文采用反事实检验的方式考察产业结构扭曲所造成TFP损失的程度。在前文考察各项控制变量的回归模型基础上，定量测算各个地区、时期的固定效应，构建包含产业结构扭曲的回归方程，并且测算各地区包含产业结构扭曲的TFP(包含随机误差项的影响)。在此基础上，删除产业结构扭曲、产业结构扭曲程度的因子进行再次估计，从而能够获得不包含产业结构扭曲的TFP(同时包含随机误差项)。两种方式所测算的TFP之差构成了产业结构扭曲所带来的TFP损失。

表8 中国各省份产业结构扭曲引致的TFP损失缺口(%)

表8中给出了产业结构扭曲所引致的TFP损失缺口。其中，DIST_distortion和DIST_degree分别指产业结构扭曲和产业结构扭曲程度所带来的TFP损失。仅从DIST_degree的测算结果看，产业结构扭曲所引致的TFP损失的平均水平达到0.53%，进一步测算得出TFP变动的平均值为0.9721，这说明TFP增长率处于不断下降的趋势中，而产业结构扭曲已经成为影响中国经济TFP提升以及经济内涵式增长的重要制约因素。

图3 2000—2015年产业结构扭曲引致的TFP损失缺口

图3中给出了2000—2015年产业结构扭曲引致的TFP损失缺口。其中最为重要的一个发现是，产业结构扭曲引致的TFP缺口呈现时间的U型关系。2000年产业结构扭曲引致的TFP损失缺口达到0.53%，随后逐步下降到2009年的0.27%，其后又处于不断上升的趋势中，2015年的损失缺口更是达到0.91%。这也反映出产业结构扭曲的动态调整以及这一调整过程对TFP缺口的长期影响。由此可以发现，近年来，随着中国产业结构扭曲程度不断上升，由此导致TFP损失也愈来愈大。

七、研究结论与政策建议

(一)研究结论

本文通过构建了政府干预、产业结构扭曲对全要素生产率增长率影响的理论模型和计量检验模型，研究发现：政府干预通过技术效率和规模效率提升影响全要素生产率提升；产业结构扭曲通过阻碍技术进步方式抑制全要素生产率提升。进一步检验发现，政府干预对全要素生产率增长率的促进作用是通过降低产业结构扭曲程度而得以实现的。

第一，政府通过“看得见的手”的调控作用推动经济内涵式增长、创新驱动经济增长水平得以提升。这一研究结果为政府实施宏观调控提供有力支撑。政府对经济的作用并不能简单地用“无效、无耻”来解释，这是因为市场经济的运行过程中，依然存在信息不对称、外部性等市场失灵的现象，这时就需要政府“集中力量办大事”，通过政府迅速组织在市场经济中较难组织或者低效组织的资源。这些年较多研究反思国有企业的效率问题，认为国有企业存在效率损失(吴延兵，2012)，但是随着国有企业不断改革，国有企业的经营绩效已经得到迅速提升，甚至国有企业的效率可能会高于民营企业。从政府干预对全要素生产率提升的作用路径来看，政府干预主要通过提升技术效率和规模效率得以实现，说明政府干预虽然对技术进步的影响并不大，但是可以通过提升已有生产要素的技术效率对生产要素进行优化配置，促进全要素生产率的提升。

第二，产业结构扭曲阻碍了全要素生产率的提升。当实际产业结构偏离合意产业结构时，具有较高利用效率的生产要素并不能获得较高的利用效率；同时还会导致生产要素配置的错位，从而降低了生产要素之间的配置效率。通过上述两种影响路径可知，产业结构扭曲不利于全要素生产率的提升。同时，从产业发展的层面看，产业结构扭曲反映的是已有的产业结构跟不上经济发展合意的产业结构，此时传统产业形态过多、新兴产业形态过少，新旧动能转换受阻，即产业层面创新驱动发展水平不够，阻碍了全要素生产率的提升。

第三，政府干预对全要素生产率提升作用可以通过降低产业结构扭曲实现。这种作用路径能够更加清楚地表现出政府干预的影响机制。首先，政府的力量并不能够带来发展性的提升，也就是更高的生产效率、配置效率(3)这里所指的更高生产效率、配置效率，是高于市场有效竞争条件下的生产效率、配置效率。，这是因为政府干预仍然会受制于政府部门的信息不对称、决策失误等方面影响，很难超过有效竞争市场中生产要素的生产效率和配置效率。其次，政府干预虽然不会出现发展性的“高效率”情况，但是会避免保障性的“低效率”出现，从而间接地提高了生产要素的利用效率和配置效率。在市场机制中，由于市场失灵的情况时常发生，所以原本可以高效利用、高效配置的生产要素并不能得到高效利用，而政府干预能够对这种市场失灵进行纠正，以提高生产效率、利用效率和配置效率，从而纠正产业结构扭曲的情况，促进全要素生产率的提升。

(二)政策建议

第一，厘清政府与市场的边界。政府与市场并不是绝对相斥的关系，而是功能互补、目标一致的。一方面，需要充分发挥市场机制在资源配置、产业结构调整中的主导地位，以市场化的手段推动各个层面的资源的渐进式优化调整。另一方面，政府的作用虽然不能过度夸大，但是也要积极发挥政府对要素利用、要素配置、产业发展的引导作用。政府在面对市场失灵时要充分发挥宏观调控作用，积极引导国有资本、国有企业以及财政力量进入企业所不愿意进入的领域，发挥政府集中力量办大事的效率优势和规模优势。因此，政府需要在产业结构优化升级、促进新旧动能转换过程中有所作为，大力支持新兴业态、新兴产业发展，以政府的力量缓解扭曲的产业结构。

第二，高度重视从产业结构优化调整、降低产业结构扭曲角度所获得的全要素生产率提升效应。现阶段，中国经济发展的重要方向是从要素驱动向创新驱动转变，构建经济发展新的内生动力。较多研究关注于创新要素的供给、制度创新供给等微观或者宏观因素，但是却忽视了从产业结构层面获得全要素生产率提升。

第三，要加快构建创新驱动发展新模式步伐，提升全要素生产率。充分推动新旧动能转换，以此挖掘新经济潜力，大力推动市场化经济改革，形成创新人才蓬勃发展、创新成果不断涌现、创新驱动蔚然成风的局面，实现集约发展、绿色发展和创新发展。