杜偉杰

（浙江省經(jīng)濟(jì)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(dǎo)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(shí)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(shí)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(dǎo)下，各省結(jié)合自身實(shí)際情況制定了適應(yīng)區(qū)域發(fā)展的產(chǎn)業(yè)政策指導(dǎo)實(shí)施細(xì)則，加快區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展。但是，產(chǎn)業(yè)政策在具體實(shí)施中涉及面廣、持續(xù)性要求高、變動因素較大，如何準(zhǔn)確地評估其實(shí)施效果，進(jìn)一步識別產(chǎn)業(yè)政策成功實(shí)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(shí)施以來浙江省出口貿(mào)易區(qū)重點(diǎn)發(fā)展的“主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)”信息進(jìn)行匹配，運(yùn)用倍差方法和浙江省企業(yè)微觀數(shù)據(jù)來識別相關(guān)產(chǎn)業(yè)政策的效果。綜合運(yùn)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(jì)局統(tǒng)計(jì)公報(bào)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(xué)地利用倍差方法進(jìn)行相應(yīng)的政策評估。

根據(jù)研究目標(biāo)，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(qiáng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)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(dǎo)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(yīng)主導(dǎo)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(dá)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(biāo)準(zhǔn)統(tǒng)一按照GB/T 4754-2002 分類處理。根據(jù)浙江省統(tǒng)計(jì)局年報(bào)數(shù)據(jù)“工業(yè)品出口價(jià)格指數(shù)”統(tǒng)一調(diào)整為以2012 年為基期的真實(shí)值（確保數(shù)據(jù)統(tǒng)一性，明確數(shù)據(jù)變化特性）。同時(shí)，將每年的“主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)”和《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》代碼進(jìn)行匹配（三位數(shù)行業(yè)代碼），根據(jù)各企業(yè)重點(diǎn)發(fā)展的“主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)”與行業(yè)代碼進(jìn)行匹配，這樣才能明確哪些企業(yè)出口項(xiàng)目是在政策鼓勵下涉及的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)范疇，才能進(jìn)行相應(yīng)的政策評估。其中，“主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)”按照關(guān)鍵詞分開，幫助對應(yīng)政策指導(dǎo)實(shí)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(dǎo)下是否遵循比較優(yōu)勢經(jīng)濟(jì)效果，運(yùn)用檢驗(yàn)平行趨勢確定產(chǎn)業(yè)政策與比較優(yōu)勢隨著時(shí)間變化的趨勢。進(jìn)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(shí)證與討論

（一）實(shí)證模型

本文假定OLS 回歸模型設(shè)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(yīng)，βi是對應(yīng)行業(yè)中固定的效應(yīng)，σt是年份固定效應(yīng)。假定Tt在2012 年末主導(dǎo)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(diǎn)扶持和發(fā)展的“主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)”，Kzi取值為1，否則取值為0。Tt和Kzi是交互項(xiàng)。通過假定模型可以發(fā)現(xiàn)系數(shù)覣是衡量“非主導(dǎo)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(dǎo)產(chǎn)業(yè)”與“非主導(dǎo)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(shí)施效果，主要衡量“主導(dǎo)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?；贠LS 回歸基礎(chǔ)上，研究采取固定效應(yīng)（FE）模型評估產(chǎn)業(yè)政策實(shí)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(dǎo)產(chǎn)業(yè)”中交互系數(shù)為正，表示浙江省2013 年實(shí)施產(chǎn)業(yè)主導(dǎo)政策規(guī)劃以來取得了顯著的成效（政策實(shí)施以來“主導(dǎo)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(jī)干擾項(xiàng)之間可能存在一定的相關(guān)性，以此保證城市聚類。

為了進(jìn)一步了解2013 年以后出口帶動效果與主導(dǎo)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(yùn)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(dāng)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(jìn)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(yīng)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%。基于FE 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(dǎo)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(shí)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(dǎo)共同作用才能發(fā)揮效用。

（二）影響趨勢檢驗(yàn)與政策效果

“主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)”是產(chǎn)業(yè)政策實(shí)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(dǎo)產(chǎn)業(yè)”中可能部分企業(yè)已經(jīng)在產(chǎn)業(yè)政策實(shí)施以前就已經(jīng)具備較快的增長趨勢，表1 的評價(jià)擴(kuò)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(shè)檢驗(yàn)的方式幫助明確擴(kuò)大政策效果的可能性是否在本次模型中存在，進(jìn)一步考量產(chǎn)業(yè)政策是否遵循比較優(yōu)勢變遷效果進(jìn)行動態(tài)考察。為此，采取以下計(jì)量模型：

公式（2）中γj表示企業(yè)固定效應(yīng)，當(dāng)中tyear=n 的時(shí)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(dǎo)產(chǎn)業(yè)”的年份。從2013 年開始到2019 年6 月將對應(yīng)7 個年份（其中2019 年不足一年按照1 年計(jì)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(xiàng)系數(shù)，本文以2013 年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整目錄為基礎(chǔ)，以2012 年作為對照組（n=-1），回歸結(jié)果中ρn表示“主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)”在產(chǎn)業(yè)政策實(shí)施第n 年的出口交貨值和非主導(dǎo)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(yàn)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(shí)，交互項(xiàng)并不顯著，浙江省在新產(chǎn)業(yè)政策實(shí)施之前的影響效果并不顯著。2013 年（n=0）時(shí)，交互項(xiàng)不顯著。但是n 從1 到6 的時(shí)候，交互項(xiàng)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(shí)間增加逐漸遞增，和表1 試驗(yàn)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(shè)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

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(diǎn)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(shè)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(shè)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(shí)施戰(zhàn)略規(guī)劃和戰(zhàn)略引導(dǎo)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(dǎo)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(jī)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(dǎo)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(guān)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(shè)檢驗(yàn)產(chǎn)業(yè)政策作用產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢的穩(wěn)定性檢驗(yàn)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(dǎo)產(chǎn)業(yè)”發(fā)展運(yùn)行的前提條件，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展必須以產(chǎn)業(yè)政策為導(dǎo)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(shè)和區(qū)域經(jīng)濟(jì)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(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)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(dǎo)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(dǎo)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(guān)系研究結(jié)果與學(xué)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(shí)施中應(yīng)進(jìn)一步細(xì)化產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢，突出優(yōu)勢項(xiàng)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(shí)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(yàn)中可以發(fā)現(xiàn)：沒有比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)在相關(guān)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(dǎo)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(guān)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(yùn)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(dǎo)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(dǎo)產(chǎn)業(yè)”時(shí)遵循了地方產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢和相關(guān)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(yàn)發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)政策作用于“主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)”時(shí)候效果明顯，可以提升該行業(yè)的出口額，作用于非主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)時(shí)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(dǎo)向是雙向作用的結(jié)果。同時(shí)，在研究中發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)政策作用于“主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)”的同時(shí)與國際環(huán)境息息相關(guān)，浙江省企業(yè)在今后發(fā)展中將進(jìn)一步擴(kuò)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。