產業結構變遷動力轉換與國有企業改革

徐寶亮 鄧宏圖

摘要：十八屆三中全會將混合所有制確立為基本經濟制度的重要實現形式，同時開啟了國有企業混合所有制改革的新征程?；趪衅髽I作為產業政策實施的主要工具和市場作為競爭政策有效推行的載體的事實，本文從產業結構變遷動力轉換以及國有企業影響市場發展的角度闡釋國有企業改革的原因，同時以市場化的邏輯為國有企業的混合所有制改革提供一個可能性的解釋。實證結果表明：隨著市場化水平的提高，國有企業對產業結構合理化與高級化的邊際效應分別在市場化指數為3.61和12.12時出現向下的拐點;產業結構變遷動力轉換臨界時間點的選擇是國有企業與市場，或者說是產業政策與競爭政策在產業結構合理化與高級化上的總體效應綜合權衡的結果;在市場取代國有企業成為產業結構變遷的主導的前提下，國有企業影響市場的發展是國有企業改革的一個直接原因。此外，文中從企業治理結構、資產管理方式以及行業準入等方面考察了國有企業混合所有制改革在提高市場化水平上的可行性，為國有企業混合所有制改革路徑的選擇提供了一個可能性的解釋。

關鍵詞：國有企業改革;產業結構變遷;產業政策;競爭政策;混合所有制

中圖分類號：F019.6;F062.9;F276.1

Abstract： In the third Plenary Session of the 18th CPC Central Committee， the mixed ownership was established as an important realization form of the basic economic system， and meanwhile， the new process of mixed ownership reform of state-owned enterprises was opened. Based on the fact that State owned enterprises are the main tools for implementing industrial policies and Market is the carrier of effective implementation of competition policy， from power conversion perspective of industrial structure change， this paper explains the reasons for the reform of state-owned enterprises from the perspective of the transformation of industrial structure and the influence of state-owned enterprises on market development， and meanwhile it provides a tentative explanation for the reform of mixed ownership of state-owned enterprises with the logic of marketization. The empirical results show that with the improvement of the market level， the marginal effect of the state-owned enterprises on the rationalization and advancement of the industrial structure is 3.61 and 12.12， respectively; and the choice of the critical time point for the power conversion perspective of industrial structure change is the result of comprehensive trade-offs between the state-owned enterprises and the market， or industrial policy and the competition policy ?on the overall effect of the rationalization and advancement of the industrial structure; under the premise that the market has replaced state-owned enterprises as the leading of industrial structure change， the influence of state-owned enterprises on the development of the market is a direct reason for the reform of state-owned enterprises. In addition， the paper examines the feasibility of the reform of mixed ownership of state-owned enterprises in improving the level of Marketization from the aspects of corporate governance structure， asset management mode and industry access， which provides a possible explanation for the choice of the reform path of mixed ownership of state-owned enterprises.

Key words： Reform of State Owned Enterprises; industrial structure change; industrial policy; competition policy; mixed ownership

一、引言

十八屆三中全會通過的《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》（以下統稱《決定》）提出，“國有資本、集體資本、非公有資本等交叉持股、相互融合的混合所有制經濟是基本經濟制度的重要實現形式”。隨后，政府陸續出臺《關于深化國有企業改革的指導意見》《關于國有企業發展混合所有制經濟的意見》等文件，推動國有企業混合所有制的發展。由此可推斷，國有企業混合所有制改革已成為國有企業改革歷程中的又一關鍵節點。然而，隨之而來的問題是，為什么政府在此時提出改革國有企業，而且國有企業改革的路徑為何選擇混合所有制呢？

自中國進入經濟發展的新常態之后，產能過剩、庫存積壓、杠桿居高等結構性問題的持續凸顯，致使經濟增長放緩，因而執政者適時提出供給側結構性改革戰略，并給以具體的闡釋：“供給側結構性改革，重點是解放和發展社會生產力，用改革的辦法推進結構調整，減少無效和低端供給，擴大有效和中高端供給，增強供給結構對需求變化的適應性和靈活性，提高全要素生產率” 。由此可見，供給側結構性改革側重改善生產要素配置，進而提高產品供給結構的合理化。然而，由于任何產品均歸屬于相應的產業，不可避免地，供給側結構性改革的結果將通過產業結構的變化而呈現。

一般來說，產業政策和競爭政策是推動產業結構變遷的主要路徑，不過何者將被選擇則依存于各國自身面臨的內部約束及外部環境等。對處于后發階段且市場缺失或發育不足的中國而言，相對于競爭政策，基于政府信息優勢的產業政策在彌補市場失靈以及避免路徑選擇風險等上具有優勢。事實上，盡管“產業政策”一詞直至1986年才在官方文件（《國民經濟和社會發展第七個五年計劃》）中正式出現，但在建國之初的計劃經濟時期，政府所實施的重工業優先發展戰略，集中力量優先發展鋼鐵、煤炭、石油化工、機械制造以及國防等工業，便已體現出產業政策的強烈特征。自改革伊始，當發展戰略轉變時，基于政府提高企業決策自主權，以及市場發揮資源配置基礎作用的客觀需要，產業政策則由計劃經濟體制中對產業與企業的雙重干預變遷為對產業的集中控制。進一步地，作為邏輯的自然延伸，產業政策作用于產業結構的變遷毋庸置疑有賴于必要的工具或載體。而興起于重工業優先發展的戰略，同時作為國家出資的國有企業在執行交易成本，推動技術創新及規避風險等方面的優勢，決定其成為實施產業政策的角色。

然而，在產業結構變遷的路徑選擇上，產業政策并非無條件或永恒的，而是以市場發育不足為前提的。隨著市場化水平的提高，信息可得性的增加及其成本的降低使得競爭政策相對于產業政策在推動產業結構變遷上占優。與此同時，競爭政策是以市場競爭促進產業結構變遷的路徑，而作為產業政策實施載體的國有企業的預算軟約束及其對資本市場的割裂、壟斷等問題卻影響市場的發展。因此，產業結構變遷動力的轉換，即由維護市場的競爭政策替代政府主導的產業政策，以及國有企業自身對市場的抑制是推動國有企業改革的主要原因。為從實證上給以證明，本文將建立門檻面板回歸模型從產業結構變遷動力轉換的視角確定國有企業改革臨界時間點的選擇，并通過構建靜態面板模型驗證國有企業與市場化之間的關系，從而為國有企業的改革提供依據。在國有企業改革合理性的基礎上，本文將嘗試著以市場化的邏輯為國有企業混合所有制改革路徑的選擇提供一個可能性的解釋。

本文的結構安排如下：第二部分在說明國有企業為何成為產業政策實施工具的基礎上，以產業結構變遷動力轉換以及國有企業影響市場發展為視角，從理論上闡釋國有企業改革的原因，進而提出本文可驗證的兩個假說;第三部分建立實證模型，同時說明模型中相關變量的選擇與處理，以及原始數據的來源;第四部分使用1993-2014年29省、直轄市、自治區的面板數據估計模型以驗證本文的兩個假說;第五部分闡述國有企業混合所有制改革路徑選擇的市場化邏輯;第六部分是本文的結論。

二、邏輯分析與理論假說

對處于市場經濟體制中的后發中國而言，由于市場機制發育極不完善，產業政策的實施因而被賦予了特殊的功用。其一，在市場機制不完善的情況下，產業政策可彌補市場失靈，優化資源在產業間的配置，促進產業結構的合理化[1-3]。這主要表現在兩個方面：一是，中國作為處于世界產業鏈內部的發展中國家，其企業易于在新的、有前景的產業上形成共識，但由于信息的不完全或者不對稱，各企業難以確知行業中企業的數量，在投資上容易出現“潮涌現象”，因而若是政府不對市場加以干預，則由投資過熱以及產能過剩所形成的產業結構發展失衡可能無法避免[4][5];二是，即使在市場化程度很高時，某些產業產品或服務具有非排他性（如公共物品），或者產品的排他性成本高昂，或者投資門檻較高等使得私人企業不愿意進入，或無法越過初始門檻而難以進入，故而出于維持各產業結構的合理化，以及整體經濟發展的考慮，政府通過產業政策可彌補市場的失靈，推動此類產業的建立與發展。其二，在中國市場經濟起步晚、市場化水平較低的客觀背景下，政府基于其信息優勢推行產業政策，可在彌補產業結構缺陷的同時，將產業結構維持在相對合理的比例，以及避免路徑選擇上的風險與不確定性，推動產業結構的優化升級。產業發展盡管有其特殊但存在一般性的發展規律，因此作為處于世界產業鏈內部的中國，政府可以基于其職能部門大量的資料收集和整理以及反復研判[3]，在明確當前產業結構所處位置的基礎上，一方面，結合對社會的需求結構的判斷（相對于企業而言，其判斷將相對準確），對其接下來產業結構的變遷方向作出合理的預期;另一方面，能夠利用已經發展成熟的技術，或者通過國家集中財力、物力、人力等開發新的技術為產業結構的優化升級提供支撐。由此可見，在市場發育不完善或存在缺陷的情況下，后發國家政府可通過產業政策彌補市場失靈以及避免路徑選擇風險等推動產業結構變遷。

產業政策的實施必然離不開必要的手段，一般來說，主要有財政、金融、外貿、政府訂購等間接誘導手段以及配額制、許可制、工資與價格控制等直接限制手段[6]。然而，無論是間接誘導手段還是直接限制手段均有其必要的載體，即產業政策的實施工具。以2017年的世界500強為例，中國內地（含中國香港在內，不含中國臺灣地區）有109家企業入圍，其總營業收入為6.04萬億美元，占中國2016年GDP的55%，其中80%的入榜企業為地方國企或央企 。在2008年政府出臺的“一攬子計劃”，其中絕大部分為政府推動的投資項目，而且90%的項目被國有大中型企業所承擔，民營企業很難參與其中[7]?？梢?，在中國的情境下，國有企業是產業政策實施的主要工具或載體。為什么政府選擇以國有企業為主要政策工具來推行產業政策呢？對此，可從兩個主要的方面加以分析：

其一，中國轉型時期經濟增長是地方政府主導的投資拉動型經濟增長模式[8]，因此地方政府在政績進而晉升激勵的作用下，遵循“中央舞劍、地方跟風”的模式可以爭取中央的產業政策支持，從而獲取額外的發展資源[9][10]，而通過國有企業實施產業政策則可降低政策執行的交易成本。這是因為，國有企業高管均由政府任命，在國有企業承擔多重目標時，相應地，政府對國有企業高管的考核也必然是多個指標的綜合，所以高管積極執行政府的產業政策不僅可使國有企業通過政府的政策優惠以及轉移支付以促進自身的發展，同時亦可表現出高管對政府產業政策的積極響應態度以便于自身的晉升。

其二，從所有制角度，吳延兵（2012）[11]、董曉慶等（2014）[12]分別從創新的剩余控制權與剩余索取權不相匹配與高管尋租方面強調國有企業在創新上的效率損失。然而，作為國有企業的高管，創新提高企業的經營績效，直接關系到自身的升遷，因此無論創新的剩余控制權與剩余索取權匹配與否，均有激勵推動企業創新。而且，出于創新具有較大的風險與不確定性，以及國有企業所擁有的雄厚資本，加之產權性質上的原因，國有企業在創新上相對于其它非國有企業具有優勢。仲為國等（2016）[13]通過分析發現，國有企業的創新動向指數高于非國有企業;同時相應地規模上，大型國有企業的創新動向指數平均得分大于大型非國有企業和小型非國有企業的平均得分。此結論印證了李政、陸寅宏（2014）[14]的觀點，即國有企業是自主創新的重要主體和國家創新體系不可或缺的組成部分，是中國實現創新驅動發展的主要依靠力量。

不過，以國有企業為載體的產業政策的實施并非無條件或永恒的。事實上，無論是政府主導的產業政策，抑或是維護市場的競爭政策，均是資源配置的形式，區別在于其配置方式，即選擇以政府干預還是以市場自由調節。在市場發育不足或相對統一的市場尚未形成時，盡管產業政策在促進產業結構變遷上具有不可替代的作用，不過，隨著市場化水平的不斷提升，信息可得性的提高及其成本的降低，一方面，以市場引導資源在產業間的配置，可優化資源的配置效率，提高產業發展與社會需求的匹配度，節省匹配成本;另一方面，政府在推動產業結構升級上不僅不比企業具有信息上的優勢，反而由于其決策的滯后性或產業政策的失誤而阻礙產業結構的升級，因此，相對于政府主導的產業政策，此時維護市場的競爭政策則是產業結構升級的首位推動因素。馮曉琦、萬軍（2005）[15]通過對亞洲金融危機的分析證實了以市場化水平為前提的政策轉換的必要性，即在市場發育不完善時，以政府干預為特征的產業政策可推動“蛙跳”式的經濟增長;當市場發育趨于完善時，產業政策應淡出歷史的舞臺，代之以維護市場競爭的競爭政策。而江飛濤、李萍（2010）[16]則基于對市場機制的理解對競爭政策的有效性作出肯定，認為相對于具有強烈計劃色彩和管制特征的選擇性產業政策的阻礙作用，競爭政策可以增進市場的協調功能和優勝劣汰的機制推動產業的發展和產業結構的動態調整。不過，有必要指出的是，產業政策在推動產業結構變遷上喪失其主導位置，并非意味著產業政策必然消失，因為產業政策在彌補市場失靈以優化產業結構等方面的作用依然不可替代。

此外，隨著市場的發展，以國有企業為實施工具的產業政策在推動產業結構變遷上的作用減弱，以及以市場為載體的競爭政策的作用相應地增強，此消彼長，二者共同決定了產業結構變遷動力轉換臨界時間點的選擇。然而，臨界時間點的確定并不能為國有企業的改革提供解釋，即國有企業不僅是產業政策實施的工具，同時亦抑制了市場的發展。而國有企業對市場發展的抑制性影響，主要體現在：其一，政府的“父愛主義”所造成的退出困難使無效率（或者宏觀效率，或者微觀效率）的國有企業能夠持續存在，由其導致的結果則是市場發揮作用的范圍受限;其二，預算軟約束使金融機構形成國有企業貸款是以政府財政為擔保的預期，故金融機構出于風險規避上的考慮更愿意將資金貸于國有企業，而非國有企業則在資金信貸上則因歧視而處于劣勢，因此政府對國有企業的預算軟約束使金融機構在資金信貸上以二元結構劃分的形式割裂資本市場。此外，由政府和國有企業壟斷相結合所形成的行政壟斷表面上限制了民營企業自由進入交通、電力、電信、石油、天然氣等諸多行業，而實質上是阻礙要素的自由流動，破壞市場自由、公平競爭的原則，使市場難以發揮有效配置資源的作用。

基于上述的邏輯分析，本文提出兩個可驗證的假說：

假說1：在市場化水平較低時，相對于市場在資源配置上的有限性，通過國有企業實施的產業政策是推動產業結構變遷的主導;而隨著市場化水平的提高，國有企業與市場作為載體的優勢此消彼長，在達到并超過特定的臨界值之后，維護市場的競爭政策成為推動產業結構變遷的首要因素。

假說2：在競爭政策取代產業政策取成為產業結構變遷的主導的前提下，國有企業對市場的抑制推動了國有企業的改革。

三、研究設計

根據假說1，國有企業對產業結構變遷的作用隨著市場化程度的提高而不斷下降，最終將主導地位讓位于市場。為驗證假說1是否符合中國的特定現實，本文將構建門檻面板模型以檢驗市場化的門檻估計值是否顯著，以及考察在門檻估計值顯著時國有企業系數估計值的變化情況，進而分別計算并比較國有企業與市場在推動產業結構變遷上的總體效應。

（一）門檻面板模型的構建

本文的模型將以Hansen（1999）[17]建立的門檻面板模型為基礎。在Hansen（1999）[17]所考慮的固定效應門檻面板模型中，其基本方程為：

式中，下標 、 （ ， ）分別表示樣本個體與時間， 為被解釋變量， 為解釋變量， 為門檻變量， 為待估計的門檻值， 、 為待估計的系數， 為示性函數， 則表示不隨時間而變的個體特征， 是隨機擾動項，假設服從均值為0，方差為 的獨立同分布。

在單一門檻模型中，門檻面板模型以門檻值為分界點劃分樣本區間，從而對比解釋變量的對被解釋變量的邊際效應在門檻值兩側在趨勢上的變化。為此，式（6.1）則等價于一個分段函數，即

借鑒Hansen（1999）[17]構建的面板門檻模型，以及前文所闡述的具體邏輯，本文建立的模型為：

其中， 、 、 、 是相關變量的系數;被解釋變量INSTR表示產業結構;門檻變量MARKET表示市場;核心解釋變量SOE代表國有企業，而MARKCU是MARKET的三次方形式; 是控制變量，其選取依據于已有的研究，以及相應的分析邏輯。

在Hansen（1999）[17]的門檻面板模型中，門檻值的確定是基于最小殘差平方和的原理。具體而言，估計門檻值可分為兩步，首先給定 的取值，由OLS通過一致性估計得到模型的殘差平方和 ;其次，由于模型的殘差平方和越小意味著模型對樣本的擬合程度越高，因而可選擇使殘差平方和 最小的 作為門檻估計值，即 。在研究中，為同時考慮模型估計的準確性與效率，可使用Hansen（1999，2000）[17][18]所提出的“格柵搜索法”（Grid Search）給出一系列門檻值 ，繼而通過OLS求出相應的最小殘差平方和，在此基礎上依據最小殘差平方和原理則可確定真實門檻值的合理估計值。

在估計出門檻面板模型中的門檻值及其變量系數值之后，為保證模型估計的可靠性，有必要通過對門檻效應的顯著性和門檻估計值的真實性進行檢驗。首先，檢驗門檻效應的顯著性以驗證模型中的門檻效應是否存在。以式（1）為分析基準，則表示模型中不存在門檻效應的原假設 是 ，相應地，備擇假設 為 。此時，檢驗的統計量為：

式（4）中， 為在“ ： ”約束下所得到的殘差平方和，而 為隨機誤差項方差的一致估計。由于檢驗統計量 的漸進分布是非標準分布，故而Hansen（1996）[19]提出以自助法（bootstrap）來獲取其一階漸進分布，進而得到漸進有效的臨界值。

其次，檢驗門檻估計值的真實性，也即檢驗模型門檻估計值是否等于門檻真實值，其檢驗的原假設為 ，相應地備擇假設為 。此時的檢驗似然比統計量為：

其中， 、 分別為原假設 成立時殘差平方和與殘差方差。不過，類似于 ，似然比統計量 的漸進分布同樣是非標準分布。為此，Hansen（1999）[17]通過研究提出處理方式，即當 時，拒絕原假設;相反，則接受原假設，其中 為顯著性水平。一般而言，在 依次對應于1%、5%、10%的顯著性水平， 的相應值分別為10.59、7.35、6.53。

（二）變量說明與數據來源

1、變量說明

被解釋變量。文中以產業結構變遷作為被解釋變量，借鑒干春暉等（2011）[20]對產業結構變遷的度量，從產業結構合理化和產業結構高級化兩個維度對產業結構加以衡量。產業結構合理化是指產業之間的聚合質量，衡量要素投入結構和產出結構的耦合程度，以重新定義的泰爾指數 進行測度，即 ，其中， 表示特定產業分類; 表示產業分類數量; 、 分別表示第 產業的產值與就業人數;相應地， 、 則分別表示國民收入與總就業人數。 的值越是趨于0，意味著產業結構越合理;當 時，則表明經濟處于均衡狀態。而產業結構的高級化則衡量產業結構的升級，用第三產業產值與第二產業產值的比重測度，即 。

核心解釋變量。國有經濟比重（SOE）與市場化水平的三次方項（MARKCU）是核心解釋變量 。對于國有經濟比重的衡量，文中使用國有經濟固定資產投資與全社會固定資產投資的比重來表示[21]，而市場化水平（MARKET）則借鑒樊綱等（2011）[22]、王小魯等（2017）[23]計算的市場化指數。不過在樊綱等（2011）[22]報告的1997-2009年市場化指數與王小魯等（2017）[23]報告的2008-2014年市場化指數在計算基期上并未統一，前者以2001年為基期，而后者則以2008年為基期。為此，為實現數據在基期上的統一以保證其在長時段研究中的可行性，本文的處理方式是：首先，將以2008年為基期與以2001年為基期的2008年的市場化指數相除，求得相應的比重，類似于計算平減指數，與此同時，對2009年的市場化指數執行相同的處理;其次，通過對比兩個比重的大小發現，二者大致一致，這一結果符合預期，而且證明了將要進行的基期處理的合理性;第三，將兩個比重計算算術平均數，而后以2008-2014年的市場化指數分別除以該算術平均數，由此則將以2008年為基期的市場化指數調整為以2001年為基期的市場化指數。

門檻變量。本文所選擇門檻變量是市場化水平，其依據是本文所闡述的邏輯，即對處于轉型期的發展中國家而言，當市場發育不成熟時，以國有企業為工具的產業政策是推動產業結構變遷的主要動力;而隨著市場化水平的不斷提高，以市場為載體的競爭政策將接替產業政策在產業結構變遷中起主要作用。

控制變量。由于產業結構的變遷是多重因素綜合作用導致的結果，因而為準確衡量國有企業與市場化水平的影響，文中選取人力資本存量（HUMCAP）、收入-差距比重（AVUR）、技術創新（PATENT）、出口占比（EXPROP）、外商直接投資比重（FDIPROP）作為控制變量。（1）人力資本將同時考慮教育與健康兩個因素，故而文中借鑒楊建芳等（2006）[24]以C-D函數形式設定的人力資本公式，即 ，其中HST為高等學校專任教師數，而HTP則表示衛生技術人員數，相應地，取對數后的人力資本則以lnHUMCAP代表。（2）收入-差距比重是對數形式的人均國民收入與城鄉收入差距的比值，之所以如此處理是因為人均國民收入難以表明收入的分配狀態，不足以體現國民整體的收入水平，而收入-差距比重則在某種程度上彌補人均國民收入單一指標的缺陷，從而使國民收入狀態與產業結構變遷的關系相對更為準確。（3）技術創新作為供給層面作用于產業結構變遷的因素，在文中選擇以專利授權量來反映，并使用其對數形式（lnPATENT）。（4）出口占比是衡量國外需求對本國產業結構變遷的影響，本文以出口總額占GDP的比重表示。（5）外商直接投資比重主要用以衡量國外投資者在本國投資影響產業結構變遷的方向與程度，這里采用外商直接投資占全社會固定資產的比重表示。

2、數據來源與統計描述

本文的研究樣本選取1997-2014年中國內地29省、直轄市、自治區（以下均稱?。┑拿姘鍞祿?，其中依據郭杰、李濤（2009）[25]與李梅、柳士昌（2012）[26]等的處理方式，由于重慶市于1997年直轄，故而將重慶并入四川省進行分析，而西藏則因數據的可得性與完整性未包括在內。對于文中變量的衡量指標，變量說明部分已作詳細的解釋，但并未涉及原始數據缺失值的處理，故而有必要對此以及某些細節稍作進一步的說明。文中所缺失的原始數據均是依據相鄰3年數據的幾何平均增長率來填充，同時在城鄉收入差距的計算中，由于農村居民家庭人均可支配收入在官方公布的統計資料中缺失，故而以農民人均純收入代替。此外，文中通過GDP平減指數將人均GDP的名義值統一換算為以2001年為基期的真實值;在四川、重慶的合并問題上，因個別指標計算的復雜性或數據缺失，因而使用算術平均數作相應的處理。至于文中的原始數據，除市場化指數來源于《中國市場化指數：各地區市場化相對進程2011年報告》《中國分省份市場化指數報告（2016）》之外，其他數據均來自于中國經濟與社會發展統計數據庫、《中國科技統計年鑒》《中國統計年鑒》以及相應各省的統計年鑒等。在補足原始數據缺失值的基礎上，依據相應的計算或處理方式，文中所有變量的描述性統計，如表1：

四、實證結果

（一）產業結構變遷模型實證結果

本文在估計門檻面板模型時，將柵格值設置為400，并選擇自助法（bootstrap）抽樣300次模擬模型中F統計量的漸進分布。為確定模型中的門檻數量及其形式，在對式（3）估計的過程中，文中依次設定1個門檻、2個門檻分別估計，其結果表明無論以產業結構合理化，抑或是產業結構高級化為被解釋變量，單門檻值所對應的F統計量的P值在10%的顯著性水平下顯著，而第2個門檻值所對應的F統計量的P值即使在10%的顯著性水平下亦不顯著。為此，本文確定以單門檻面板模型分析國有企業與市場和產業結構變遷之間的關系。如表2所示，基于最小殘差平方和的門檻值確定原理，國有經濟比重在作用于產業結構合理化（TL）與產業結構高級化（TS）時所對應的門檻值分別為3.61和12.12，其F統計量的P值在10%以內，因而在10%的顯著性水平通過檢驗。

為保證門檻面板模型中門檻值估計的準確性，在門檻效應的顯著性被證實的前提下，有必要進一步檢驗門檻估計值的真實性。如圖1所示，在產業結構合理化與產業結構高級化的門檻面板模型估計結果中，最小殘差平方和所選擇的門檻值對應的似然比統計量均低于臨界值7.35，因而在5%的顯著性水平下，接受原假設，即門檻估計值等于真實值。

此外，由表3可見，在被解釋變量為產業結構合理化時，當市場化指數小于等于3.61，國有經濟比重對產業結構合理化的邊際效應為-0.120，即國有經濟比重每提高1個單位，TL下降-0.120個單位，意味著國有企業的發展將促進產業結構的合理化程度提高;而當市場化指數大于3.61，國有經濟比重對產業結構合理化的邊際效應是-0.087，這不僅顯示出國有企業發展對產業結構合理化依然存在正面的促進效應，同時由于-0.087>-0.120，表明隨著市場化水平的提高并超過特定水平，即市場化指數超過3.61時，國有企業對產業結構合理化的正向效應低于之前。而在產業結構高級化是被解釋變量時，國有經濟比重對產業結構高級化的影響以市場化指數為12.12為臨界點，即在臨界點的左側，國有經濟比重對產業結構高級化的邊際效應為0.298，意味著國有企業的發展推動產業結構的高級化;在臨界點的右側，相應的邊際效應為-1.924，表明國有經濟比重的提高對產業結構的高級化產生負面影響。另外，模型估計的門檻值在證實其臨界點兩側國有企業對產業結構變遷存在不同影響的同時，為各省基于自身市場發育程度在國有企業上實施差異化的政策提供依據。如表4所示，1997年，市場化指數高于3.61的省份在29省中占61.07%，主要分布于東、中部地區;2014年，以12.12 作為市場化指數的臨界值時，僅有天津、上海、江蘇、浙江、廣東等5個發達的東部省份越過臨界值，而其余省份則均在臨界值以下。

不過，不同于地方政府基于各自背景制定政策的區域限制，對中央政府而言，其政策的制定是以全國為整體作通盤考慮，因此具體到產業政策是否轉換為競爭政策，以及在何時轉換，則依據于產業政策與競爭政策在全國層面上推動產業結構變遷時的表現。由于國有經濟比重與市場化指數在計算上的差異，因而無法直接比較二者對產業結構變遷的邊際效應。為此，文中使用全國國有經濟比重（SOEC）與市場化指數（MARKETC）計算二者對產業結構變遷的總體效應 ，即以文中估計的國有經濟比重和市場化指數的系數，分別乘以相應的全國國有經濟比重與市場化指數三次方所得的值。對應于省級國有經濟比重的處理方式，全國國有經濟比重同樣以國有經濟固定資產投資與全社會固定資產投資的比重來表示。而在全國的市場化指數方面，因樊綱等（2011）[22]、王小魯等（2017）[23]在計算各省市場化指數時并未將全國市場化指數作為指標考慮，故文中通過各省的GDP比重對市場化指數作加權平均，即 。之所以選擇以各省的GDP比重作為全國市場化指數計算的權重，有兩個層面的原因：其一，由于市場在資源配置中的邊際作用是遞增的 ，因而市場化指數越高的省份應該賦予越高的權重，若是以算術平均數計算則因權重相同而忽略了市場的這一顯著性特點;其二，各省GDP與其市場化指數的相關系數為0.772，意味著二者相關性較高，故而選擇以GDP比重加權平均各省的市場化指數，從而得到全國的市場化指數。

如圖2（左）所示，國有企業對產業結構合理化的總體效應（TESOETL）在整體上呈上升趨勢，意味著國有企業在改善產業結構合理化上的作用不斷下降;相反，市場的相應總體效應（TEMARKCUTL）則表現出下降趨勢，并在2012年，國有企業對產業結構合理化的總體效應首次超過市場，從而市場成為推動產業結構合理化的主要力量。由圖2（右）可知，與國有企業對產業結構高級化總體效應（TESOETS）的下降趨勢不同，市場的相應總體效應（TEMARKCUTS）整體上處于上升趨勢，且在2002年便已超過國有企業。不過，政府對產業結構變遷動力的轉換，繼而國有企業的改革并未選擇2002年作為臨界時間節點。這是因為，其一，盡管在2002年之后，市場成為推動產業結構高級化的主導，但國有企業仍然正向作用于產業結構的高級化;其二，更重要的是，除產業結構高級化之外，產業結構變遷動力的轉換同樣需要考慮產業結構的合理化。由此可見，產業結構變遷動力轉換（亦即國有企業改革）臨界時間點的選擇是國有企業與市場，或者說是產業政策與競爭政策在產業結構合理化與產業結構高級化上的總體效應綜合權衡的結果。