政府干预、法治水平与产业结构升级

〔 DOI〕 10.19653/j.cnki.dbcjdxxb.2020.04.005

〔引用格式〕  孙美霞.政府干预、法治水平与产业结构升级——基于我国省级面板数据的经验证据[J].东北财经大学学报，2020，（4）：39-47.

〔摘要〕本文以我国31个省份2005—2017的面板数据为研究样本，考察了政府干预、法治水平对区域产业结构升级的影响。研究发现：双向固定效应模型的估计结果表明，降低政府干预程度、加强法治水平建设有助于促进区域产业结构优化升级，在利用工具变量法和动态面板回归控制内生性后，结论依旧稳健;“十大产业振兴规划”的实施加速了政府职能的转变和法治环境的建设，推动了产业结构转型升级;分样本回归结果表明减少政府干预、提高法治水平对我国中西部地区优化产业结构具有重要推动作用，而东部地区的产业结构升级将更多依靠人力资本和技术创新因素。上述结论可为政府等监管部门制定政策提供参考，有助于“新常态”下我国产业结构升级有序推进。

〔关键词〕政府干预;法治水平;产业结构升级;双向固定效应模型;两阶段最小二乘估计

中图分类号：F062.9  文献标识码：A  文章编号：1008-4096（2020）04-0039-09

一、引 言

当前，我国正处于“三期叠加”的特定阶段，经济下行压力加大，GDP增速已由2010年的10.3%下降到2019年的6.1%。此外，2020年爆发的新冠肺炎疫情已蔓延至全球多国及地区，这将对我国宏观经济健康运行造成持续性的负面影响。面对国内外市场环境的不断变化，深入探讨政府与法治等外部治理环境在市场运行中的作用，对有效厘清政府權责、完善法治环境、促进产业结构升级具有重要现实意义。

在我国现有的政治和经济体制下，行政和财政分权的激励^[1]、晋升锦标赛和地方分权式的威权主义体系特点使得地方政府有较高的热情去干预市场，影响地方经济增长方式^[2]。一方面，政府通过“攫取之手”干预金融市场，强化预算软约束，降低企业创新动力和资本配置效率，阻碍经济增长和产业结构调整^[3]。另一方面，政府通过“扶持之手”弥补市场机制的缺陷，在市场失灵时适时调整经济政策，扩大信贷等金融体系覆盖面，为更多经济主体提供资金支持^[4]。此外，La Porta等^[5]和Djankov等^[6]一系列研究表明，法律是信用市场发展的一个重要决定因素。在我国经济转轨期间，提高法治水平能够缓解预算软约束，进而影响区域产业结构优化。基于此，本文把政府干预、法治水平和产业结构升级纳入统一分析框架，主要回答以下两个问题：一是地方政府干预的降低能否真实推动产业结构优化升级？二是法治水平高低如何作用于产业结构升级？

本文以我国31个省份2005—2017年的省级面板数据为研究样本，对以上两个问题进行了实证检验。实证结果发现，减少政府对经济的干预能够提高第三产业和第二产业的比值，从而实现优化产业结构。法治水平越高，对产业结构升级的促进作用越大。在利用工具变量和动态面板模型等方法控制内生性后，以上结论依旧稳健。进一步地，本文发现“十大产业振兴规划”对产业结构起到优化作用;分区域的检验结果表明在中西部等内陆地区，政府干预、法治水平对产业结构升级的影响十分显著，而在东部等沿海地区，这些作用并不显著，产业结构升级更多依靠有效控制人力资本等方面。

本文的边际贡献主要体现在以下三方面：首先，已有文献大多采用传统面板回归模型，未对内生性问题加以考虑。本文在利用双向固定效应模型的基础上，进一步运用工具变量法和动态面板广义矩估计方法控制研究问题可能的内生性，从而获得稳健可靠的结论。其次，国内外学者多从金融发展的角度考察其与产业结构升级的关系，鲜有文献直接研究政府干预和法治水平等外部治理环境如何影响产业结构升级。本文则探讨了政府干预、法治水平等外部治理环境变量如何影响产业结构的优化升级。最后，通过不同经济区域的分组回归，本文发现政府干预、法治水平等外部治理环境对产业结构升级的作用在沿海和内陆地区之间存在异质性，从而为政府制定宏观经济政策提供了一定的决策参考。

二、理论分析与研究假说

（一）政府干预与产业结构升级

Bushman等^[7]研究认为，从全球视角来看，政府通过不同手段干预市场，从而对市场发展进程产生影响并非我国独有现象。但由于我国特殊的制度背景，该现象在我国尤为明显^[8]。1980年开始实施的财政分权改革，使得地方政府将实现区域经济利益最大化作为其决策导向^[9]，同时，以经济发展为核心的政绩考核机制进一步驱使地方政府盲目追求GDP增长。此外，地方官员的平均任期为3—5年，为满足晋升“政绩”需要，官员通过行政干预将促进地方经济长期发展的意愿转变为决定经济增长路径和方式的能力，以期在较短时间内使辖区经济出现明显增长，进而造成经济发展的“短视化”^[10]。

产业结构升级的关键在于提升技术进步和资源配置效率。在GDP为主导的目标体系下，一方面地方政府通过提供利率优惠与隐性担保等多种方式对资金投向与规模进行干预，使得信贷资源集中于政府扶持产业，从而发展出一批能够产生“政治明星”效应的企业以彰显政绩，进而达到政治晋升的目的^[11]。另一方面，基于政治关联、意识形态和政治声誉的考虑，政府在分配资金时按照政治主从次序和政治风险原则引导资金流向资金运用和投资效率相对低下的国有企业。政府扶植落后行业的干预行为使得高成长性行业因资金短缺而“举步维艰”，低成长性行业因金融资金支持而在衰退中“徘徊”，整体竞争力减弱，导致地区技术进步水平下降，市场功能机制被扭曲，过多资源配置到投机性强、效益低下的部门与区域，进而造成产业资源配置的低效率，滞缓产业结构升级^[12]。当前各地僵尸企业和产能过剩并存的现象就是地方政府过度干预对产业结构升级影响的缩影。

基于以上分析，笔者提出如下假设：

H1：地方政府干预与产业结构升级负相关，即地方政府干预程度越严重，对产业结构升级的抑制作用越显著。

（二）法治水平与产业结构升级

法治水平的提高不仅有助于当前改革持续推进，促进国家层面治理体系和治理能力现代化，还能够完善我国市场经济体制，推动经济转型升级。

Jappelli等^[13]研究表明，建立完善的法制环境，对投资者进行有效保护有利于降低银行贷款风险，提高银行对企业的贷款意愿，进而缓解中小企业面临的融资约束。由于我国目前仍处于转轨阶段，执法力度和执法水平相对较低，司法体系缺乏独立性^[14]，这造成我国法治水平整体而言相对较差，投资者保护体系存在严重不足。同时，我国各省份的法治建设水平不一，不同区域之间表现出极大的不平衡性。

法治水平的提高和司法部门独立性的加强，有助于促进区域产业结构升级，具体表现在两个方面：首先，促进金融市场发展，缓解预算软约束。“法与金融”的一系列研究表明，一国金融市场的健康发展，离不开其法治水平的提升和法律执行力的增强。因此，法治水平提升、法治环境建设能够促进金融市场和金融中介的发展，有助于打破地方政府和国有企业部门的预算软约束，提高高新技术行业等高产业附加值产业获得银行贷款的能力，缓解非国有企业的融资约束，加强区域内技术进步和科技创新活动，为各类所有制企业提供公平的竞争环境，进而推动产业结构升级。其次，完善的法治环境能够有效保护投资者权益，限制地方政府对国有企业和民营企业的差别性对待，促进民营企业在资源和人力上的投资，提高社会资本配置效率。此外，完善法治水平还可以消除行业壁垒，有助于民营企业进入垄断产业，促进中小企业健康稳定发展。资本配置效率的优化和非国有企业的持续发展进一步推动区域产业结构升级。

基于以上分析，笔者提出如下假设：

H2：地区法治水平与区域产业结构升级正相关，即地区法治水平程度越高，对产业结构升级的促进作用越显著。

三、研究设计

（一）变量选取和度量

（1）产业结构升级变量。近十年来，以农业为主的第一产业占我国GDP的比重长期稳定在10%左右，产业结构升级主要表现为以服务业为主的第三产业对以工业为主的第二产业的替代效应。因此，参考干春晖等^[15]的研究，本文采用第三产业增加值与第二产业增加值的比值（IND）作为产业结构升级的代理变量。

（2）外部治理环境变量。本文所研究的外部治理环境变量包括政府干预（GOV）和法治水平（LAW）。区别于已有文献大多以单一指标衡量政府干预行为和地区法治环境的做法，本文基于王小鲁等^[16]在《中国分省份市场化指数报告（2018）》中编制的分类市场化指数，以“政府与市场的关系”这一子指标度量政府干预（GOV），以“市场中介发育和法律制度环境”这一子指标度量法治水平（LAW）。其中，根据该报告的指数编制方法，GOV是一个反向指标，数值越小表示政府干预越强;LAW是正向指标，其值越大，表示法治水平越高。

（3）控制变量。为避免遗漏变量导致的回归偏差，本文对其他可能影响产业结构升级的因素加以控制。其中，以固定资产投资总额占地区生产总值比重（CAP）控制固定资产投资对产业结构升级的影响;以进出口总额（按美元的当年平均汇价折算）占地区生产总值比重（TRA）控制对外开放对产业结构升级的影响;以普通高等学校在校学生数占地区总人口比重（HUM）控制人力资本投资对产业结构升级的影响;以城镇人口数占地区总人口比重（URB）控制城镇化水平对产业结构升级的影响;以专利申请授权数（TEC）控制技术进步对产业结构升级的影响。

（二）数据来源

本文以我国31个省份2005—2017年的面板数据为研究样本。始于2005年除考慮区域发展实情外，更重要的是保证数据可得性和数据来源一致性。其中，各地区生产总值、第二产业和第三产业增加值、高等学校在校学生数、进出口总额及专利申请授权数来自于中经网统计数据库;固定资产投资总额、城镇人口数及地区总人口数来自于CSMAR数据库;美元当年平均汇价来自于历年《中国统计年鉴》。需要说明的是，鉴于各省份外部治理环境指标的数据收集和编制过程较为复杂，现有数据仅更新至2016年。借鉴苏冬蔚和熊家财^[17]的做法，本文以2014年、2015年和2016年的三年平均值替代表示不同省份2017年的外部治理环境变量。

（三）模型设定

为了检验前文中所提H1，外部治理环境变量为政府干预，具体待检验的回归方程设定为：

（1）

为了检验前文中所提H2，外部治理环境变量为法治水平，具体待检验的回归方程设定为：

（2）

其中，i表示省份，t表示时间，为随机扰动项，服从白噪声过程。IND为本文被解释变量，即产业结构升级变量。考虑到多重共线性的影响，分别将政府干预变量（GOV）和法治水平变量（LAW）引入模型。此外，由于影响产业结构升级的因素众多，本文还控制了固定资产投资（CAP）、对外开放程度（TRA）、人力资本投资（HUM）、城镇化水平（URB）、技术进步（TEC）等一系列可能影响地区产业结构升级的省份特征变量。最后，模型控制省份固定效应和年度固定效应以缓解省份维度和时间序列维度不可观测变量对研究结论的影响。由于GOV为反向指标，若H1成立，则GOV前的回归系数应显著为负;LAW为正向指标，若H2成立，则LAW前的回归系数也应显著为正。

表1为本文主要变量的描述性统计结果。从表1可以发现，我国各省份的区域产业结构最大值为4.237，而最小值为0.500，标准差为0.549，说明我国各地区的产业结构优化情况存在较大差异。同时，外部治理环境的影响因素也存在较大差异，其中，政府干预指标的最大值为12.670，最小值为-12.950;法治水平最大值为10.650，最小值仅有-6.750，这一现象表明外部治理环境在在我国不同省份间存在较大差异，外部治理环境的不同可能对产业结构升级存在一定影响。

四、实证结果与分析

（一）单变量分析

本文先以各年政府干预水平的中位数为界，按年份将所有观测值分成政府干预水平较高和政府干预水平较低两组，采用平均值差异的双侧T检验验证政府干预水平高低是否会显著影响区域产业结构升级。随后重新以每年法治水平的中位数为界，按年份将所有观测值分成法治水平高和法治水平低两组，同样采用均值T检验验证法治水平是否会显著影响产业结构优化进程。

当以政府干预为分组依据分组后，第三产业增加值与第二产业增加值的比值（IND）的平均值在政府干预水平较高组是0.916，在政府干预水平较低组是1.116，且T检验表明该差异在1%的水平下高度显著。这说明，地方政府干预水平与产业结构升级负相关，初步验证本文H1。当以法治水平为分组依据分组后，第三产业增加值与第二产业增加值的比值（IND）的平均值在法治水平较高组是1.077，在法治水平较低组为0.953，双侧T检验结果表明该差异在5%的水平下显著。即法治水平与产业结构升级正相关，初步验证本文H2。

因此，基于均值T检验的单变量分析结果初步支持本文两个假设，即政府干预水平越高的地区，产业结构升级速度减慢;而法治水平越高，对产业结构升级的促进作用越显著。由于单变量分析未控制可能影响产业结构升级的相关变量，使得该分析结果可能存在一定偏差。下文進一步采用多变量回归分析对假设进行验证。

（二）基准模型回归结果

多变量分析以双向固定效应模型对方程（1）和方程（2）进行估计，回归结果如表2所示。其中，列（1）和列（3）的单变量回归表明GOV和LAW的回归系数分别在10%和1%的置信水平下显著为正，由于GOV为负向指标，初步表明政府干预水平和产业结构升级之间为负相关，法治水平和产业结构升级之间为正相关。列（2）和列（4）进一步控制了省份层面影响产业结构升级的特征变量，列（2）中解释变量GOV的回归系数为0.020，在1%水平上显著为正，表明减少政府对市场的干预会促进区域产业结构优化升级;列（4）中解释变量LAW的回归系数为0.080，在1%水平上显著异于0，即法治水平每上升1个单位，产业结构升级上升0.080个单位。综上，双向固定效应模型的回归结果支持本文的H1和H2，即政府干预与产业结构升级之间存在显著负相关;法治水平与产业结构升级之间存在显著正相关。

从回归系数通过显著性检验的控制变量来看，固定资产投资（CAP）对产业结构升级的回归系数显著为负。这是由于我国各地区普遍存在国有企业的“预算软约束”，而国有企业在占据大量社会资金的同时，倾向于进行大量低效的过度投资，即国有企业普遍表现出“投资饥渴”和“投资低效”并存的现象^[18]。此外，近几年实体经济的不景气也使得部分民营企业“脱实向虚”，这些行为增加了企业的费用支出，对企业的技术创新和转型升级产生挤出效应，不利于产业结构优化。对外开放程度（TRA）对产业结构升级的影响为负，且分别在1%和5%的水平下显著。这可能是由于各地区对外开放程度不一，大部分省份对外依存度过低或过高，无法形成显著的技术溢出效应。此外，中美贸易战等国外经济环境的不确定性因素使得对外开放无法对产业结构升级形成应有助力。人力资本投资（HUM）对产业结构升级的回归系数为负，且在1%的水平下显著。表明就全国范围而言，人力资本呈现出地区间极度不平衡的状态，东部沿海地区因经济增长迅速，吸引了大批人才加入到“孔雀东南飞”的队伍，此虹吸效应造成中西部内陆地区的人才流失严重，人力资本的区域失衡使得其对产业结构升级的作用出现扭曲。城镇化水平（URB）对产业结构升级的影响为负，且在5%的水平下显著。表明随着我国城镇化进程的持续推进，产业结构并未产生与之相匹配的优化速度，以传统制造业和资源型产业为主的增长模式导致产业层次较低，各地区暴露出的产能过剩现象就是该模式发展的产物。

（三）稳健性检验

第一，虚拟变量回归。本部分将利用虚拟变量对上文结论进行稳健性检验。具体而言，首先按年份和政府干预变量由高到低排序，将政府干预（GOV）高于当年年度中位数的取值为1，否则为0，并对法治水平（LAW）进行类似处理，分别作为政府干预和法治水平的代理变量，以此重新检验本文的H1和H2，回归结果如表3的列（1）和列（2）所示。其结果表明采用虚拟变量度量外部治理变量，回归结果依旧稳健，H1和H2仍然成立，即减少政府干预、提高法治水平能够促进区域产业结构优化升级。

第二，异常值处理。考虑到数据异常值可能对回归结果造成影响，例如西藏部分数据的极端值现象。本部分在原有基础上对所有变量进行上下1%的异常值缩尾处理，并重新对模型进行估计，估计结果如表3列（3）和列（4）所示。其结果表明政府干预（GOV）和法治水平（LAW）均在1%的水平下正显著，回归结果依旧稳健，本文的H1和H2的结论成立。

第三，替换因变量。考虑到产业结构升级具有多种衡量指标，本部分选用另外两种被广泛应用于衡量产业结构升级的指标方法，重新检验政府干预、法治水平与产业结构升级的关系。首先，借鉴汪伟等^[19]的做法，构建包含第一、第二、第三产业在内的产业结构综合指数（IS）进行稳健性检验：

（3）

其中，W₁、W₂和W₃分别代表第一、第二和第三产业占地区生产总值的比重，IS为正向指标，数值越大，则表明产业结构优化升级水平越高。此外，借鉴吴福象和沈浩平^[20]的做法，重新以第三产业增加值占地区生产总值的比重（INT）衡量产业结构转型升级，INT同样为正向指标。

表4为采用替代因变量的双向固定效应模型估计结果。表4列（1）、列（2）的被解变量为IS指标度量的产业结构升级，列（3）、列（4）的被解释变量为INT指标度量的产业结构升级。列（1）、列（2）的回归结果表明，政府干预（GOV）和法治水平（LAW）的回归系数为0.179和0.836，且分别在5%和1%的水平下显著。列（3）、（4）的回归结果表明，政府干预（GOV）和法治水平（LAW）的回归系数为0.003和0.014，均在1%的水平下显著。因此，H1和H2依然成立，即政府干预与产业结构升级负相关，法治水平与产业结构升级正相关。

第四，工具变量法。由于遗漏变量、双向因果或测度误差等原因，研究结论可能存在一定的内生性问题。因此，本部分分别使用政府干预和法治水平变量的滞后一期（LGOV/LLAW）、滞后两期（LLGOV/LLLAW）数据作为工具变量，对模型采用两阶段最小二乘（2SLS）进行回归，重新检验表2的结果。表5的列（1）、列（2）为基于工具变量的回归结果。其中，列（1）表明政府干预变量（GOV）与产业结构升级（IND）在1%的水平下显著正相关。列（2）表明法治水平变量（LAW）与产业结构升级（IND）在1%的水平下显著正相关。此外，识别不足检验和弱工具变量检验结果说明工具变量有效。

第五，考虑因变量滞后效应。由于上期产业结构变化会影响当前产业结构水平，即产业结构升级从长期来看是动态过程，具有一定的自身趋势。基于此，本部分将产业结构的滞后项引入模型（1）、模型（2）构建动态面板模型，以控制产业结构升级的内在趋势影响。为克服内生性和异方差问题，对动态面板模型使用广义矩估计方法进行分析。表5的列（3）、列（4）为动态面板GMM估计结果，AR（2）统计量和Sargan统计量均接受原假设，即所有GMM估计结果有效。列（3）的结果显示，政府干预变量（GOV）的回归系数为0.004，且在1%的水平下显著;列（4）的结果说明，法治水平变量（LAW）的回归系数为0.016，同样在1%的水平下显著。因此，基于动态面板GMM估计的结果依旧稳健，政府干预与产业结构升级负相关，法治水平与产业结构升级正相关，H1、H2成立。

五、进一步研究

（一）结构性变动分析

为应对2008年全球金融危机的影响，我国在2009年实行“十大产业振兴规划”。考虑到该事件的影响，本部分设置虚拟变量STR考察“十大产业振兴规划”对外部治理环境和产业结构升级之间关系的调节效应，将2010年及之后年份设置为1，否则为0。在模型中加入虚拟变量STR及其与治理环境变量的交乘项（GOV×STR和LAW×STR），同时，为了防止交乘项的经济学含义产生偏误、减缓多重共线性的干扰，对外部治理环境指标进行中心化处理。表6为加入结构性变动因素（STR）的检验结果。

表6列（1）中，交乘项GOV×STR的回归系数为0.011，且在10%的水平下显著，考虑到GOV为反向指标，该结果表明“十大产业振兴规划”造成的结构性变动对政府干预和产业结构升级之间的负向关系具有促进作用。2009年以后，各地政府减少对市场的干预，让市场在资源配置中起决定性作用的方针促进了区域内产业结构升级。列（2）中，交乘项LAW×STR的回归系数为0.038，且在1%的水平下显著，说明“十大产业振兴规划”实施后，各地政府更关注于市场外部环境建设，法治环境趋于完善，对产业结构升级起到了积极推动作用。

（二）区域异质性检验

为考察外部治理环境对产业结构升级的作用是否存在区域差异性，这一部分分别基于沿海和内陆地区的样本进行分組检验。具体地，将北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南等11个东部省、市作为沿海地区，将内蒙古、山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆等20个中西部省份作为内陆地区，分组检验的回归结果如表7所示。

如表7所示，在沿海地区，无论是政府干预水平还是法治水平变量，其对产业结构升级的作用均不显著;在内陆地区，政府干预水平和法治水平变量的回归系数分别为0.022和0.107，且均在1%的水平下显著。这说明在经济发达的沿海地区，政府干预行为较少，法治水平较高，政府干预水平和法治水平对产业结构升级的作用不显著，产业结构升级更多依靠人力资本、技术创新等其它驱动力。而在经济欠发达的内陆地区，适度减少政府干预，充分发挥市场作用，完善法治环境建设，对于促进中西部地区产业结构优化升级具有重要作用。

六、结论与政策建议

本文采用我国31个省份2005—2017年的省级面板数据，从政府干预水平和法治水平两个层面实证研究了外部治理环境对区域产业结构升级的影响，通过双向固定效应模型估计发现，整体而言，减少政府干预、提高法治水平有利于产业结构优化升级。在利用工具变量和动态面板模型等方法控制内生性问题后以上结论依旧稳健。进一步研究发现，“十大产业振兴规划”的实施有助于强化减少政府干预和提高法治水平对产业结构升级的作用;且沿海地区和内陆地区的分样本回归结果表明现阶段减少政府干预、提高法治水平对中西部地区产业结构升级作用显著;而东部地区的产业结构升级则更多需要通过人力资本和技术创新等其它因素驱动。

本文的研究结论对于我国政府以及相关监管部门具有一定的指导意义。具体而言，第一，政府应该降低对市场的干预程度，转变自身职能，实现“干预型”向“服务型”的转变，发挥市场在资源配置中的决定性作用，更好地发挥政府作用。第二，目前我国正处于经济转轨期，针对沿海、内陆等不同地区，外部治理环境对产业结构的影响不尽相同。因此，各地政府及相关部门在制定政策时不能采取“一刀切”或“人云亦云”的方式，应根据本地经济发展實际情况，做到“因地制宜”。第三，政府应着眼于改革“唯GDP论英雄”的政绩考核体制，建立一套多维度多层次的综合政绩评价体系，从源头上遏制政府干预市场的动机，促使地方政府关注于经济长期增长和产业持续优化，而不只追求短期的GDP增长。第四，全方位提高法治水平，营造良好法治环境。缓解民营企业融资约束，降低国有企业预算软约束，推动产权制度改革和要素市场化改革，引入公众对市场和政府工作满意度评价机制，形成自上而下和自下而上的“双重监管”制度，进而从总体上对政府干预市场的行为进行约束，给所有市场参与者营造一个良好的竞争环境，促进区域产业结构持续优化升级。

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Government Intervention， Legal Enforcement， and Industrial Structure Upgrading：An

——Empirical Evidence From Provincial Panel Data of China

SUN Mei-xia

（Center for Industrial and Business Organization ，Dongbei University of Finance and Economics， Dalian 116025， China）

Abstract：Based on the panel data of 31 provinces in China from 2005 to 2017， this paper examines the impact of government intervention and rule of law on the upgrading of regional industrial structure. The study finds that： The estimation results of the TWFE model show that reducing the degree of government intervention and strengthening the level of rule of LAW are helpful to promote the optimization and upgrading of regional industrial structure， and the conclusion is still robust after using instrumental variable method and dynamic panel regression to control endogeneity; The implementation of the ‘Ten Major Industrial Revitalization Plans Implementing the transformation of government functions and the construction of legal environment has accelerated the transformation and upgrading of industrial structure; The results of sample regression show that reducing government intervention and raising the rule of LAW level for China The optimization of industrial structure in the central and western regions plays an important role in promoting， while the upgrading of industrial structure in the eastern region will rely more on human capital and technological innovation. The above conclusions can provide reference for the government and other regulatory authorities to formulate policies， and contribute to the orderly advancement of China?s industrial structure under the new normal.

Key words：government intervention; legal enforcement; industrial structure upgrading; two-way fixed effect model; TSLS estimation

（責任编辑：李明齐）