中国产业结构变迁与经济增长关系

2014-09-03陈钰芬

首都经济贸易大学学报 2014年5期

孙鹏，陈钰芬

(浙江工商大学统计与数学学院，浙江杭州 310018)

一、引言

产业结构是经济增长的关键因素之一，历来受到国家的重视。中共十八大指出：“在‘十二五’期间要加快转变经济发展方式，推进经济结构战略性调整必须以优化产业结构为重点，着力解决制约经济持续健康发展的重大结构性问题”。产业结构优化是通过实现产业结构合理化和高度化，推进经济持续快速增长。但是近年来，国家过分重视产业结构高度化发展，忽视了产业结构合理化问题，从而减缓了产业结构优化进程。

产业结构高度化是指在一定发展总量条件下产业结构从低级向高级转变的过程，其直观表现形式之一是第一产业创造的国内生产总值的比重逐渐下降，第二产业、特别是第三产业创造的国内生产总值的比重持续提高[1]。自改革开放以来，中国第一产业产值比重持续下降，第二、第三产业产值比重不断上升，到2012年三产产值比重分别为10.1%、45.3%和44.6%*数据来源：《中国统计年鉴2013》，中国统计出版社。，与钱纳里(Chenery)[2]模式标准数值*钱纳里(Chenery)模式的产值标准数值(转换为2012年美元价格)：人均GDP为5288美元时，三产比重为15.4%、43.4%和41.2%；人均GDP为10576美元时，三产比重为9.7%、45.6%和44.7%，中国2012年人均GDP为6100美元，介于两个经济发展阶段之间。相近，2012年中国人均国内生产总值约为6100美元，正处于钱纳里划分的工业化后期阶段，不过三产产值比重却与初期发达阶段相近，说明产值结构在一定程度超越了所处的经济发展阶段。

由于第一产业的大量剩余劳动力难以迅速向第二、第三产业转移，妨碍了第一产业劳动生产率水平的上升[3]，使得中国三次产业间劳动生产率形成强烈反差，从而导致三次产业相对劳动生产率*相对劳动生产率公式为各个产业增加值比重与劳动力比重之比。的不合理。这种不合理现象在中国中西部地区更为明显。从其他国家产业相对劳动生产率变动的一般模式看，随着人均收入水平的提高和产业结构的变化，产业之间的相对劳动生产率差别是趋于缩小的，尤其是第二产业与第三产业的相对生产率趋于相同[4]。但是，近20年来，中国中西部地区第一产业与第二产业相对劳动生产率差别仍然较大，到2012年中部地区第一产业相对劳动生产率仅为第二产业的15%，西部地区仅为10%，而第三产业相对劳动生产率仅为第二产业的50%左右，以上现象是中国产业结构合理化程度不够的表现，从而表明中国产业结构高度化发展过程中存在着一定程度的“虚高度化”现象，即通过有悖经济成长逻辑的方式超越经济发展的客观约束，以严重损害资源配置效率为代价提升产业结构高度[5]。

产业结构合理化是高度化的基础，高度化是合理化的目标，这两方面是密切相关的。产业结构的高度化脱离了合理化这个基础，就会引起产业结构的“空洞化”，导致产业结构演进中大倒退；从而阻碍经济增长。产业结构优化的实质，就是合理化基础上的高度化，这样的产业结构才能有效促进经济增长[6]。

现阶段中国是否存在产业结构“虚高度化”现象？不同区域产业结构高度化和合理化程度有怎样的差异？中国是否应该重视合理化发展？不同区域高度化和合理化对经济增长的影响有怎样的差异？这些都是优化产业结构，推动经济发展亟需解决的问题。鉴于此，本文从产业结构合理化和高度化出发，测算产业结构合理化与高度化指数，利用1978～2012年省际面板数据，实证分析中国产业结构变迁对经济增长的影响以及区域间差异。

二、文献综述

产业结构作为经济增长的动力之一，较早受到学术界的关注。克拉克(Clark，1940)的研究揭示了产业结构演进规律，发现了产业结构对经济增长的推动作用[7]。钱纳里(Chenery，1975，1986)构造了经济发展不同阶段产业结构的标准数值，为不同国家评判经济发展过程中产业结构演进是否正常提供了依据[8-9]。他们的研究为后来的持续探索打下了扎实的基础，并激发了大量的后续研究。

目前比较常见的产业结构变迁与经济增长关系的研究路径主要有以下几种：一是从“产业结构红利”角度出发。潘内德(Peneder，2003)认为，由于经济各部门之间无论是在生产率还是生产率增长上都存在差异，投入要素从低生产率水平或者低生产率增长的部门向高生产率水平或高生产率增长的部门流动可以促进整个社会生产率水平的提高，带来了“结构红利”并维持经济的持续增长[10]。现有研究关于中国产业结构对经济增长的作用得到不同的结论。干春晖(2009)认为劳动力要素的产业间流动具有“结构红利”现象，资本的产业间转移却并不满足结构红利假说，反而存在“结构负红利”[11]。刘伟(2008)认为产业结构对经济增长有积极作用，但是随着改革开放逐步推向深入，这种红利逐渐消失[12]。吕铁(2002)、李小平(2007)通过对制造业的研究得出，产业结构变迁对经济增长不明显的结论[13-14]。

二是从结构弹性效应出发。周振华(1995)基于投入产出模型，研究分析产业结构内部关联的结构效应，以及产业中的供给结构和需求结构的相互反映程度，并揭示了结构弹性效应[15]。温杰等(2010)在考虑三次产业要素产出弹性可变的基础上，重新测算了中国产业结构变迁中的资源再配置效应。他认为，改革开放以来资源再配置效应始终是中国经济增长的重要源泉，由于产业间要素边际生产率存在较大差异，未来中国经济依然可以从产业结构变迁中获得巨大收益[16]。

三是从产业结构合理化和高度化*以杨公仆、干春晖为代表的学者称之为产业结构高级化，根据他们的定义和包含内容与产业结构高度化相差甚少，因此本文认为产业结构高度化也称产业结构高度化。出发。吕铁(1999)指出，可以从高度化和合理化效应两个方面来考察产业结构变动对生产率的影响[17]。刘伟(2008)也认为经济发展的本质就是产业结构的合理化和高度化[12]。干春晖等(2011)运用面板数据分析产业结构变迁与经济增长的关系，研究表明中国产业结构合理化和高级化进程对经济增长具有鲜明的阶段性影响，产业结构合理化对经济发展的贡献大于产业结构高级化，政府在制定有关产业结构政策时，不要过度执著于产业结构高级化的推进而要更多关注结构调整[18]。关雪凌等(2012)利用日本47个县55年面板数据分析产业结构与经济增长的关系，结果表明：产业结构高级化和合理化对经济增长均有正面影响，但是在不同阶段对经济增长的影响不同[19]。综上所述，大多数的研究都从国家层面出发，分析产业结构变迁特征以及与经济增长关系，很少进行区域间差异分析，这种角度的研究分析不利于国家制定具有针对性的相关政策。根据钱纳里[9]的研究，不同的经济发展阶段匹配不同的产业结构，干春晖(2011)和关雪凌(2012)研究也表明产业结构对经济增长影响具有鲜明的阶段性特征[18-19]。中国区域经济发展不平衡，东、中、西部三个区域目前处于不同的经济发展阶段，每个区域有不同的产业结构变迁特征，对经济增长的影响也各不相同。因此研究中国产业结构变迁及与经济增长的关系时进行区域间差异分析更符合中国国情，能更深刻地描述中国的真实情况。鉴于此，本文从产业结构合理化和高度化出发，借鉴干春晖(2011)和刘伟(2008)的研究，测算产业结构合理化与高度化指数，分析在三个不同阶段，中国东、中、西部区域产业结构合理化和高度化对经济增长作用的差异性，从而弥补现有文献的不足。

三、产业结构变迁的度量

一般来讲，产业结构优化至少包括两个方面的内容：产业结构合理化和产业结构高度化，因此本文从合理化和高度化衡量产业结构优化。

(一)产业结构合理化

由于学术界对产业结构合理化内涵的理解和研究角度各异，其选取的量化指标也有所不同，主要有结构效益指数、结构偏离度和泰尔指数。

结构效益指数是指产业构成比例关系变动引起的效益变化，它反映总的投入产出关系，是观察产业结构是否合理的综合指标[20]，设S为结构效益指数，Y为产值，K为资本，L为劳动者人数，n为产业数，结构效益指数可写成下式：

(1)

产业结构偏离度是指各产业增加值的比重与相应的劳动力比重的差异程度[21]，其公式如下：

(2)

其中，E产业表示结构偏离度，Y表示产值，L表示就业人数，i表示产业，n表示产业数。从定义上可以看出，Y/L表示生产率，在均衡状态下，各产业的生产率等于总体生产率，资源实现了最优配置，从而E=0。E值越大，就表示经济越偏离均衡状态，产业结构越不合理。

泰尔指数普遍用于测度地区或者个人之间差距方面的问题，但事实上，它在测度产业结构合理性方面也是一个很好的指标[18]，其公式如下：

(3)

上式中，TL表示泰尔指数，L表示就业人数，Y表示产值，n表示产业数(这里指三次产业)，Yi/Y表示各个产业产值占比，Li/L表示就业人数比例，Yi/Li表示各个产业的劳动生产率，根据古典经济学理论，经济处于均衡状态时，各个产业部门生产率水平相同，即Yi/Y=Li/L，所以TL=0。因此，泰尔指数越趋近于零，说明产业结构合理化程度越高；否则，产业结构不合理。

比较三种产业结构合理化指数衡量方式，结构效益指数的构造可行性较低，因为公式中1978～2012年三次产业资本投入量的数据在统计年鉴中缺失较多，因此本文放弃用结构效益指数。产业结构偏离度这一指标没有考虑各产业的重要性，而且绝对值的计算也为研究带来不便。泰尔指数综合反映了生产产值占比和就业人数占比之间的关系，同时泰尔指数还考虑了各个产业的权重，因此是一个相对较好的衡量产业结构合理化的指标。

(二)产业结构高度化

关于产业结构高度化的度量，一般文献根据克拉克定律采用非农产值比重。刘伟(2008)认为产业结构高度化不仅仅是一种份额和比例关系的度量，它必须同时是一种劳动生产率的衡量，只有当产业结构的演进能使各个产业的劳动生产率提高至更高水平时，这样的产业结构演进才是有意义的[12]。因此产业结构高度化包含了两方面内涵：一是比例关系的演进，二是劳动生产率的提高。产业结构高度化指数为比例关系和劳动生产率乘积。但是本文认为，产业的产值份额上升有两大因素：一是劳动生产率提高，二是就业人数增加。产业结构演进的表现之一是劳动力不断从第一产业向第二、第三产业转移，即劳动力不断从劳动生产率较低产业向劳动生产率较高产业转移，劳动生产率的提高和劳动力增加使得劳动生产率较高产业的产值份额不断上升，也使得不同产业的劳动生产率共同提高。因此，本文选择三大产业就业人数比重作为比例关系的演进。产业结构高度化指数公式如下：

H=∑Vit×LPit

(4)

式(4)中i=(1,2,3)代表第一、第二、第三产业，Vit是t时间产业i的就业人数占总就业人数比重，LPit是t时间产业i的劳动生产率。

四、理论模型与分析方法

(一)模型的设定和估计方法

本文使用1978～2012年31个地区面板数据进行分析。本文将模型设定为：

lnyit=γi+αlnLTit+βlnHit+μit

(5)

式中，i表示地区，t表示时间，lnLT和lnH分别表示产业结构合理化和产业结构高度化衡量的指标对数值，μ表示独立同分布的随机扰动项，γ表示地区不可观测效应。由于TL是逆指标值，所以本文令LT=1/TL，将逆指标转为正指标。

然而产业结构是影响经济增长的一种因素，为更好地检验它们之间的关系，需引入控制变量，很多学者根据自身需要或数据可得性选择控制变量，没有统一的标准。为了避免控制变量选择的随意性，本文借鉴干春晖(2011)[18]的做法，利用经济增长与产业结构的交互项进行控制，回避了控制变量的使用。从而计量模型变为：

lnyit=γi+αlnLTit+βlnHit+α1(lnLTit×lnyit)+β1(lnHit×lnyit)+μit

(6)

由于回归变量中出现了含有因变量的交互项，模型会出现内生性问题，因此本文选择面板广义矩估计(GMM)来估计参数，而这种估计方法需要加入工具变量，针对面板数据，很多学者采用滞后项或者差分项作为工具变量。由于工具变量个数的设定带有一定的主观性，可能会出现工具变量设定过度的问题，因此需要进行过度识别检验。本文采用过度识别(Sargan)检验，此检验的原假设是所有的工具变量是有效的，通过J统计量值，换算得到概率值来检验工具变量是否过度识别。

(二)变量和数据说明

对于地区经济增长指标，采用各地区人均国内生产总值(GDP)来衡量，产业结构指标采用前文所述的产业结构合理化和高度化指数值作为衡量指标。所有数据资料来源于《新中国60年统计资料汇编》《中国统计年鉴2013》，31个省市2013年统计年鉴，个别地区个别年份的缺失数据本文采用趋势外推法、平均数法等方法来估计*2012年黑龙江省和陕西省三产从业人数数据不齐，黑龙江省由于乡村人数与去年几乎没有变化因此采用城镇三产从业人数加上去年乡村三产从业人数数据，陕西省缺失二三产业的乡村从业人数数据，本文采用的估计方法是：第二、第三产业乡村从业人数由第一产业下降的比例平均分配到第二和第三产业。。

五、实证分析

(一)面板单位根检验

为了避免伪回归，确保估计结果的有效性，首先需要对面板数据进行平稳性检验，即单位根检验。本文运用LLC检验，结果见表1。

表1 面板数据的单位根检验

注：△表示变量序列的一阶差分；***、**和*分别表示检验统计量的值在1%、5%和10%的显著性水平下显著，括号内为相应检验统计量的伴随概率。

由表1可知，所有变量水平序列的LLC检验统计量相应的概率值都较大(>0.1)，不能拒绝“存在单位根”的原假设，表明原序列数据是非平稳的。而对它们进行一阶差分后，LLC检验统计量相应的概率值都非常小(<0.05)，在0.05的显著性水平下，都拒绝“存在单位根”的原假设，即所有变量的一阶差分序列是平稳的。表4结果表明，原始数据为I(1)序列，即为一阶单整，符合协整检验对变量平稳性的要求。

(二)面板协整检验

由于lny、lnLT、lnH、lnLT×lny和lnH×lny都是一阶单整变量，所以可以对该面板数据做协整检验。本文运用Johansen检验，检验结果见表2。

表2 面板协整检验结果

注：***、**和*分别表示检验统计量的值在1%、5%和10%的显著性水平下显著，括号内为相应检验统计量的伴随概率。

由表2结果可以看出，lny和lnLT、lnH、lnLT×lny、lnH×lny这四个变量存在协整关系。

(三)固定效应检验与豪斯曼检验

表3 固定效应和豪斯曼检验结果

注：***、**和*分别表示检验统计量的值在1%、5%和10%的显著性水平下显著，括号内为相应检验统计量的伴随概率。

为了避免模型选择的随意性，本文选择固定效应检验和豪斯曼检验来确定模型的类型，检验结果见表3。

由表3结果可知，固定效应检验拒绝了选择混合模型的假设，豪斯曼检验拒绝了随机效应模型的假设，因此本文选择固定效应模型。

(四)中国产业结构变迁对经济增长的影响

改革开放以来，中国产业结构发生了巨大的变化，要真正认识产业结构变迁对经济增长的影响，应该对产业结构与经济增长之间的关系分阶段进行研究。本文认为1992年是中国经济改革的转折点，2000年是世纪之交，也是经济快速发展的关键时期，因此以这两个年份为临界点，分为1978～1991年、1992～2000年、2001年～2012年三个阶段进行分析。

中国幅员广阔，东、中、西部三大区域所经历的经济发展道路绝不相同，因此产业结构对经济增长的影响也是各有差异。因此本文分别建立东部地区、中部地区和西部地区三个阶段的模型来进行分析。

在以下的分析中，Sargan检验表明工具变量的选择是有效的，因此估计结果是合理的。为了进一步研究产业结构变迁对经济增长的影响，考察产业结构合理化与产业结构高度化对经济增长的偏效应，通过高度化与合理化正偏效应之比来反映合理化的相对重要性，正偏效应之比越小，合理化的相对重要性越大，其计算公式如下：

(7)

(8)

其中，经济增长取各地区在相应时间段人均国内生产总值(GDP)对数值的平均值。

本文利用Eviews 6.0进行模型的参数估计，结果见表4、表5和表6。

表4 东部地区产业结构变迁对经济增长的影响

注：***、**和*分别表示t统计量的值在1%、5%和10%的显著性水平下显著，括号内为t统计量。

由表4可知，在1978～1991年、1992～2000年和2001～2012年产业结构合理化对经济增长的偏效应系数分别为-0.036、0.071和0.201，说明在1978～1991年产业结构合理化对经济增长具有负效应，在另外两个阶段具有正效应，且效应越来越大；在1978～1991年、1992～2000年和2001～2012年，产业结构高度化对经济增长的偏效应系数分别为0.952、0.929和1.983，说明产业结构高度化对经济增长有正向作用，且在2001年～2012年影响作用最大，因为2001～2012年这个阶段科技水平不断提高，而东部地区地理位置优越，吸收能力强，带动产业结构高度化水平提高，从而进一步促进经济增长；在1992～2000年、2001～2002年产业结构高度化与合理化正偏效应之比分别为12.065和9.879，说明产业结构合理化的相对重要性越来越凸显。

表5 中部地区产业结构变迁对经济增长的影响

注：***、**和*分别表示t统计量的值在1%、5%和10%的显著性水平下显著，括号内为t统计量。

由表5可知，在1978～1991年、1992～2000年和2001～2012年中部地区的产业结构合理化对经济增长的偏效应系数分别为-0.053、0.068和0.120，说明产业结构合理化对经济增长的影响经历了由负到正的过程；产业结构高度化对经济增长的偏效应系数分别为0.535、1.698和1.318，说明高度化对经济增长有正向影响作用，且作用大于合理化；产业结构高度化与合理化正偏效应之比分别为25.091和10.972，说明虽然产业结构高度化对经济增长的影响大于合理化，但是合理化的相对重要性逐渐上升。

表6 西部地区产业结构变迁对经济增长的影响

续表

注：***、**和*分别表示t统计量的值在1%、5%和10%的显著性水平下显著，括号内为t统计量。

由表6可知，在1978～1991年、1992～2000年和2001～2012年西部地区产业结构合理化对经济增长的偏效应系数分别为-0.126、0.008和0.081，说明产业结构合理化在1978～1991年对经济增长有负效应，在1992～2000年和2001～2012年对经济增长有正效应；产业结构高度化对经济增长的偏效应系数分别为0.533、0.939和1.072，说明高度化对经济增长有正效应，且每个阶段效应都在增长；在1992～2000年和2001～2012年，产业结构高度化与合理化正偏效应之比分别为123.380和13.235，说明产业结构合理化的相对重要性越来越大。

综上可知，产业结构合理化和高度化对经济增长的影响，随着经济发展阶段的变化而变化，中国产业结构高度化对经济增长的影响要大于产业结构合理化，但是产业结构合理化相对重要性却在不断提升。东部地区的产业结构合理化和高度化对于经济增长影响作用最大，其次是中部地区，西部地区最小。在1992～2000年和2001～2012年这两个经济发展阶段，东部地区产业结构高度化和合理化正偏效应之比东部地区最小，西部地区最大，说明东部地区产业结构合理化对经济增长的相对重要性程度最大，西部地区最小。这是因为三个地区处于不同经济发展阶段，东部地区经济发展水平高，产业结构高度化和产业结构合理化水平高，两个方面对经济增长的影响较大；虽然产业结构高度化对经济增长的影响大于合理化，但是产业结构优化的实质是合理化基础上的高度化，高度化是产业结构优化的目标，而合理化是基础，缺少了合理化的高度化也许在短期会提高经济增长，然而从长远来看会阻碍经济向前发展。中西部地区经济发展水平较低，高度化和合理化水平较低，对于经济增长的影响相对较小，但是随着中西部地区经济发展水平提高，带动产业结构高度化和合理化发展，两者对经济增长的影响也将逐渐上升，尤其是合理化对经济增长的作用将越来越重要。

六、结论

文章将产业结构变迁分为产业结构合理化和产业结构高度化，测算了产业结构合理化指数、高度化指数和优化指数，并对31个省市2012年产业结构各指数进行描述性分析，进而利用1978～2012年省际面板数据构建了固定效应模型，实证研究了中国产业结构变迁对经济增长的影响以及区域间差异，得到以下结论：

其一，中国中西部地区产业结构存在一定程度的“虚高度化”现象。从区域整体来看，中西部地区在20世纪90年代中后期产业结构高度化指数增长速度比改革开放初期快很多，产业结构合理化指数值从20世纪90年代中后期至今总体呈上升趋势，尤其是西部地区合理化指数值一直处于较高数值，说明近20年来中西部地区的产业结构高度化水平一直在提高，但其合理化程度却在下降。从省市来看，东部地区省市产业结构优化指数高，中部地区相对次之，西部地区最低，尤其是中部地区吉林省和西部地区内蒙古、新疆和宁夏产业结构高度化指数值较大，合理化指数值高导致优化指数低，说明产业结构优化需要共同实现合理化与高度化才能促进经济发展。

其二，产业结构合理化和高度化对经济增长的影响，随着经济发展阶段的变化而变化。当前，中国产业结构高度化对经济增长的影响要大于产业结构合理化，但是产业结构合理化相对重要性却在不断提升。从区域层面看，东部地区产业结构高度化和产业结构合理化对经济增长的作用大于中西部地区，而产业结构合理化相对重要性程度也是最大。东部地区经济发展水平高，产业结构高度化和合理化发展较好，对经济增长的作用也比较大。只有产业结构在实现高度化的同时也提高合理化水平，这样的产业结构才能对经济增长有较大促进作用，形成良性循环。

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