新常态下陕西县域产业转型升级研究——以户县为例

张萌物　李佳楠

(西安理工大学 经济与管理学院，陕西 西安 710054)



新常态下陕西县域产业转型升级研究
——以户县为例

张萌物李佳楠

(西安理工大学 经济与管理学院，陕西 西安 710054)

新常态下如何实现县域经济的快速发展是区域经济发展的重要基础。采用定性与定量、规范与实证相结合的研究方法，以陕西西安的副中心城市户县为例，研究其产业结构与经济增长的增量关系和因果关系，并测算户县国民经济中的三次产业对经济增长的贡献以及各产业之间的相互影响，由此提出陕西县域应在依托丝绸之路辐射条件的基础上，采取提升地区产业核心竞争力、及时转型发展特色产业、重视并加大对第三产业的投入、合理布局产业结构等对策建议。

产业结构； 转型升级； 陕西省； 区域经济

0　引　言

县域产业结构的合理程度直接关系到其经济增长的成效，县域经济增长效率的成败也与一个地区城镇化、信息化、农村产业化的实现息息相关。经济新常态是目前我国经济发展的一个缓慢过渡期，探索陕西县域经济发展不能撇开这个大背景、大环境。本文是在把握经济新常态的内涵和要求的基础上，以陕西户县的统计数据为基础分析县域产业结构发展和经济发展的特点与脉络，因地制宜制定户县合理的产业结构走向，并且给出适应新常态的县域产业发展结构的建议。经整理分析相关数据可知，目前户县的经济与我国经济新常态是相对应的，已处于无力增速时期，县域的综合水平在急剧下降，现有产业结构已无法满足经济增长的需求。然而在经济学的经济增长理论研究中，产业结构变动幅度直接与地域经济增长成效挂钩。因此本文对户县的产业与经济进行回归分析，提出适合户县经济良性发展的合理产业结构，以对户县今后的产业结构具体调整有所帮助，也对其他县域的经济发展起到一定的借鉴作用。

1　相关文献综述

当前在产业结构、经济增长等领域的研究中，学者们多以投入产出、GDP等指标对产业结构促进经济增长做出大量定性与定量结合的分析。Denison整理了美国近30年的数据，对经济发展成效进行分析后认为，产业结构合理程度对经济波动程度起到举足轻重的作用[1]261-268；李晓翠通过采用数据包络分析方法(DEA)对汉江流域北段县域产业效率进行了实证分析后认为，加强县域合作可提升资源利用效率[2]130-131；孟德友以河南县域为研究对象，利用贫富差距指数及各大产业分解的方法，以人均GDP作为数据支撑进行深入探讨，研究表明：在产业占比分配中，其比重多少直接影响着各地区经济的变化[3]799-804；陈存友、郑伯红、胡希军以长沙市作为实例进行论证，并通过序列时间分析方法对产业和经济之间的变动关系进行了深入研究，认为随着时间的推移，产业与经济的关系会逐步减化[4]19-21；方晓红在研究我国区域经济转变下的产业支持发展时，以灰色关联度理论为基础，对产业和经济进行了小规模数据分析后认为，产业结构波动与经济增长波动呈现重要关联[5]158-162；杨吉华利用计量经济方法中常见的格兰杰检验方法对中国经济增长与产业结构变动的因果关系进行了验证，结果表明两者关系并不明显，因此在主导产业选择中应该更为谨慎[6]91-93；“县域经济产业竞争力研究”课题组以湖南省为例，以产业结构波动对经济增长波动的贡献值为对象，研究县域产业结构调整与经济增长的关系，发现三产之中二产是最能促进经济增长的纽带[7]56-59。纵览相关研究，大多数都是从宏观层面出发，以国家或省级为对象，而以县域为对象，利用定量方法研究经济发展中的产业转型升级的文章则较少。因此，本文借鉴前人成果，以户县为例展开实证研究，通过建模、回归等方法分析户县产业结构调整与经济增长之间的因果影响，并利用测算结果具体分析户县产业目前所处的形势以及对经济的贡献度，为户县产业转型升级提供数据支持，也为其他县域产业结构的合理配置提供一定的参考。

2　户县经济发展现状

2.1经济增长速度逐渐放缓

户县GDP增速由2000年的6.5%提升到2001年的15.1%，直到2011年的10年间仍保持着11%以上两位数的增长速度。从2012年开始，其增速逐渐趋缓，降到10%以下：2012年增速为9.5%，2013年增速8.2%，2014年增速为7.8%，2015年的第一季度又有所上升，增速达到11%。

2.2县域经济排名位次快速后移

自2004年陕西省开展县域经济考核评比以来，户县在陕西省县域经济中的排名一直在后移，其2004—2014年县域经济排名位次具体情况如图1所示。

2.3经济结构调整逐步优化

自2000年以来，户县三次产业占GDP比重中，第一产业和第二产业呈现下降趋势，而第三产业的产值比重在逐渐增加。一次产业由2000年的19.92%下降到2014年的18.5%；二次产业比重呈现先升后降的趋势，由2000年的52.44%提升到2007年的58.27%，达到顶峰，此后慢慢降到2014年的50.4%；三次产业比重由2000年的28.04%提高到2014年的31.1%。

图1　户县在陕西省县域经济中的排名

依据西安市户县统计局统计公报取得的GDP以及三大产业增加值的数据做成图表，可以看出，自2005年以来，除了第一产业呈现较平稳的增长趋势以外，第二、第三产业均在逐年降低(见图2)。从产业对GDP的贡献程度来看，第一产业以先降后升的趋势向前发展，第二产业明显跃居首位，但其对GDP的贡献是下滑趋势，而第三产业则逐年增加，对GDP的影响越来越大(见图3)。

图2　三次产业增加值

图3　三次产业产出值占GDP比重

3　户县产业结构与经济增长实证分析

3.1指标和分析方法

3.1.1变量选择与样本数据

本研究考虑到数据的可获得性，从统计局整理出户县2005—2014年的GDP以及产业数据。由于 GDP是衡量一个地方经济增长的关节点，因此本文将以户县生产总值GDP作为实证分析中的被解释变量；对于产业结构转型的研究应以产业的增加值作为衡量指标，因此，本文的解释变量X为三次产业各自的增加值。那么论文实证研究的部分就以全县生产总值GDP作为Y产出指标，以X1、X2、X3分别代表三次产业增加值作为投入指标进行计量回归、检验等。在计量分析方法的应用与要求中，对原始数据进行处理后的数据的对数形式并不影响其在实证分析中的效果，反而可以避免原始数据分析存在的一些不足[8]161-167，所以重新选取LNGDP、LNX1、LNX2、LNX3作为样本数据。数据从2005年开始选取的原因是由于在国家、省市级统计局无法搜集到各县具体数据，而在户县统计局中数据的完整性是从2005年开始体现的，之前的部分数据没有进行统计。因此使用这十年的数据对于分析户县产业结构、解释经济增长、促使产业转型升级具有一定的说服力。

3.1.2计量方法的选择

从多元回归分析方法的角度出发，以协整和格兰杰因果关系分析为主线对数据进行检验和分析。首先，对变量进行协整检验，再通过格兰杰分析法得出三次产业和经济增长的关系以及三次产业之间的关系，然后利用模型及数据的选取对之前的算式进行回归分析，再进行检验及修正。在格兰杰因果分析方法的指导思想中，X和Y的发生变化是有先后顺序的，即如果X引起Y变化，则X发生在Y之前。如要想检验“X不是引起Y变化的原因”的原假设，利用无条件限制模型将Y和X的各自的滞后值通过Eviews进行回归，再通过有条件限制模型将Y对Y自身的滞后值进行回归。全部完成后以F检验为依据，对第一个回归模型能否被X的滞后值所解释进行验证。对于X是否能引起Y变化，首先要检验“Y不是引起X变化的原因”的原假设，然后估计无条件和有条件的回归模型：

(1)

(2)

在这两个模型中，F统计量就是从两个方程的残差平方和来计算得出的，再用以检验方程(1)式中的所有系数β1、β2……βn是否同时显著不为零。如若检验成立，那么“X不是引起Y变化的原因”成立。原理相同，如若检验“Y是否为引起X变化的原因”，也需要以相同的假设做回归设计，只是互换X和Y的位置。

回归模型的选取。本文用GDP和三次产业增加值作为指标研究产业转型，可得到生产函数：

GDP=F(X1，X2，…，Xk，A)

(3)

式中，GDP为地区生产总值，Xi(i=1，2，…，k)为第i个产业的产值，A表示该地区的技术生产水平。虽然在国民经济核算的过程中，总是令三次产业的产出值恒等于地区的总产值，但在一定程度上，产业与产业之间会出现多重共线性，不能呈现如此恒等的结果，也可能是产业的部分结合才能对总产出产生显著影响，因此函数(3)式中可能不存在恒等式。对上述函数进行对数形式调整，可用以下计量模型对经济、产业进行回归分析，模型表述为：

LNGDP=β0+β1LNX1+β2LNX2…+βkLNXk+ε

(4)

式中βk代表第k产业的总产出弹性，β0代表产值不变时GDP的变动情况。

3.2检验及格兰杰因果关系分析

3.2.1平稳性检验

产业产出值的原始数据在检验中可能会出现变量间有非线性关系。为了提高检验的成功率和准确性，以原始数据的对数作为检验样本，对LNGDP、LNX1、LNX2、LNX3分别做ADF检验，结果显示变量在水平上呈现不平稳状态；之后又用Eviews对一阶差分进行检验，结果还是不尽如人意；紧接着对数据进行了二阶差分处理后平稳性检验，结果显示：进行检验的所有变量均在0.05的显著水平上拒绝原假设，说明D(LNGDP，2)、D(LNX1，2)、D(LNX2，2)、D(LNX3，2)是平稳序列，该变量之间都存在协整，符合协整检验分析的条件，如表1所示。

3.2.2协整关系检验

协整检验是基于变量之间的平稳性而言的，因此，在二阶差分处理后的水平变量上才能进行进一步的协整。为完成协整检验，首先要对回归方程进行残差单位根检验，看其是否存在单位根。如果存在单位根，则残差序列呈现非平稳态势，此时需消除单位根以保证残差序列的平稳，反之，则无需消除。在用单位根进行残差平稳性检验时，可令E=RESID得到残差序列。通过Eviews6.0测算得到检验结果如表2所示。协整检验结果表明，在置信度为0.9时E是平稳的，那么变量之间的协整关系就是成立的。以此为前提条件对户县GDP、产业之间进行格兰杰因果关系检验，看其四者之间的相互起因情况，以更深入地了解2005—2014年期间户县GDP与三次产业之间存在的因果关系。

表1　变量单位根检验

表2　残差序列平稳性检验

3.2.3格兰杰因果关系分析

以时间序列为背景的情况下，两个变量之间的相互关系是促进还是抑制，亦或是平衡，都可以通过格兰杰因果关系进行检验得知，可以用三大产业增加值和GDP各自的原始数据的自然对数作为检验数据，两两逐个进行检验，检验结果如表3所示。二阶差分后的样本数据为8，在8个样本数据检验计算下，第一产业与生产总值在0.05的显著水平上拒绝“第一产业不是生产总值的格兰杰原因”，即接受第一产业是总产值的格兰杰原因；同理，二、三产业与生产总值间的因果关系也如此。由此可知，户县经济的增长变化是离不开户县每年三大产业增加值的，但三大产业的增加值在户县经济增长变化中体现的不是很明显。换言之，经济增长变化引起三大产业增加值变化的可能性不是很大。站在三大产业之间因果关系的角度来分析三大产业中两两之间的因果关系，可以看出第一产业、第二产业都与第三产业互为格兰杰因果关系，这表明户县的第一、三产业之间、第二、三产业之间能够相互促进，共同发展。从宏观战略层面分析，如果户县能够将产业间的互联程度提高，合理开展产业间的合作，这对其今后的经济增长会产生很大的作用。

表3　格兰杰因果关系检验结果

3.3户县三大产业对经济增长贡献的测算及结果分析

3.3.1模型测算

模型估计：以GDP、三大产业增加值的对数为样本数据，运用Eviews 6.0对式(4)进行回归，得到函数：

LNGDP=0.965 7+0.160 1LNX1+0.577 7LNX2+0.262 6LNX3

(5)

(0.046 8)(0.012 6)0.022 1)(0.010 4)

回归方程的测算结果为：样本决定系数R2=0.999 943，经过调整的系数为0.999 915，从可决系数的大小可以看出方程回归效果很好。测算出来的F统计值为35 149.58，表明回归方程非常显著。DW值是用来检验方程的自相关程度的，该方程中的DW值为1.970 080，表明其自相关性是不存在的，而且各个系数符号也均符合经济意义。即以三次产业的增长都是1%为前提，在户县第二、第三产业增加值保持不变时，GDP会随着第一产业的增长而平均增长0.160 1%；在户县第一、第三产业增加值保持不变时，GDP会随着第二产业的增长而平均增长0.577 7%；在户县第一、第二产业增加值保持不变时，GDP会随着第三产业的增长而平均增长0.262 6%；当所有产业产值都保持不变时，GDP会平均增长0.965 7%。

3.3.2结果分析

通过平稳性检验、协整检验、单位根检验、格兰杰因果关系分析以及回归方程测算等一系列实证研究方法得出结果：目前户县GDP与三大产业投入产出之间存在着非完全双向因果关系，户县三大产业中对经济增长拉动效应最大的是第二产业，第三产业次之，最后是第一产业。

若从户县产业产出占比的弹性角度来看：2005—2014年期间三次产业分别占户县总产出的平均份额为：第一产业15.755%、第二产业57.075%、第三产业27.17%，从回归方程的测算中可以看出，第一产业增加0.15755个单位的份额，总产值将以0.1601个单位随之增加；第二产业增加0.57075个单位的份额，总产值将以0.5777个单位随之增加；而当第三产业增加0.2717个单位的份额时，却仅使总产值增加了0.2626个单位。从以上数据分析中可以看出，第一产业和第二产业的占比与总产值的增加基本持平，但相比之下，第三产业的单位产出效率最低。

4　结　语

从图表结构与测算结果中可知，尽管第三产业的产值近几年呈现上升趋势，但由于户县与邻县相比资源利用同构化问题严重，且之前过于重视第二产业发展，一味追求第二产业带来的经济增加值而忽视合理布局产业结构，使得产业结构呈现畸形状态，进而导致第三产业产出效率一直低下。因此，户县要想在新常态经济下得到经济迅猛提升，首先，应在第一产业中以草莓和葡萄为支柱农产品，集中人力、物力和财力，多渠道生产销售草莓和葡萄，这不仅可拉动就业，也可使萎靡的第二产业有回升机会。其次，第三产业是户县发展经济的最大内生动力，西安市传统旅游向智慧旅游转型的必然趋势会给旅游业带来前所未有的结构升级，户县政府应投入更多资本做大做强文化旅游业，从公共服务设施的投入到人力资本的投入，从线下农民画、观光旅游等文化产业的销售推广到线上农民画、智慧旅游等电子商务的宣传推广，迅速调整产业结构，以合理结构应对新常态下经济的发展趋势。由曾经的工业强县转向服务业强县是提高户县第三产业产出效率以及经济增长的最佳通道。

新常态下经济的发展进入了瓶颈期，曾经依托国企壮大经济的一些县域遭到了前所未有的打击，这些县域只有转变思想观念，进行产业结构调整，借助周边机遇提升本县产业产出效率，加大力度发展特色创新产业，才能真正实现产业的成功转型。

[1]Denison E F.Why Growth Rates Differ[J].Southern Economic Journal,1976,35(3).

[2]李晓翠.汉江流域湖北段县域产业效率的实证分析[J].商业时代，2014(36).

[3]孟德友，陆玉麒.基于基尼系数的河南县域经济差异产业分解[J].经济地理，2011(5).

[4]于新凯，李子彪，张爱国.河北省县域农业产业现状、问题及对策[J].农业经济，2010(6).

[5]陈友存，郑伯红，胡希军.城郊型县域产业发展与空间布局：以长沙市望城县为例[J].广东农业科学，2010,37(1).

[6]方晓红.我国区域经济转变下的产业支持发展[J].经济导刊，2011(12).

[7]杨吉华.论县域文化产业中主导产业的选择[J].现代经济探讨，2012(2).

[8]熊义杰.经济计量学教程[M].北京：国防工业出版社，2009(1).

(责任编辑邬静)

Research on the Industrial Transformation and Upgrading of Shaanxi County under the New Normal—Taking Hu County as an Example

ZHANG Mengwu,LI Jianan

(School of Economics and Management,Xi'an University of Technology,Xi'an Shaanxi,710054,China)

How to realize the rapid development of county economy in the new normal is an important foundation of regional economic development.By means of the research methods of combining the specification with the empirical and the qualitative with the quantitative,and with an example of the sub-central city of Xi'an-Hu County,the paper studies the incremental relation and the causal relation between industrial structure and economic growth,and measures the contribution of the tertiary industry in national economy of HU county to the economic growth,and the mutual influence among industries.Then some countermeasures and suggestions are given that Shaanxi counties should enhance the regional industry core competitiveness,timely develop characteristic industry,pay attention to the investment for the tertiary,and reasonably layout the industrial structure based on relying on the radiation conditions of Silk Road.

industrial structure;transformation and upgrading；Shaanxi province;regional economy

2016-04-06

张萌物，女，陕西户县人，西安理工大学经济与管理学院教授，研究方向：区域经济、绩效管理。

2014年陕西省社会科学基金项目(2014P14)。

F127.41

A

1008-5645(2016)04-0007-06