中国工业结构变迁的驱动因素：1985—2010，本文主要内容关键词为：中国论文,因素论文,结构论文,工业论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
文献标识码：A 文章编号：1002-2848-2012(06)-0001-14
一、引言
工业结构优化升级是工业现代化的必由之路，也是现代经济增长的基本内容[1]。发达国家的工业化历程表明，工业结构演变一般经历着从劳动密集型产业到资本密集型产业再到技术密集型产业的循序演进过程，并受到需求、供给和国际贸易等因素的共同驱动[2-3]。近年来，中国工业发展遇到了资源配置效率低、高能耗及高污染等新问题[4]。而推进工业结构的优化升级，不仅是解决工业发展面临新问题的重要保障，也是克服资源环境约束、转变工业增长方式的必然途径。基于此，中国“十二五”规划明确提出需要继续推进工业结构优化与升级。那么，中国工业结构有着怎样的变迁过程（是否实现了优化升级）呢？有哪些因素驱动着中国工业结构的变迁呢？这些驱动因素对中国工业结构变迁的影响程度如何呢？在当前背景下，回答这些问题，对推动中国工业结构的优化升级以及促进国民经济健康快速发展具有重要的指导意义。
大多数学者都肯定中国改革开放以后的工业结构存在着显著的升级效应[5-6]，而对工业结构变迁的驱动因素却没有一致性的结论。关于后者的研究大多体现在理论层面，如陈佳贵等[1]、张培刚等[7]认为，自主创新是推动中国工业结构优化升级的核心动力；而王岳平[8]的研究表明，在开放条件下，国际贸易、劳动分工、国际投资和产业政策等是影响中国工业结构优化升级的关键因素；刘志彪[9]则认为，中国工业结构优化升级需要从技术、组织与制度等方面进行创新；李博和曾宪初[6]构建了一个理论分析框架探讨了中国工业结构变迁，研究认为，要素结构和需求结构是推动工业结构变迁的内生动力，而国际经济和政府干预则是驱动工业结构变迁的外生动力。也有少数学者进行了实证分析，如黄庆波和范厚明[10]、柳剑平和张兴泉[11]研究了国际贸易对工业结构的影响，结果发现，国际贸易能有效促进中国工业结构优化。但这种影响在不同技术附加值的行业中存在差异，提升了高技术产业结构合理化水平，促进了低技术、中等技术产业结构的高度化[11]；而陈栋[12]考察了自主创新对中国工业结构变迁的影响，研究发现，自主创新活动对于中国工业结构升级具有巨大而持久的推动作用；周艳梅[13]则实证分析了FDI对中国工业结构升级的影响，研究表明，FDI通过影响工业劳动力就业结构、产业结构和效益结构的变化，进而促进了中国工业结构的升级。
在研究工业结构变迁的驱动因素时，已有的理论研究仍停留在定性分析层面，缺乏经验证据的支持；而实证研究大多是从某一方面开展研究，鲜见较为全面实证考察的文献；同时，实证研究对工业结构采取的衡量方式也还存在较大的缺陷，如大多数研究采用的工业结构变化指数①不能反映工业结构的合理化程度，且计算公式中的绝对值计算为研究带来了不便[14]。此外，已有的实证研究没有考虑中国市场化改革对工业结构变迁的影响，而王云平[15]的研究表明，中国的市场化改革促进了制度变迁，而制度是影响工业结构升级的重要因素。基于此，本文力求弥补现有研究中的不足，从以下几个方面做出努力：第一，将工业结构变迁分解为合理化和高度化两个方面，并结合其内在含义对工业结构合理化和高度化进行重新度量，以使对工业结构的度量更加合理。第二，本文从工业结构变迁的推动力、拉动力和催化力等三个方面构建一个（涵盖了市场化改革的影响）理论分析框架，据此提出驱动中国工业结构变迁的五个重要假说。在此基础上，运用VAR模型将工业结构变迁和各驱动因素统一到一个框架下进行研究。考虑到工业结构合理化和高度化两个维度能够更好地反映工业结构变迁，本文分别考察这些因素对工业结构合理化和工业结构高度化的动态影响。第三，考虑到有效的工业结构优化升级需要工业结构合理化和工业结构高度化形成良性互动的关系[6]，本文进一步运用基于VEC模型的短期因果关系法和基于弱外生变量的长期因果分析法，实证检验中国工业结构合理化和高度化在长期和短期内是否形成了良性互动的关系。
二、工业结构变迁的度量及其特征
从动态角度来看，一个经济体的产业结构变迁具有两个维度，即产业结构合理化和产业结构高度化。因此，工业结构的变迁也应该具有结构合理化和结构高度化两个维度[7]。基于此，本文从两个维度来衡量中国工业结构的变迁。
（一）工业结构合理化的度量
工业结构合理化是指工业行业间的聚合质量，它是工业细分行业之间协调程度的反映，也是资源有效利用程度的反映；也就是说，它是要素投入结构和产出结构协调程度的一种度量。就这种协调程度而言，国内外学者一般采用结构偏离度（用符号E表示）②来衡量这种结构是否合理。但是，结构偏离度指标有着显著的缺陷，如将各个行业一视同仁，忽略了各个工业细分行业在经济体中的重要程度，同时结构偏离度计算公式中的绝对值计算为研究带来了不便[14]。
借鉴干春晖等[14]衡量产业结构合理化的做法，本文采用泰尔指数（用符号TL表示）来衡量中国工业结构的合理化程度（用符号RINS表示）。泰尔指数计算公式如下：
上式中，Y表示工业产值，L表示工业就业人员，n表示工业行业数。当RINS=TL=0时，工业结构处于最合理的状态；RINS或者TL越大，表示工业经济越偏离均衡状态，工业结构越不合理。该指数考虑了工业细分行业的相对重要性且避免了绝对值的计算，还保留了结构偏离度的理论基础和经济含义，因此可以更好地反映工业结构的合理化程度。
（二）工业结构高度化的度量
工业结构高度化是对工业结构升级的一种衡量。早期的研究在衡量工业结构升级时一般根据霍夫曼定律采用消费资料工业净产值与资本资料工业净产值之比（即霍夫曼系数）作为工业结构升级的度量；近期的研究大多采用工业结构变化指数③（CINS）来衡量工业结构升级。但是，20世纪90年代以来，在信息技术和计算技术共同推动下，世界主要经济体工业结构的演变出现了高技术化、高知识化和高附加值的趋势[4-16]，而工业结构变化指数和霍夫曼系数无法反映工业结构演变的这种新趋势。在信息经济时代，工业结构的高技术化、高知识化和高附加值化已经成为工业结构升级的重要标志，而在工业结构“高技术化、高知识化和高附加值”过程中有着一个典型事实，即第三类产业④（主要是高技术产业）增长率要快于第一类产业和第二类产业（即传统产业）增长率[5]。基于此，本文采用工业行业内部的第三类产业产值⑤占第一类产业与第二类产业产值之和的比例（即第三类产业产值/［第一类产业产值＋第二类产业产值］）来度量中国工业结构的高度化（用符号HINS表示）。这一衡量指标能够清楚地反映出工业结构的高技术化、高知识化和高附加值的趋势，明确地显示出工业结构是否朝着高技术化等方向发展，因此它能够更好的度量工业结构的高度化。如果HINS值处于上升状态，说明工业结构在向高技术化、高知识化和高附加值的方向推进，工业结构在升级。
（三）中国工业结构变迁的特征
图1反映了本文定义的指标与以往指标的测算结果。从图1中可以看出，E值和RINS值存在较大的差异，且存在一定程度的负相关（相关系数为-0.5193）（限于篇幅，指标之间相关性结果未列出）；结构偏离度指标（E）一直处于波动式上升的状态，也就是说从结构偏离度的视角来看，中国工业结构越来越不合理；而采用泰尔指数（考虑了各工业行业的结构权重）测算的RINS值则处于波动式下降状态，说明中国工业结构呈现着不断合理化的趋势，这一点与中国工业化历程比较符合。可见，本文选定的泰尔指数（RINS）能够更好地度量工业结构的合理化。从工业结构高度化来看，CINS值一直处于上升的状态，这表明中国的工业结构一直处于升级状态，可见，CINS值与中国曲折的工业化进程并不相符；而从本文选取的HINS值来看，中国工业结构的变迁存在明显的波动，如同中国经济改革和工业化进程一样，工业结构变迁应该是一个曲折的过程，这说明，HINS值测算的结果更好地符合中国的市场化改革和工业化现实。因此，本文选定的HINS指标是一个对工业结构高度化的合理的度量指标。
1985—2010年④的RINS值和HINS值均呈现出波动性，这种波动性符合中国工业化曲折的历程。1978年以前，中国实行重工业优先发展战略，导致了工业结构具有明显的超前特征[8]。20世纪80年代初期，为了调整改革开放以前轻重工业比例严重失调的状态，中国实行鼓励轻工业优先发展的政策；整个八十年代的经济重心向轻工业倾斜，到九十年代初轻重工业比例失调的矛盾基本解决[17]；工业结构在此期间不断处于合理化的进程；因此，RINS值在1985—1993年间迅速下降，而HINS值变动不大。九十年代初，中国在解决了轻重工业比重失调矛盾后，出现了由于加工工业过快发展而基础工业和基础设施严重滞后问题，缺电、缺油、缺钢材和缺煤等问题在加工企业普遍存在[15]；而电子及通信设备制造业开始进入高速扩张期，工业结构开始稳步升级[6]；因此，RINS值在1993—1997年出现了上升的趋势（工业结构不合理程度有所加剧），HINS值一直处于上升过程中（工业结构呈现出不断升级的趋势）。
图1 1985—2010年中国工业结构的变迁趋势
从1997年开始，国内市场就结束了自新中国成立以来就存在的“短缺经济”和“卖方市场”，从而使低水平和重复建设的外延型经济扩张失去了需求的支持。但是这种生产能力和产品的相对“过剩”，即科技含量高的新产品、新产业的发展速度很快，而简单的科技含量低的日用消费品则市场已经饱和，出现过度竞争[18]。因此，RINS值在1997—2001年比较大（工业结构不合理程度比较高），HINS值一直处于上升过程中。2001年中国正式加入WTO，国外因素对中国工业的需求结构和要素结构产生了双重影响，这导致了工业结构与要素结构和需求结构之间的矛盾逐步缩小，重工业比重的迅速提升，出口工业产品中制成品和资本技术密集型产品比例的显著上升[6]；因此，RINS值在2001以后逐渐降低，HINS值则一直处于不断上升过程中（尽管2008年的全球金融危机对中国工业结构合理化和高度化都带来了一定程度的负面影响）。
值得指出的是，虽然RINS值和HINS值存在一定的相关性（相关系数为-0.6208），但两者的演变趋势并不一致；这意味着本文从工业结构合理化和工业结构高度化两个维度较好地反映了中国工业结构变迁；这也说明以往研究所采用衡量指标可能有失偏颇，对工业结构变迁的衡量需要区分工业结构的合理化程度和工业结构的高度化水平。
三、理论分析框架与研究假说
（一）理论分析框架
本文认为，中国工业结构变迁（包括工业结构合理化和高度化）涉及到推动力、拉动力和催化力等三种力量的共同驱动（如图2所示）。自主创新能力和技术吸收能力的提高会通过促进工业要素结构的变化（也会间接引起需求结构的变化）来推动着工业结构的变迁，是工业结构变迁的主要推动力；而居民收入水平的提高和工业产品国际贸易的发展会通过促进需求结构的变化（也会间接引起要素结构的变化）来推动工业结构的变迁，是工业结构变迁的主要拉动力。而推动力和拉动力所导致的要素结构和需求结构变化对工业结构变迁的影响大小要受到市场环境的约束：市场化程度越高，这种影响会越大（即市场对工业结构变迁的催化效果越好）；反之，市场化程度越低，这种影响会越小。可见，拉动力和推动力是促进工业结构变迁的内在动力，市场化程度的提高等催化力则是推动工业结构变迁的外在动力。基于此，本文就工业结构变迁的驱动因素提出以下一些可供检验的假说。
（二）关于工业结构变迁推动力假说
自主创新是在拥有自主知识产权的核心技术基础上实现新产品价值的过程。企业自主创新过程通过技术研究开发部门的研发获得了新技术，会对相关的传统生产部门进行改造更新甚至是制造出技术含量更高的新产品，这样更顺应了市场的需求，从而会带动其他同类企业进行相关产品的升级，带动了整个产业的技术进步；而技术进步使不同产业部门的生产要素效率出现差异，会导致生产要素从效率低的产业向生产率高的产业转移[7]。而要素效率较高的产业会通过前向、后向、旁侧的扩散和渗透效应，形成一个新的主导产业群，从而导致一定时空条件下的主导产业变更，促使工业结构处于不断的调整或变革过程中[19]。当然，这种工业结构变迁的深度及速度最终还将受社会需求结构和市场制度等因素的制约。在这一过程中，自主创新对工业结构变迁的影响主要表现在通过改变工业行业要素结构和需求结构来推动工业结构的变迁。具体来说，从要素结构方面看，自主创新对工业结构变迁的影响，主要是通过提高劳动者素质，改善生产的物质技术基础，扩大劳动对象范围，提高管理水平和改善组织结构等途径来实现的；从需求结构方面看，自主创新对工业结构变迁的影响，则是通过影响生产需求、消费需求以及出口，借助于需求结构变动来实现的。
图2 工业结构变迁驱动因素的理论分析框架
大量事实表明，哪个工业行业的自主创新活动越活跃，对自主创新成果的吸收能力（或融合能力）越强，工业行业的创造能力也就越强；对自主创新成果的吸收能力越强，自主创新成果的商业化、产业化速度越快，行业适应市场需求的能力越强，这个工业行业的发展速度就快，规模就大，影响就越广泛[19]。如果这个工业行业具有较强的关联性和波及效果，就可能会引发新一轮的产业变革甚至产业革命，进而导致工业结构突变，从而实现工业结构的根本性调整和优化升级。基于此，本文提出如下假说：
假说1：自主创新能力的提高推动了中国工业结构变迁；
假说2：自主创新成果吸收能力（即技术吸收能力）的提高推动了中国工业结构变迁。
（三）关于工业结构变迁拉动力假说
对产业结构变迁的解释都绕不过需求结构变化对产业结构变迁的影响[3]。在市场经济条件下，虽然工业品的供给结构（即工业结构）决定着工业品的需求结构；但是，随着居民收入水平提高，会导致居民需求结构的升级；需求结构的升级会引致新产品的生产结构变化，进而引起工业品要素结构的变化，从而会导致工业品供给结构（即工业结构）的变化。可见，工业结构变迁和需求结构变化之间存在着相互制约、相互协调的关系，因而居民收入水平所导致的需求结构的升级会促进工业结构的升级。因此，在封闭经济体内，工业结构变迁的拉动力主要来自于经济发展过程中居民收入水平提高所导致需求结构变动，以及需求结构变动所导致要素结构的变动。针对发达国家工业化历程的研究都证明了工业结构与需求结构之间存在着近似同步演变的规律[6]，而针对中国的大量研究则表明，居民收入水平的提高促进了需求结构的升级和工业行业要素结构的优化[20-22]。基于此，本文提出如下假说：
假说3：居民收入水平提高拉动了中国工业结构变迁。
经济全球化的深入发展使得国际贸易对一国产业结构变迁的影响力不断加强[23]。而国际贸易对工业结构变迁的影响主要通过其有效地改变工业产品的需求结构和要素结构等途径来实现。从需求结构来看，国际贸易使得工业产品销售市场不断拓宽，国内需求和国外需求在产品种类和档次上存在着差异，任何一方面需求偏好的改变都会直接影响到一国需求结构。从要素结构方面来看，国际贸易使得工业产品生产要素在国家间的流动更加容易，这使得一国要素结构的动态变化不再单靠本国自身的积累，还可以充分利用全球资源。因此，国际贸易对一国要素结构的影响程度逐步加大。而国际贸易所导致的国内需求结构和要素结构的变化进而会对工业结构产生影响，其影响的程度由该国对外贸易依存度的高低决定[6]。此外，国际贸易能够通过溢出效应、关联效应和学习效应等有效地促进技术进步，而技术进步会通过促进工业需求结构和要素结构的改变来推动工业结构变迁[7]。大量针对中国的实证研究都表明，国际贸易是影响中国产业结构优化升级的重要因素[10-11]。基于此，本文提出如下假说：
假说4：工业国际贸易的发展拉动了中国工业结构变迁。
（四）关于工业结构变迁催化力的假说
在一个经济体内，要素结构和需求结构的变化对其工业结构变迁的影响要受到市场条件的约束，市场化水平的高低决定着这种影响的大小。市场化水平的高低既反映出市场配置资源的效率和吸纳人力、资金、技术等要素的能力，又是一个经济改革进程和经济活力的显示器。市场化水平的高低直接决定了生产要素流动的难易程度，市场化水平越高说明自由竞争的市场越大，而生产要素才能够更合理的流动；市场化水平越高也意味政府的行政干预较少，行政性垄断扭曲资源的合理配置大大降低；较高的市场化水平意味着产权界定更加明晰，这能够降低企业之间的交易费用，因而企业能够更主动地支配生产要素，这会改变市场的要素结构。另外，市场化水平的提高还可以为企业的技术进步和创新提供良好的外部制度环境[24]，从而会促使企业建立适应市场竞争的企业发展和经营管理模式，提高要素的使用效率，这会加快要素的合理流动和结构变化。可见，市场化水平越高，要素结构和需求结构的变化对工业结构变迁影响会越大；反之，市场化水平越低，要素结构和需求结构的变化对工业结构变迁影响会越小。而王云平[15]、武力和温锐[18]、李博和曾宪初[6]的大量研究都表明，中国的工业化过程是与市场化进程密不可分。基于此，本文提出如下假说：
假说5：市场化程度的提高促进了中国工业结构变迁。
四、变量、数据与计量模型
（一）变量说明
由于工业结构合理化和高度化两个维度能够更好地反映中国工业结构的变迁，因而本文选取工业结构合理化（RINS）和工业结构高度化（HINS）两个变量来代表中国的工业结构变迁。其它变量的选取说明如下。
1.自主创新能力（LINN）。国际上常用的评价指标主要有专利、科技论文、技术贸易、高科技产品或技术密集型产品等。陈至立[25]指出，自主创新从内容上包括三方面的含义：一是原始性创新，即通过科研和开发，努力获得更多科学发现与技术发明；二是集成创新，即通过各种相关技术成果融合汇聚，形成具有市场竞争力的产品和产业；三是引进技术消化、吸收和再创新，在积极引进国外先进技术与设备的基础上，进行充分地消化吸收和再创新。因此可以看出，从自主创新的含义上看，不论是哪一种表现形式，自主创新的首要特性就是创造性。自主创新绝对不能够是以往研究的简单重复。专利制度本身即是对技术创新活动的一种鼓励。欧洲专利公约中第52条规定“欧洲专利授予任何新的、有创造性的、并能在工业上应用的发明”，中国专利法第22条也规定“授予专利权的发明和实用新型，应当具备新颖性、创造性和实用性”。因此，在诸多评价科技产出的指标中，本文选取工业行业专利授权数量作为评价自主创新能力的指标。
2.技术吸收能力（HLINN）。本文用工业行业从业人员人均受教育年限⑦来反映人力资本（H）；并借鉴Borensztien等[26]对人力资本和“发展门槛”的研究，将自主创新能力与人力资本的交互作用作为衡量工业行业对自主创新成果的吸收能力（也可以理解为动态的技术吸收能力）指标。
3.居民收入水平（INC）。衡量居民收入水平的指标主要有城镇居民人均可支配收入、农村居民人均纯收入、城镇居民家庭恩格尔系数和农村居民家庭恩格尔系数等。考虑到本文采用居民收入水平是来反映工业产品需求结构的变化，而食物等基本开支对工业产品需求结构变化的影响并不大，因此，本文选取居民人均可支配收入除去食物等基本开支以后的收入水平来作为居民收入水平指标，即INC=居民人均可支配收入×（1-城镇居民家庭恩格尔系数）；考虑到中国城乡居民收入存在较大差距，本文的INC值采用城镇INC值与农村INC值的算术平均值。
4.工业国际贸易（IEX）。衡量国际贸易水平的指标主要由出口贸易额、进口贸易额和进出口贸易总额等。考虑到本文是从工业产品的需求结构视角来考察国际贸易对工业结构变迁的拉动作用，因而，本文采用中国工业制成品的出口额来衡量工业国际贸易水平（由于工业初级产品出口对中国工业结构优化升级的拉动作用不大，因而本文没有考虑这类产品出口贸易的影响）。由于工业制成品出口额是用当年价美元值反映，本文用当年美元平均汇率换算为以人民币为单位的值，然后用商品零售价格指数将其换算为以1978年不变价格计算的值。
5.市场化程度（MARK）。樊纲等[24]建议采用市场化指数来反映中国的市场化程度。市场化指数用全国市场化指数与工业行业市场化指数的乘积来反映。关于全国市场化指数的计算，借鉴樊纲等[24]的做法，本文采用贸易依存度、第三产业增加值占国内生产总值比例、非国有企业总产值份额和非国有企业固定资产投资份额的算术平均值。关于工业行业市场化指数，Jefferson等[27]采用非国有企业总产值占全行业比重来反映。然而市场化水平不仅仅体现在产品方面，也还体现在资本和劳动力等方面上[28]，因此，为了更好反映工业行业的市场化进程，本文进行了改进，采用非国有工业企业总产值份额、非国有工业企业固定资产投资占全行业比重和非国有工业企业从业人员份额的算术平均值来反映。
（二）数据说明
由于在1984年前后中国工业行业分类不一致⑧，本文把研究时期定为1985-2010年⑨。从1993年起，统计年鉴对一些行业做了调整：食品制造业变更为“食品加工业”和“食品制造业”，本文依然将两者合并为“食品制造业”；机械工业变更为“普通机械制造业”和“专用设备制造业”，本文依然将两者合并为“机械工业”；“石油加工业”与“炼焦和煤气业”变更为“石油加工业及炼焦业”与“煤气生产业和供应业”，本文将两者合并，命名为“石油加工业及炼焦业”；此外，本文将1993年以前的“采盐业”并入“非金属矿采选业”，工艺美术品制造业归并到“其它制造业”，2003年以后的“其它采矿业”并入“非金属矿采选业”，“工艺品及其他制造业”和“废弃资源和废旧材料回收加工业”归并到“其它制造业”。调整以后，1985—2010年期间的工业细分行业共计33个⑩。
本文以工业增加值表示产值。借鉴李小平和卢
现祥[28]的做法(11)，本文根据1993年《中国统计年鉴》提供的各行业1992年的净产值和增加值的数据，假设1985—1991年度的净产值和增加值都保持与1992年相同的比例，根据这个比例将各年的净产值转换为增加值。然后对每个行业的增加值现值用《中国统计年鉴》提供的“分行业工业品出厂价格指数”进行平减(12)。本文以从业人员数表示就业人员。从业人员数的数据来自《中国工业经济统计年鉴》相关年度、国家统计局数据库和中经网统计数据库。数据包括1984—1992年的年末职工人数、1993—1997年年均从业人员数和1998—2010年全部从业人员年平均人数(13)。本文根据如下公式推算1985-1997年份的年均从业人员人数，即年均从业人员数=（上年末从业人员数＋本年末从业人员数）/2。
此外，专利授权数量、人力资本、城镇居民人均可支配收入、农村居民人均纯收入、城镇居民家庭恩格尔系数和农村居民家庭恩格尔系数等数据主要来自于《中国统计年鉴》相关年度和中经网数据库；工业制成品的出口额、美元平均汇率和商品零售价格指数来自于中经网数据库；计算全国市场化指数与工业行业市场化指数的数据主要来自于《中国统计年鉴》相关年度和中经网数据库。
（三）计量模型
1980年Sims提出的向量自回归模型（Vector Auto Regressive Model,VAR）采用多方程联立的形式，把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型。VAR模型是处理多个相关经济指标的分析和预测的重要模型。为了考察中国工业结构变迁与各驱动因素的动态关系，本文拟使用VAR模型将工业结构变迁与各驱动因素纳入一个统一的框架进行分析。由于基于VAR的估计要求模型中各变量满足同阶单整序列（即服从I(P)过程），因此需要先对上述所有变量进行ADF单位根检验来判断其平稳性，并检验其是否为同阶单整。检验结果显示，所有变量的原始序列均为非平稳序列；但经过一阶差分后，各变量都是平稳序列（限于篇幅，结果未列出）。因此，HINS、RINS、LINN、HLINN、INC、IEX、MARK都是一阶单整序列（即服从I(1)过程），符合建立VAR模型的前提条件。
考虑到工业结构合理化和工业结构高度化从不同角度反映了中国工业结构变迁，本文拟从工业结构合理化和工业结构高度化两个维度建立VAR模型来考察各驱动因素对工业结构变迁的动态影响，具体采用下面的VAR模型来表达：
五、实证检验与结果分析
（一）工业结构合理化的驱动因素分析
1.基于脉冲响应函数的分析
在VAR模型的实际应用中，往往侧重分析某种冲击对系统的动态影响。脉冲响应函数(Impulse Response Function)可以将模型包含的经济意义较为完整而细腻地表达出来；它描述一个内生变量对来自另一个内生变量一个单位变动冲击所产生的响应，可提供受冲击所产生响应的正负方向、调整时滞和稳定过程等信息。本文采用Pesaran和Shin于1998年提出的广义脉冲响应函数对Y[,1]的VAR模型进行分析，这避免了采用Cholesky分解技术存在的对冲击识别的任意性和结果对变量排序的依赖。图3反映了给各变量一个正的单位大小的冲击得到的RINS（工业结构合理化）的脉冲响应函数图。其中，横轴表示冲击作用的响应期数（单位：年），纵轴表示冲击反映的程度；曲线表示脉冲效应函数，分别代表RINS对各变量相应冲击的反应。
由图3可以发现：第一，变量LINN和HLINN一个单位的正向标准差冲击使得RINS即刻下降，之后冲击影响力波动式减弱，尽管LINN冲击的影响力在第2期后出现了增加；从总体层面来看，这些变量冲击对RINS在滞后期内产生了负向效应。这表明，LINN和HLINN的增加会导致RINS值的下降，而RINS值下降意味着工业结构合理化程度提高。因此，自主创新能力(LINN)和技术吸收能力(HLINN)的提高促进了工业结构合理化水平的提高。这说明：一方面，自主创新能力的提高推动了工业结构优化，这印证了陈佳贵等[1]、张培刚等[7]理论分析的结论，从工业结构合理化维度验证了假说1；另一方面，自主创新成果的吸收能力提高也推动了中国工业结构优化，这从工业结构合理化维度验证了假说2。
图3 LINN、HLINN、INC、IEX、MARK的冲击引起RINS的响应
注：关于脉冲的类型，选择残差的一个标准差的冲击（Residual-One Std.Dev）。
第二，变量IEX一个单位的正向标准差冲击并没有使得RINS即刻下降，从第2期开始，IEX冲击的影响力急剧增强，到第3期达到最强，之后其影响力逐渐减弱。总的来看，IEX冲击对RINS在滞后期内产生了显著负向效应。这表明，工业国际贸易(IEX)的发展促进了中国工业结构合理化。这从工业结构合理化维度验证了假说4，即国际贸易是拉动中国工业结构优化的重要因素。这印证了王岳平[8]、李博和曾宪初[6]理论分析的结论。与柳剑平和张兴泉[11]的实证检验结果也相一致，即产业内贸易促进了中国工业结构合理化水平的提升。
第三，INC和MARK一个单位正向标准差冲击使得RINS即刻下降，之后冲击影响力波动式减弱，尽管MARK冲击的影响力在第2期后出现了增加。从总体层面来看，这些变量冲击对RINS在滞后期内产生了负向效应。这表明，INC和MARK的增加会导致RINS值的下降，而RINS值越小意味着工业结构合理化程度越高。这意味着：一方面，居民收入水平(INC)的提高促进了工业结构的合理化，即居民收入增长可以通过影响需求结构的变化来拉动工业结构的优化，这从工业结构合理化维度验证了假说3；另一方面，市场化改革所导致的市场化程度(MARK)提高促进中国工业结构的合理化。也就是说，市场化程度越高，市场对工业结构变迁的催化效果越好，这从工业结构合理化维度验证了假说5。
2.基于方差分解的分析
与脉冲响应函数不同，方差分解提供了另一种描述系统动态的方法。方差分解（Mean Square Error）通过分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度，可以给出对系统中变量产生影响的每一个随机扰动相对重要性的信息（即变量冲击的贡献占总贡献的比例）。本文运用Sims(1980)的方差分解法，通过求解扰动项对
的VAR模型预测均方误差的贡献度，可以得到RINS（工业结构合理化）的方差分解结果（如表1所示）。
从表1可以看出，各驱动因素对工业结构合理化（RINS）的影响不仅是短期的，也是长期的。在中国工业结构合理化的驱动因素中，市场化水平（MARK）的提高对工业结构合理化的影响最大，长期来看贡献率达到20%左右（第10期的贡献率为20.7123%）。这说明，在中国1985—2010年间的工业化过程中，市场化改革所导致的市场化水平的提高对工业结构优化的贡献最大。可见，工业行业的市场化改革对中国工业结构的优化意义重大，换句话说，市场化改革是继续推进中国工业结构优化的首要选择。
技术吸收能力（HLINN）对工业结构合理化的影响大小居次位，长期的贡献率为10%左右（第10期的贡献率达到9.8862%）；加上自主创新能力(LINN）约为5%长期贡献率（第10期的贡献率为4.7538%），推动力对工业结构合理化的贡献达到15%左右。可见，自主创新能力和技术吸收能力的提高对中国工业结构的优化也非常重要；工业国际贸易(IEX)对工业结构合理化的长期贡献率达到7%左右（第10期的贡献率为7.1431%），这说明促进工业品国际贸易的发展也可以有效地拉动中国工业结构的优化；而居民收入水平(INC)的影响较小，长期来看约为2%左右（第10期的贡献率为2.1408%），这说明通过提高居民收入水平来拉动中国工业结构优化的效果可能不会很显著。此外，工业结构合理化(RINS)对自身的影响很大，长期来看贡献率达到50%以上（第10期的贡献率为55.3636%）；这表明中国工业结构的合理化还受到多种其他因素的影响（例如政府干预，包括产业政策和财税政策等）。
（二）工业结构高度化的驱动因素分析
对
的VAR模型进行脉冲响应函数和方差分解分析，可以得到HINS（工业结构高度化）的脉冲响应函数和方差分解结果。图4反映了各变量一个正的单位大小的冲击得到HINS的广义脉冲响应函数图。表2反映了HINS的方差分解结果。
由图4可以发现：第一，变量LINN一个单位正向标准差冲击使得RINS即刻上升，之后冲击影响力波动式上升趋势，尽管这些冲击影响力在有些时期会出现下降。总的来看，在滞后期内LINN对BINS产生了显著的正向效应。这表明，自主创新能力的提高促进了中国工业结构高度化。这与陈佳贵等[1]以及张培刚等[7]的理论分析结论相一致，也印证了陈栋[12]的实证分析结论，即自主创新能够对中国工业结构升级具有持久的推动作用；这从工业结构高度化维度验证了假说1。变量HLINN一个单位的正向标准差冲击也使得HINS即刻上升，之后冲击影响力波动式上升趋势；在滞后期内HLINN对RINS产生了显著的正向效应。这说明，技术吸收能力的提高促进了中国工业结构高度化。这从工业结构高度化维度验证了假说2，即技术吸收能力是推动中国工业结构升级的重要因素。
第二，变量INC一个单位的正向标准差冲击使得HINS即刻上升，第2期有小幅度的上升，随后冲击影响力呈现下降趋势，在第6期到达最低，之后冲击影响力逐渐上升。总的来看，INC冲击对RINS的影响在滞后期内显著为正。这表明，居民收入水平(INC)的提高促进了中国工业结构高度化。这从工业结构高度化维度验证了假说3，即居民收入水平的提高可以通过促进需求结构的升级来拉动中国工业结构的升级。这在一定程度上印证了李博和曾宪初[6]的观点，即需求结构变化是工业结构变迁的内在动力。
第三，变量IEX和MARK一个单位的正向标准差冲击使得HINS即刻上升，随后冲击影响力呈现波动式地下降趋势，在第6期到达最低，之后冲击影响力逐渐上升。总的来看，IEX和MARK冲击对RINS的影响在滞后期内显著为正。这表明：一方面，工业国际贸易的发展促进了中国工业结构高度化，这从工业结构高度化维度验证了假说4，即国际贸易是拉动中国工业结构升级的重要因素。这印证了王岳平[8]、李博和曾宪初[6]理论分析的结论，而与柳剑平和张兴泉[11]实证结果存在一定的差异，该研究发现，国际贸易只是促进了中国工业结构的合理化，而对高技术产业的升级没有促进作用。另一方面，市场化程度提高促进了工业结构高度化。这从工业结构高度化维度验证了假说5，即中国市场化改革所导致的市场化水平提高促进了工业结构的升级。
从表2可以看出，各驱动因素对工业结构高度化（HINS）的影响不仅是短期的，也是长期的。在中国工业结构高度化的驱动因素中，自主创新能力（LINN）和技术吸收能力（HLINN）的影响最大，长期来看两者贡献率都达到了10%以上（LINN第10期的贡献率为10.2804%，HLINN第10期的贡献率为11.2640%），两者对工业结构高度化的累计贡献率约为22%，可见，自主创新能力和技术吸收能力的提高对中国工业结构的升级具有重要作用，因此，中国应该将提高自主创新能力和技术吸收能力作为推动工业结构优化的中心环节。
居民收入水平（INC）对工业结构高度化的影响居第二位，长期来看的贡献率达到6%左右（第10期为6.2968%）。这说明居民收入水平的提高可以通过促进居民需求结构的升级来有效地拉动中国工业结构的升级。这在一定程度印证了汪同三和蔡跃洲[20]、沈坤荣和刘东皇[21]以及林文芳[22]的结论，即居民收入水平的提高促进了需求结构的升级，而需求结构的升级会拉动工业结构的升级[6]；市场化水平（MARK）的提高和国际贸易（IEX）的发展对工业结构高度化的影响较小，长期来看贡献率分别约为4%（第10期的贡献率为3.5816%）和1%左右（第10期的贡献率为1.2953%）。与对工业结构合理化的重要作用不同，两者对工业结构升级的影响程度较低。究其原因，可能在于：一方面，高技术产业的市场化水平并不高，市场化改革对这些工业行业发展的催化效果比较低，这会导致市场化对工业结构升级的影响较小。另一方面，中国工业品出口贸易以低附加值、劳动密集型品为主，这些产品国际贸易的发展对高技术产业的带动作用比较低。这意味着促进出口工业品在全球价值链的不断攀升，可以提高工业国际贸易对中国工业结构升级的贡献。
（三）工业结构合理化和工业结构高度化的关系
考虑到有效的工业结构优化升级需要工业结构合理化和高度化形成了良性互动的关系(14)[16]，本部分进一步实证考察中国工业结构合理化和工业结构高度化是否形成了相互促进的关系。
关于变量之间是否存在相互促进的关系，学术界大多通过检验变量间是否存在相互的因果关系来确定。考虑到传统的Granger因果关系检验存在一定的局限性，本文采用基于VEC模型和弱外生变量的因果关系检验方法（限于篇幅，检验方法说明略）。而拟采用的检验方法是以VAR模型的Johansen协整检验为基础的。因而需要对工业结构合理化（RINS）和工业结构高度化（HINS）构建起的VAR模型进行Johansen协整检验。
由前文的检验结果可知，RINS和HINS的原始序列均为非平稳序列，但经过一阶差分后，各变量都是平稳序列。因此，RINS和HINS 服从I(1)过程，从而可以构建VAR模型。对于模型滞后阶数的选取，按照AIC准则、SC准则和LR值作为选择最优滞后阶数的检验标准，并检验VAR模型的全部根倒数是否在单位圆内，最后确定该VAR模型滞后阶数为2（限于篇幅，检验结果略）。VAR模型的Johansen协整检验，结果表明Trace统计量与Max-eigenvalue统计量的结果相一致，即RINS和HINS在5%显著水平上存在唯一的协整关系(15)（限于篇幅检验结果未列出）。因此，可以运用基于VEC模型的Granger因果关系测试法估计RINS和HINS之间的短期因果关系，并运用弱外生变量测试法检验两者间的长期因果关系，检验结果如表3所示。
从表3可以看出，在长期和短期内都存在着从HINS到RINS方向的因果关系，而从RINS到HINS方向的因果关系却不存在。这说明，不论长期还是短期，中国工业结构高度化（HINS）都是引导工业结构合理化（RINS）变化的原因，而工业结构合理化并不是引起工业结构高度化变化的原因。可见，中国工业结构合理化和高度化之间在长期和短期内都没有形成相互促进的关系。与传统的产业结构理论不同，中国工业结构的合理化并没有促进工业结构的高度化。究其原因，可能在于中国工业结构的合理化程度较低，以至于还不能通过调整工业行业间的比例关系和提高工业行业间关联度来促进工业结构高度化水平的提高。这一结论很可能意味着，中国工业结构的高度化并不是以工业结构的合理化为基础的，这种脱离合理化的高度化很可能是一种虚高度化[16]。因此，促进工业结构合理化程度的不断提高仍然是中国工业化进程中的重中之重。
六、主要结论与政策含义
本文在测度工业结构合理化和工业结构高度化的基础上，从工业结构变迁的推动力、拉动力和催化力等三个方面构建一个理论分析框架，据此提出驱动工业结构变迁的五个重要假说，并运用VAR模型对中国工业结构合理化和高度化的驱动因素进行了经验分析；进一步地，运用因果关系检验法实证考察了工业结构合理化和高度化的长短期因果关系，得到以下主要结论：
如中国市场化改革的进程一样，中国工业结构合理化和工业结构高度化的演变并非一帆风顺，而是多有曲折；工业结构合理化水平和工业结构高度化水平因而呈现出波动式的上升趋势。而工业结构合理化和工业结构高度化的这种波动式演进源于自主创新能力、技术吸收能力、居民收入增长、国际贸易和市场化进程等多种因素的共同驱动，但这些因素对工业结构变迁的影响存在着显著的差异性。对于中国工业结构合理化来说，市场化水平的提高对其影响最大，技术吸收能力和自主创新能力的贡献居次位，再次是国际贸易的贡献；而居民收入增长对工业结构合理化的影响最小。对于工业结构高度化来说，自主创新能力和技术吸收能力的影响最大，其次是居民收入增长，而市场化进程和国际贸易对工业结构高度化的贡献很小。
传统的产业结构理论认为，有效的工业结构优化升级需要工业结构合理化和高度化形成良性互动的关系。本文的研究表明，不论是短期还是长期，中国工业结构合理化和工业结构高度化之间并没有形成相互促进的关系；中国工业结构高度化是引导工业结构合理化演进的原因，而工业结构合理化并不是引起工业结构高度化变化的原因。这很可能意味着中国的工业结构高度化并不是以工业结构合理化为基础的，这种脱离合理化的高度化可能是一种虚高度化。
在当前推动工业结构优化升级已经成为中国工业化所面临的迫切问题背景下，本文的研究结论具有重要的政策含义：
(1)政府的工业结构政策应该考虑工业结构合理化和高度化之间的关系。由于中国工业结构高度化并不是以工业结构合理化为基础的，这种脱离合理化的高度化对工业发展可能是不利的。因此，相关政策应该把工业结构合理化放在更为重要的位置上。同时，由于工业结构高度化是工业结构合理化的长短期原因，这说明工业结构高度化程度的提高可以引起工业结构合理化水平的上升；因此，相关政策应该考虑工业结构高度化对工业结构合理化的促进作用，在强调工业结构合理化的同时，也应该有效地推进工业结构的高度化。
(2)政府的工业结构政策应该根据各驱动因素对工业结构变迁的影响程度有所侧重。在推进工业结构合理化过程中，应该注重工业行业的市场化改革、技术吸收能力和自主创新能力的提升、工业品国际贸易的发展与贸易结构的优化。而在推进工业结构高度化过程中，应该注重工业行业自主创新能力和技术吸收能力的提升，尤其要注重高技术产业的自主创新能力和技术吸收能力的提升。同时，也要注重居民收入增长对工业结构高度化的影响。而为了提高市场化进程和国际贸易对工业结构高度化的驱动作用，相关政策应该着力推进高技术产业的市场化改革及其出口贸易的发展。
(3)政府应该针对工业结构变迁的驱动因素制定相关政策措施来促进工业结构的合理化和工业结构的高度化。具体来说，可以采取以下一些政策措施：第一，制定相关政策措施鼓励工业企业（尤其是高技术企业）增加研发投入、提高研发效率。关于前者，政府应该采取一些激励措施或优惠政策，营造有效的市场竞争环境，拓宽高技术企业的融资渠道，完善创新的制度环境（如完善知识产权制度、强化知识产权保护、加大政府对研究与开发的支持力度，等等），激励工业企业从事更多的研发活动；关于后者，需要明确研发投资主体的权、责、利，强化预算约束。加强研发管理体制的创新，优化研发投入的投入结构。通过理顺企业研发活动中各主体方的关系，把研发项目的选择机制、组织机制、动力机制、激励机制、投融资机制和转化机制紧密结合起来，从而实现研发效率的提高。此外，由于人力资本既可以通过增强对自主创新成果的吸收能力来推动工业结构变迁，又可以通过提升自主创新能力来推动工业结构变迁。因此，对工业结构优化升级来说，促进人力资本水平的提高和人力资源结构的优化显得尤为重要。如通过建立多层次的人才培训体系和人力资源开发体系，提升工业企业从业人员的素质、优化人力资源结构，造就一支与工业结构优化升级相适应的高技能、复合型人才队伍。第二，政府需要采取以下措施促进工业行业市场化水平的提高。如继续推进要素市场的改革，健全要素市场的制度规范，提高要素市场交易的公开透明度；适度放松垄断性行业对非国有经济的进入管制，引进市场竞争机制以促进效率提高；促进产品市场的发展，推进资源类产品定价的市场化；鼓励市场中介组织和行业协会的发展，理顺政府和市场之间的关系，减少政府对工业发展的过度干预。第三，通过调整产业技术政策和进出口关税等政策来促进工业品国际贸易的发展和贸易结构的优化。通过调整产业技术政策来鼓励工业企业进行技术创新，并且根据国际市场的需求结构和发展趋势调整工业行业发展政策，引导工业企业优化产品的生产结构。同时，通过适当调整进出口关税来促进工业产品国际贸易的发展；对产品低附加值的中间投入可通过适当降低进口关税从发展中国家进口，以弥补国内工业产品原材料的短缺；对某些国内现阶段与发达国家竞争的高技术产品，可通过适当增加政府补贴和出口退税来增强这些高技术产品的国际竞争优势。通过这些政策措施，促进出口工业品在全球价值链不断攀升。第四，调整相关政策促进居民可支配收入增长和居民消费结构升级。如通过收入分配制度改革、降低居民税负、调整财政支出方向等政策措施促进居民可支配收入的增长；同时，不断改革和完善社会保障体制和医疗体制，发展社会公共事业；调整消费政策，引导居民加大在购车和交通通讯等领域的消费力度；加强整顿市场经济秩序，建立和规范信用体系，通过这些政策使得居民可支配收入的增长能够有效地促进居民消费结构的升级。
收稿日期:2012-07-17
注释：
①李小平等学者于2007年采用偏离—份额法(Shift-Share Analysis)来测算我国工业结构的变迁。而干春晖等在2011年的研究中认为，偏离—份额法会造成结构效应的低估，而且在使用这一方法分析时，对工业结构变化的分析不够细致，不能测算工业细分行业的结构变化趋势。此外，陈栋在2011年的研究则采用了行业增加值来度量工业结构变迁，从增加值的定义可知，该指标不能准确地反映工业结构的合理化水平和高度化水平。
④关于工业内部的三类产业，Chenery等学者于1986年把工业行业分为三类，即工业化初期代表产业（第一类产业）、工业化中期代表产业（第二类产业）和工业化后期代表产业（第三类产业）。
⑤参考梁维全在2009年的做法，本文第一类产业有农副食品加工业，食品制造业，饮料制造业，烟草制品业，纺织业，纺织服装、鞋、帽制造业，皮革、毛皮、羽毛（绒）及其制品业，木材加工及木、竹、藤、棕、草制品业，家具制造业；第二类产业包括石油加工、炼焦及核燃料加工业，化学原料及化学制品制造业，医药制造业，化学纤维制造业，橡胶制品业，塑料制品业，非金属矿物制品业，黑色金属冶炼及压延加工业，有色金属冶炼及压延加工业，金属制品业；第三类产业有设备制造业，交通运输设备制造业，电气机械及器材制造业，通信设备、计算机及其他电子设备，仪器仪表及文化、办公用机械制造业。
⑥由于1984年前后工业行业的统计口径发生了变化，为了具有可比性，因此本文选取的样本区间为1985-2010年。
⑧中国制造业的行业分类在1992年前后和2002年前后也有一些小的调整，因此，本文下文对行业分类进行调整，以确保行业分类在整个研究期间的一致。
⑨虽然1998年前后工业行业的统计口径发生变化，即由原来的全部工业企业的数据调整为规模以上工业企业的数据。但是，本文在计算的工业结构合理化和工业结构高度化指标的过程中，计算的是产值和从业人员同一年比值。因而统计口径的变化对计算结果的影响不大。
⑩本文没有考虑电力、热力的生产和供应业以及水的生产和供应业。33个工业行业具体包括：煤炭采选业，石油和天然气开采业，黑色金属矿采选业，有色金属矿采选业，非金属矿采选业；食品制造业，饮料制造业，烟草加工业；纺织业，缝纫业；皮革、毛皮、羽绒及其制品业；木材加工及竹、藤、棕、草制品业；家具制造业，造纸及纸制品业，印刷业，文教体育用品制造业；石油加工业及炼焦业，化学工业，医药工业，化学纤维工业，橡胶制品工业，塑料制品业，非金属矿物制品业；黑色金属冶炼及压延加工业，有色金属冶炼及压延加工业，金属制品业；其它制造业，机械工业，交通运输设备制造业，电气机械及器材制造业，电子及通信设备制造业，仪器仪表及其它计量器具制造业。
(11)由于1992年以前年鉴提供的是工业净产值的数据，而1992年以后提供的是增加值数据，尽管根据统计年鉴的介绍，净产值和增加值的统计口径基本一致，但是两者还是存在一些差别（例如1992年，整个工业行业的工业增加值相对工业净产值的偏差为2.91%）。
(12)由于年鉴只提供了14个大类工业品出厂价格指数，本文对各个工业细分行业进行了对应的分类。
(13)根据《中国工业经济统计年鉴》的解释，1997年以前的人数统计是指企业全部职工人数，工业统计从1998年开始统计全部从业人员平均人数。
(14)传统的产业结构理论认为，产业结构合理化是基础。要实现产业结构的高度化，必须首先实现产业结构的合理化；而产业结构的高度化水平越高，对产业结构合理化的协调要求就越高。产业结构合理化是通过不断调整产业间的比例关系和提高产业间关联度来促进产业结构的高度化，而要实现产业结构的合理化，需要在产业结构的高度化过程中进行。因而，李悦等在2008的研究中认为，产业结构合理化和高度化具有密不可分的相互促进关系。
(15)协整关系意味着两者必然在某一方向上存在长期的因果关系；同时，协整关系的存在是建立VEC模型的前提，从而可以在解决了变量非平稳问题的条件下使用Granger检验稳妥地探讨变量间关系而避免“伪因果”问题。