经济增长中的产业结构变动效应：中国的实证分析与政策含义，本文主要内容关键词为：实证论文,经济增长论文,产业结构论文,中国论文,变动论文，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。
中图分类号：F121 文献标识码：A 文章编号：1004－4892（2002）03－0001－06
一、引言
一般经济理论认为，产业结构的演变只有在经济发展的过程中才能完成，而其演进效果也只有通过经济发展状况才能得到最终验证。因此，衡量经济发展的指标至少有两个，一是社会经济规模，即投入与产出比较的数量集合，一般采取社会总产品或国内生产总值（GDP ）指标来度量，称之为“总量效应”；二是社会经济资源在各个生产部门或地区的配置状况，一般通过产业部门结构或产业地区布局所反映的生产能力配置或专业化优势来表现，称之为“结构效应”。但对于产业结构与总量增长的关系问题，西方经济学者的认识是不同的，尤其是以库兹涅茨（S.Kwznets）与罗斯托（W.W.Rostow）的分歧具有代表性。
库兹涅茨认为，经济增长是一个总量的过程，部门的变化都同总量的变化相互联系，而且只有把部门的变化结合到总量的框架中时，才可能对它们加以适当的权衡比较。只有总量的高增长率才导致了生产结构的高变换率，没有总量的足够变化就会严重限制结构变化的可能性。与库兹涅茨的观点相反，罗斯托认为，经济增长本质上是一个部门的过程，它植根于现代技术所提供的生产函数的累积扩散之中。这些发生在技术和组织中的变化只能从部门角度加以研究。因此，库兹涅茨着重强调的是伴随着人均收入增长而出现的结构变化，而罗斯托着重强调的则是使人均收入持续提高所必须的结构变化，研究的出发点和角度不同也就得出了对实际经济增长和产业结构变动关系的不同结论。
值得注意的是，由于影响产业结构和经济增长的因素比较复杂，而上述理论分析又是建立在一系列的假定前提下的，对以上理论描述的真实性还需要进行实证检验。另外，目前西方学者对结构变动与经济增长关系的分析大多是建立在发达国家的基础之上的，显然与我国的实际情况有较大差别。如与经济增长关系的分析大多是建立在发达国家的基础之上的，显然与我国的实际情况有较大差别。如国内学者对我国经济增长的研究大多数是建立在索洛（R.M.Solow，1957 ）创立的新古典经济增长理论模型之上的。而在我国结构的非均衡是普遍现象，故该经济增长模型假设的竞争均衡条件与我国情况并不相符，其研究结论对我国的参考意义也非常有限，有可能忽视经济增长中的结构变动效应。
近年来产业结构变动在我国经济增长中的作用已引起我国学者的重视，并形成了大量研究文献。国内学者几乎一致认为产业结构变动有助于经济增长，而不同阶段的经济增长也会带来产业结构的相应变动。但我国学者的研究基本上是建立在逻辑推理和规范分析之上的，这种关系的真实性尚需要严格的实证支持。
本文试图运用最新发展的动态经济计量学分析方法，对我国产业结构变动的经济增长效应进行实证分析，为我国的产业结构政策提供理论分析和实证检验的依据。
二、变量选择与样本数据说明
本文的产业结构变量指国民经济各个产业（部门）之间的组织和构成情况，它们所占的比重和相互关系。表征产业结构变化的变量通常有第一、二、三产业的产值结构、劳动就业结构、资产结构和技术结构等。各变量从各自角度表征了产业结构状况，具有不同之处，但也具有共性。本文选用国内学者常用的产值结构指标作为产业结构的代表变量，在计算具体指标值时以第一产业的比重结构为例。经济总量指标选用国内生产总值，实际经济总量由名义国内生产总值指标按可比价格（P ）调整得到。P为零售商品价格指数，以1952年为基期。 对于名义数据应消除价格波动的影响，并对实际值作对数处理，分别以GDP和ES代表。
样本区间为1952年—1999年。本文样本数据均来自《中国统计年鉴》（国家统计局，2000）和《新中国五十年统计数据资料汇编》（国家统计局，2000）。
三、经济计量模型和实证结果
传统的经济计量方法直接运用变量的水平值研究经济现象之间的均衡关系容易导致谬误（spurious）结论，而对数据进行差分变换后进行回归又可能丢失长期信息。近年来发展起来的处理平稳数据的方法——协整（Cointegration ）可用于检验经济时间序列变量水平数据是否存在长期均衡关系，要求经济时间序列变量具有单位根（Unit root）特征。对于一阶差分平稳变量，可以在向量自回归（VAR）模型的基础上用预测方差分解方法研究变量间的动态性质。
1.单位根检验
在具体应用动态经济计量模型进行分析时，必须首先分别检验被分析时间序列变量是否为Ⅰ（1）的，即是否具有单位根（Unit Root）。常用的增广迪基·富勒（Augmented Dicky－Fuller，ADF）检验模型为：
△Y[,t]＝α[,0]＋βY[,t－1]＋rT＋δ[,1]△Y[,t－1]＋δ[,2]△Y[,t－2]＋…＋δ[,3]△Y[,t－m]＋ε[,t]（1）
原假设H0：β＝0，备择假设H1：β＜0，接受H0意味着序列Y[,t]有一个单位根，即是非平稳的。模型（1）中ε[,t]为白燥声，△为差分算子。t为趋势因素。本文采用麦金农（Mackinnon）临界值，△y[,t－1]的最优滞后期m由Schwartz准则确定。在模型（1）中对变量GDP和ES进行单位根检验，结果如下（见表1）。
表1 对变量单位根的ADF检验
水平检验结果
一阶差分检验结果
ADF值
检验形式(C,T,L)
AIC ADF值检验形式(C,T,L)AIC
GDP -1.46 (C,T,3)
-5.24
-4.53[*] (C,T,2)-5.41
ES
-3.14 (C,T,2)
-4.71
-5.34[*] (C,T,4)-4.62
注：检验形式（C，T，L）中C、T、L分别表示模型（1 ）中的常数项、时间趋势和滞后阶数。*表示在1％的显著性水平上性拒绝有单位根的原假设，即在相应的显著性水平认为变量是稳定的。
由表1可知，GDP和ES的水平值在α＝5％的显著性水平上接受原假设H[,0]，而其一阶差分在α＝1％的显著性水平上拒绝原假设H[,0]。因此GDP和ES均存在单位根，是一阶差分平稳的。
2.协整关系检验
协整关系研究是80年代末到90年代以来经济计量学建模理论的一个重大突破，有助于分析变量之间的长期均衡关系。其基本思想是，如果两个（或两个以上）的时间序列变量是非平稳的，但它们的某种线性组合却表现出平稳性，则这些变量之间存在长期均衡关系，即协整关系（Engle R F & Granger C W J.，1987）。目前关于协整关系的检验与估计有许多具体的技术模型，本文采用Johansen极大似然估计法。令X[,t]表示时期t的（n×1）向量，考察如下k阶向量自回归模型：
X[,t]＝Ⅱ[,1]X[,t－1]＋Ⅱ[,2]X[,t－2]＋…＋Ⅱ[,k]X[,t－k]＋u＋ε[,t]（2）
则有一个与方程（2）等价的一阶差分方程
△X[,t]＝Γ[,1]△X[,t－1]＋Γ[,2]△X[,t－2]＋…＋Γ[,k－1]△X[,t－k＋1]＋ⅡX[,t－k]＋u＋ε[,t]（3）其中Γ[,i]＝－（Ⅰ－Ⅱ[,1]－Ⅱ[,2]－…－Ⅱ[,i]），i＝1，2……，k－1，Ⅱ＝－（Ⅰ－Ⅱ[,1]－Ⅱ[,2]－…－Ⅱ[,k]）。可以证明，系数矩阵Ⅱ包含了变量之间长期关系的信息——协整向量，共有三种可能：①Rank（Ⅱ）＝n，即系数矩阵Ⅱ满秩，可以证明此时X[,t]是平稳向量；②Rank（Ⅱ）＝0，即系数矩阵Ⅱ是零矩阵，方程（3）相当于△X[,t]的向量自回归模型；③0＜Rank（Ⅱ）＝r＜n，则一定存在（n×r）矩阵a和β，使得Ⅱ＝α×β′，其中β是由r个相互独立的协整列向量组成的矩阵，也就是说，虽然X[,t]是非平稳的，但β′X[,t]却是平稳的。因此，矩阵Ⅱ的秩等于X[,t]的独立协整向量的个数。Johnsen证明可以通过检验矩阵Ⅱ的特征根的显著性，确定协整向量的个数。对GDP 和ES之间的Johnsen协整检验结果如下（见表2）。
表2 变量之间协整关系的Johansen检验结果
最大特征值
似然比5%临界值
1%临界值
假设的协整方程数
0.26589021.0723519.96 24.60 None[**]
0.1384296.853915 9.24 12.97 At most 1
注：1.**表示在5％的显著性水平下拒绝原假设。
2.协整关系的滞后阶数为2。
3.原变量序列包含非零均值和线性趋势，但协整方程中仅含截距项。
由表2可以看出，在5％的显著性水平上GDP和ES 之间存在着一种协整关系。因此我国产业结构变动与经济增长之间存在着长期稳定的均衡关系。对协整向量进行标准化，得到GDP和ES的协整关系为
GDP＝20.48161－3.78753ES（4）模型（4）表明， 第一产业的结构变动与经济增长的变化方向是相反的，当第一产业的产值结构每变动1％，经济总量增长将反方向变动3.79％。
3.预测方差分解
预测方差分解是将系统的预测均方误差（MSE，Mean Square Error）分解成系统中各变量冲击所做的贡献，描述了冲击在VAR模型中变量动态变化中的相对重要性。对于k个变量组成的p阶向量自回归模型
Y[,t]＝A[,0]＋A[,t]Y[,t－1]＋…＋A[,p]Y[,t－p＋ε[,t]] （5）
其h步预测误差方差为
Var［Y[,t＋h]－E（Y[,t＋h]│Y[,t]，Y[,t－1]，Y[,t－2]，…）］＝C[,0]C′[,0]＋C[,1]C′[,1]＋…＋C[,h－1]C′[,h－1]
（6）
第j个正交化新生对h步预测误差方差的贡献为：C[,0，j]C′[,0，j]＋C′[,1，j]＋C′[,1，j]＋C[,h－1]C′[,h－1，j]，其中C[,ij]是矩阵C[,i]的第j列（i＝0，1，…，h－1），第j个变量的新生对第i个变量的h步预测误差方差的贡献为
其中C[,s，i，j]是矩阵C[,s]的第ij个元素。由该变量可以测算该变量贡献占总贡献比例随时间变化而变化的特征。对△GDP和△ES的预测方差分解结果如下（见表3）。
表3 △GDP和△ES的预测方差分解
各变量新生对ΔGDP的h步预测方差贡献各变量新生对ΔES的h步预测方差贡献
S.E.
ΔGDP ΔES
S.E.
ΔGDP ΔES
1
0.059442 100.0000 0.000000 0.079998 2.04385
97.95615
2
0.100081 95.55773 4.442270 0.112460 11.57581 88.42419
3
0.127544 76.74929 23.25071 0.121739 14.94115 85.05885
4
0.153956 56.48052 43.51948 0.122555 15.67087 84.32913
5
0.177620 44.58092 55.41908 0.123431 15.14927 84.85073
6
0.197554 39.06480 60.93520 0.124845 14.33771 85.66229
7
0.215439 36.58940 63.41060 0.126535 13.68017 86.31983
8
0.232096 35.01640 64.98360 0.128392 13.05402 86.94598
9
0.247775 33.63616 66.36384 0.130282 12.35292 87.64708
10 0.262648 32.46490 67.53510 0.132121 11.66730 88.33270
从表3的左半部分可以看出，在1到4期的预测期内，△GDP的增长大部分可由它自己的新生解释，而在5到10期的预测期内，△ES 的新生对△GDP的增长的解释能力超过了△GDP对本身的解释。尽管在第一期内△ES对△GDP没有解释能力，但随着预测期的增长△ES对△GDP的解释能力逐渐增强，从第2期的4.44％到第10期的67.54％。相比之下，从表3 的右半部分可以看出，△ES的增长可以大部分由其自身的新生进行解释，而△GDP对△ES的预测方差的贡献也有一定的解释能力，但非常小， 从第一期的2.04％到第10期的11.67％。 因此我国产业结构变动能够明显引起经济总量的增长，而经济增长对产业结构的影响较小。
四、结论和进一步的解释
本文运用协整和预测方差分解等动态经济计量分析方法，对我国的产业结构效应与经济总量效应之间的关系进行实证研究，显然可以得到以下几点结论：
1. 我国产业结构变动和实际经济增长之间存在着长期稳定的协同互动关系
实证表明，在我国存在着某种经济机制使产业结构与经济增长之间具有共同的随机变动趋势。尽管我国经济增长与产业结构变动都不具有平稳性，但对长期而言二者在统计上是高度相关的。从我国经济发展的不同阶段来看，经济总量增长率高的时期，产业结构变换率也就越高，同样，产业结构变换率越高，经济总量的增长也就愈加迅速。实际上，经济总量增长与产业结构变动之间的有相联系，从发达国家的历史经验中也得到了肯定性的证实（钱纳里，1986）。因此通过调整和优化产业结构从而控制经济增长的产业政策在我国是积极有效的。
2. 产业结构变动对我国实际经济增长具有非常明显的影响
从宏观经济角度看，经济总量的增长率与各产业（部门）的增长率之间的关系是：经济总量的增长率等于以部门产出在总产出中所占比重为权数的部门产出增长率的加权和。因此，在部门产出增长率不均衡的条件下结构变动对总增长率将产生重要影响。虽然在发达的市场经济国家新古典经济增长理论假设的“完全竞争均衡”这种理想状态可以近似成立，但在象我国这样市场经济处于低级状态的发展中国家则明显不成立。在我国不同产业部门中资源具有不同的边际生产力，使得劳动、资本等资源从生产率较低的产业部门向生产率较高的产业部门转移，可以显著地带来巨大的资源配置效益。本文的实证表明，第一产业的比重结构与实际经济增长成反方向变动关系，说明在我国农业的边际生产力低于其它产业（注：钱纳里（1986）的研究也表明，在经济发展早期，农业生产率的增长落后于其它部门。）。因此对我国如农业部门的劳动力等资源进行再配置对我国经济增长的作用是非常重要的。从我国三次产业的比重结构看，虽然在五十年里发生了较大变化，但与发达国家相比我国的各产业总量和内部结构都显得非常落后（郭克莎，1999）。因此，优化产业结构，提高结构变动对我国实际经济增长的贡献度将具有十分巨大的潜力。
3. 经济总量增长对我国产业结构变动的影响在统计上是不显著的
随着经济增长社会需求结构、消费结构、投资结构也将发生重大变化，其重要标志之一就是恩格尔系数趋向下降。经济发展中的矛盾已由总量矛盾转化为结构矛盾，需要通过结构转换来适应需求结构和供给环境的变化，从而使产业结构发生变动。但这种变化在理论上是建立在资源的市场调节机制发挥主导作用之上的。由于我国建立资源配置的市场调节机制时间不长，还不能发挥市场对资源配置的主导调节作用，在更大程度上产业结构变动是我国政府产业政策的结果，而政府主导的产业结构变动方式往往与实际经济总量的需要是有差距的，容易带来结构变动的失衡。因此我国应在针对性地制定有效产业政策引导的同时，应加强市场体系建设，通过市场在各产业部门间优化配置资源，使产业结构能依据经济总量的发展水平作及时调整，以适应经济总量增长的需要。
五、政策建议
与发达国家相比，发展中国家普遍存在着结构的非均衡现象。在某种意义上可以说，发展中国家的经济增长方式本质上就是结构主导型增长方式，即以产业结构变动为核心的经济增长。与之相比，我国传统的经济增长方式具有两个严重缺陷：一是属于速度型经济增长，片面追求高速度，割裂了产业之间的联系；二是以外延式扩大再生产为主，导致原有产业结构的简单复制和强化。而我国的经济增长目前受到资源和环境的双重约束，决定了传统经济增长方式的局限性。我国目前的产业结构状况还难以适应经济增长方式转变的要求，产业结构（不仅仅是三大产业之间，而且各产业的内部结构）问题已成为当前我国经济可持续增长的严重障碍（郭克莎，1999）。因此，从这个角度看，推动我国国民经济持续、快速、健康地发展，应尽快实现我国实际经济增长由传统的依靠增加投入的粗放型方式向依靠结构转换、提高资源配置效率的集约型方式的根本性转变，调整产业结构应当成为我国当前宏观调控政策的重点。
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