產業結構與經濟增長動態關系的實證研究

摘要：產業結構與經濟增長的關系研究已成為現實熱點。本文運用協整理論和格蘭杰因果檢驗方法對長江三角洲16城市產業結構與經濟增長之間的動態關系進行了實證研究。研究結果發現，長江三角洲地區的產業結構變動與經濟增長之間存在長期穩定的均衡協同關系，產業結構的調整能夠顯著提升經濟增長的水平。

關鍵詞：產業結構； 經濟增長； 協整； 格蘭杰因果檢驗

中圖分類號：F062.9文獻標志碼：A

一、 引言

產業結構是指生產要素在國民經濟各產業部門之間的比例結構及其相互聯系。不同的產業結構會對經濟增長產生不同的影響，而不同的經濟增長速度又對產業結構產生不同的需求。

傳統的經濟增長理論假設競爭均衡，即整個社會的完全競爭可以長期維持市場供求均衡，從而社會資源一直存在著“帕累托最優”。這就意味著社會所有部門生產要素的邊際收益都相等，因而在任何時點上，部門之間資源的流動與轉移都不能帶來總產出的增加。在這種情況下，傳統的經濟增長模型就把經濟增長的因素局限在資本積累、勞動增加和技術進步的范圍內，即Q=f （K，L，T）。而結構主義非均衡經濟增長理論則認為，在實際中競爭均衡的假設并不成立，傳統經濟增長理論忽視了結構變動效應在經濟增長中的重要作用，資本、勞動和技術是在一定的產業結構中組織在一起進行生產的，對于給定的資本、勞動和技術，不同的產業結構會導致不同的經濟增長。

結構主義非均衡經濟增長理論逐步得到認同，國內外大量的專家學者對國家及區域產業結構與經濟增長之間的關系進行了實證分析。Clarke運用他提出的三次產業分類法研究了經濟發展同產業結構變化之間的規律，并以統計資料為基礎總結出了國家發展過程的結構特點，并考察了勞動力在各產業之間的分布狀況。Hoffman對工業化過程中的工業結構演變規律作了開拓性的研究，不但提出了工業部門分類方法，而且根據近20個國家的時間序列數據，分析了制造業中消費資料工業與資本資料工業的比例關系，提出了著名的“霍夫曼定理”。Denirson分析了美國1929-1957年經濟增長情況，認為其中12％是由產業結構變動造成的。Kuznets分析了美國1948-1966年經濟增長狀況，認為經濟增長的10％由產業結構變動造成的。并在此基礎上，進一步收集和整理了20多個國家的數據，從國民收入和勞動力在產業間的分布，對伴隨經濟發展的產業結構變化作了分析研究。Chenery等人又在Kuznets研究成果的基礎上將研究領域進一步擴大到低收入的發展中國家，通過對101個發達國家和發展中國家的數據分析，將經濟發展分為三個過程和十個方面，揭示了不同經濟發展階段的結構變化的標準模式。

我國的學者對此問題也進行了大量研究。周振華（1995）以投入產出模型為基礎，考察了產業結構內部關聯的結構效應及結構彈性效應。并進一步把產業結構作為動態處理，分析產業結構與整個外部環境的關聯成長效應和結構開放效應。劉偉在其《轉軌中的經濟增長與經濟結構》（2005）一書中，以產出函數模型測算了我國整體及北京市產業結構變動的經濟增長效應，發現我國的經濟增長主要由第三產業拉動。郭克莎（1995）在經濟增長和產業結構變動的理論基礎上，對我國的經濟增長和產業結構變動進行了研究，從資源配置效應入手，通過定量分析的方法，對我國改革開放以來產業間資源流動和結構變化對生產率增長和經濟增長的作用進行了研究。張玉哲（2001）、潘淑清（2002）以多部門經濟模型測算了我國產業結構變動的經濟增長效應。丁霄泉（2001）通過實證回歸分析了我國不同階段的三次產業對經濟增長的貢獻率，提出農業及農村剩余勞動力對我國的經濟增長還有很大貢獻。許芳（2004）根據GDP的產值構成及勞動力構成，分析了湖南省1978-1999年間產業結構變動的經濟增長效應。高更和、李小建（2005）從GDP產值結構角度測算，分析了1953-2003年間河南省產業結構的變動對經濟增長的貢獻。余娟、吳玉鳴（2006）以產出函數模型測算了河南省1978-2002年間產業結構的經濟增長效應。

綜上所述，國內外的學者對產業結構與經濟增長的關系進行了大量的實證研究，但是就對我國的研究而言，大多基于對整個國家以及各省市產業結構變動的經濟增長效應的研究，極少涉及對區域的研究。本文就我國長江三角洲地區產業結構與經濟增長的相互關系進行實證分析，以期為該地區產業結構政策的制定提供理論依據。

二、動態關系的檢驗方法

傳統的經濟計量方法直接運用變量的水平值研究經濟現象之間的均衡關系，容易導致謬誤（spurious）結論，而對數據進行差分變換后進行回歸，又可能丟失長期信息。近年發展起來的處理平穩數據的方法——協整（Co-integration），可用于檢驗經濟時間序列變量水平數據是否存在長期均衡關系，要求經濟時間序列變量具有單位根（Unit root）特征。格蘭杰因果關系檢驗（Granger causality test）可用于確定經濟時間序列變量之間是否存在因果關系，也要求經濟時間序列變量具有平穩性特征。因此，在實證檢驗長江三角洲產業結構變動的經濟增長效應之前要先檢驗產業結構變動數據和經濟增長數據之間的平穩性，而后檢驗兩者之間的動態關系。

（一） 時間序列的平穩性檢驗

檢驗時間序列平穩性的方法有迪基－富勒（Dickey-Fuller，DF）檢驗、菲利普－配榮（PP）檢驗等。出于理論上的原因和實踐的方便，人們常用更具一般性的增廣迪基－富勒（Dickey-Fuller，ADF）檢驗，其具體模型為：

△Yt=α0+γT+βYt-1+δ1△Yt-1+δ2△Yt-2+…+δm△Yt-m+εt（1）

其中，εt為白噪音，△為差分算子，α0為常數項，T為趨勢因素。原假設H0：β＝0，備擇假設H1：β<0，接受H0意味著序列Yt有一個單位根，即是平穩性的。本文采用麥金農（Mackinnon）臨界值，△Yt-i的最優滯后期m由AIC準則確定。

（二）時間序列之間的協整檢驗

如果單位根檢驗結果表明，所研究的變量都包含一個單位根（即一階差分平穩），則可以進一步檢驗變量之間是否存在長期的均衡關系——協整關系。協整關系的基本思想是：如果兩個或兩個以上的時間序列變量是非平穩的，但它們的某種線性組合即表現出平穩性，則這些變量之間存在長期均衡關系。

關于協整關系的檢驗與估計目前沒有許多具體的技術模型，如Engle-Granger兩步法、Johansen極大似然法、頻域非參數譜回歸法、Bayes方法等。對于單方程系統，Engle-Granger兩步法具有許多優點，只需用OLS估計，且操作十分簡單明了，設｛xt｝和｛yt｝均為I（1）變量，用OLS法建立模型：

Yt=β0+β1Xt+μt（2）

以確定變量之間的長期均衡關系，然后對殘差 作平穩性檢驗， =Yt-β0-β1Xt。若殘差是平穩的，則｛xt｝和｛yt｝存在協整關系，否則就不存在協整關系。

（三）誤差修正模型（ECM）

誤差修正模型的最初使用主要是為了建立短期的動態模型以彌補長期靜態模型的不足，它既能反映不同時間序列間的長期均衡關系，又能反映短期偏離向長期均衡修正的機制。首先對序列進行協整分析，以發現序列之間的協整關系，即長期均衡關系，求出協整系數并以這種關系構成誤差修正項，然后將誤差修正項看作一個解釋變量，連同其它反映短期波動的解釋變量一起建立短期模型，即誤差修正模型（ECM）。

兩變量｛xt｝和｛yt｝的短期和長期行為的誤差修正模型由下式給出：

△yt=α+ βi△xt-i+ γi△yt-i-1+γμt-1+εt（3）

式中，yt~I（1），xt~ I（1），yt，xt~CI（1，1），μt為長期均衡誤差項，μt=yt-b0-b1xt~ I（0）；εt為白噪音；λ為短期調整系數。

（四）時間序列的格蘭杰因果關系檢驗

當｛yt｝和｛xt｝在統計上是平穩序列時，如果變量X過去和現在的信息有助于改進變量Y的預測，則稱變量X是變量Y的格蘭杰原因。常用的格蘭杰檢驗模型為：

Yt= αiYt-i- βjXt-j+εt （4）

在上式中，αi和βj是常數，｛εt｝是白噪聲。因而X是Y的格蘭杰原因，等價βj不全為零。由于格蘭杰方法對模型中變量所取的滯后期長短異常敏感，應避免滯后階數選擇的主觀隨意性。本文采用Hsiao的最小預測誤差終值（Final Prediction Error，FPE）準則確定最佳滯后階數。相應Yt的滯后階數m和Xt的滯后階數n，對上面的模型進行回歸處理，若觀測個數為T，殘差平方和為RSS（m，n），記為

FPE(m，n)= × （5）

以此來確定一個最大滯后階數，選取使FPE（m，n）最小的m0和n0作為相應的最佳滯后階數（FPE（m0，n0）y”，即變量X是變量Y的格蘭杰原因）。為了進一步檢驗“x=>y”的顯著性的大小，令

F= × （6）

則F服從自由度為（n0，T-m0-n0）的F統計分布。比較F統計量與臨界值的大小，即可得檢驗結果。

三、長江三角洲地區產業結構與經濟增長關系的實證分析

（一）數據的來源與處理

產業結構是國民經濟各個產業部門之間的組織和構成情況及它們所占的比重和相互關系。表示產業結構變化的變量通常有第一、二、三產業的產值結構、勞動就業結構、資產結構和技術結構等。

本文選用產值結構S1、S2、S3（分別代表長江三角洲地區第一、二、三產業的國內生產總值占國內生產總值的百分比）來表示產業結構。對于經濟增長，本文采用國內生產總值GDP。為了消除價格變動的影響，本文實際國內生產總值rGDP由名義國內生產總值指標按照可比價格調整得到（rGDP＝GDP/P，P為零售商品價格指數）。

本文樣本數據均來自《中國統計年鑒》、《上海市統計年鑒》、《江蘇省統計年鑒》及《浙江省統計年鑒》（各年度），樣本區間為1978-2004年。由于數據的自然對數變換不改變原來的協整關系，并能使其趨勢線性化，消除時間序列中存在的異方差現象，對四個變量取自然對數，分別表示為LGDP、LS1、ＬS2和 ＬS3，同時分別以DGDP、DS1、DS2和DS3表示其一階差分。

長三角有“狹義”和“廣義”之區分。“廣義”的長三角地區泛指由江蘇、浙江、上海兩省一市組成的行政區域；而“狹義”的長三角區域是一個城市群的概念，主要是指以上海為中心，包括江蘇的南京、蘇州、無錫、常州、鎮江、南通、揚州、泰州①以及浙江的杭州、寧波、湖州、嘉興、紹興、舟山和臺州在內的占地面積為10萬平方千米的16個城市區域。由于“廣義”長三角的定義過于寬泛，江蘇北部及浙江南部的部分城市產業結構狀況以及經濟發展水平與16個城市有較大差別，本文選擇“狹義”長三角地區為研究對象。“狹義”長三角地區產業結構及經濟增長的水平序列趨勢圖和一階差分圖如圖1及圖2所示。

圖1LGDP、LS1、LS2及LS3的水平趨勢圖圖2LGDP、LS1、LS2及LS3的一階差分趨勢圖

圖1是長江三角洲地區各變量的水平序列圖，兩圖中均顯示出二者均不斷增長，且變化方向一致，但顯示出不平穩性。圖2為長江三角洲地區各變量的一階差分序列圖，該圖顯示三個變量的變化趨勢較為平穩。

（二） 檢驗結果

1．平穩性檢驗

同樣，運用Eviews3.1計量經濟軟件，對長江三角洲地區的LGDP、LS1、ＬS2、 ＬS3、DGDP、DS1、DS2及DS3作ADF平穩性檢驗，檢驗結果如下表所示：

其中檢驗形式（C，T，L）中的C，T，L分別代表常數項、時間趨勢和滯后階數。*表示在1％的顯著性水平上拒絕有單位根的原假設，即在相應的顯著性水平下認為變量是穩定的。

通過表1的檢驗結果可以看出，LGDP、LS1、ＬS2及 ＬS3在5％的顯著性水平上接受原假設H0，即LGDP、LS1、ＬS2及 ＬS3是非平穩的，而其一階差分在5％的顯著性水平上均拒絕原假設H0，即LGDP、LS1、ＬS2及 ＬS3的一階差分是平穩的。因此，長江三角洲地區的LGDP、LS1、ＬS2及 ＬS3均存在單位根。

2．協整檢驗

通過上述的平穩性檢驗可知，LGDP、LS1、ＬS2及 ＬS3均為單位根過程，可以由協整檢驗考察它們的長期均衡關系。LGDP對LS1、ＬS2及 ＬS3進行回歸的OLS估計，結果如下：

LGDP=3.7043-1.0041 LS1+1.74ＬS2+1.807ＬS3（7）

(1.9921)(-5.0498)（1.7297） （3.046）

R2=0.9763DW=0.6787F=329.5405

通過t統計值檢驗可知，計算結果均在5％的顯著性水平上通過檢驗。

同樣設e為回歸模型的殘差，對e的水平值作ADF檢驗，得到表2。

根據表2的計算結果，在5％的顯著性水平上拒絕e是單位根過程的原假設，接受e是平穩過程的假設。因此，長江三角洲地區LGDP與LS1、ＬS2及 ＬS3存在著長期均衡關系。此外，從上述的結果可以看出，長江三角洲地區第一產業的產值結構與實際經濟產出呈反方向變動，而第二、三產業產值結構與實際經濟產出同向變動，而其中第三產業對狹義長江三角洲地區整個經濟產出的拉動作用最為明顯。

接下來建立如下誤差修正模型：

D（LGDP）=0.1028-0.3722D( LS1)+0.4576 D（ＬS2）+0.70521D（ＬS3）-0.1989e（8）

（6.6038）（-1.7959）（2.4906） （-1.7417） （-2.1964）

R2=0.3809 DW=1.2323F=3.3839

方程的回歸系數通過了顯著性檢驗，誤差修正系數為負（-0.1989），符合反向修正機制。長江三角洲地區第一產業產值結構的短期變動對實際國內總產出存在負向影響，第二及第三產業產值結構的短期變動對實際國內總產出存在正向影響。此外，由于短期內調整系數是顯著的，因而它表明每年實際總產出與其長期均衡值的偏差中的19.89％（0.1989）被修正。

3．格蘭杰因果關系檢驗

長江三角洲地區經濟增長與產業結構變動的格蘭杰因果關系檢驗結果如表3所示：

通過表3的格蘭杰檢驗結果，我們可以看到，在5％的顯著性水平下，長江三角洲地區第三產業產值結構的變動是引起國內總產值變動的因，而第一產業及第二產業產值結構的變動未對國內總產值造成顯著影響。如果將顯著性水平提高到10％，那么第一產業、第二產業及第三產業產值結構的變動均是引起國內總產值變動的因。國內總產值及三次產業產值結構的因果關系可以用圖3表示。

四、結論

（一） 長江三角洲地區的產業結構變動與經濟增長之間存在長期穩定的均衡協同關系

本文的實證研究表明，長江三角洲地區存在著某種經濟機制，使得其實際經濟增長與產業結構變動二者長期看來具有共同的隨機變動趨勢。盡管長江三角洲地區實際經濟增長與三次產業結構的變動都不具備平穩性，但是兩者的一階差分都顯示出平穩性，并且在統計上是高度相關的，存在著長期穩定的均衡協同關系。其中，第一產業產值結構與整體的經濟增長是一種反方向變化的形式，而第二、第三產業的產值結構與經濟增長呈現同向變化。這一點與產業結構演進的歷程是相符合的。在經濟發展的不同階段，經濟總量增長率高的時期，產業結構的變換率也就越高，同樣產業結構變換率越高的時期，經濟總量的增長也就越迅速。經濟總量增長與產業結構變動之間的有機聯系，從發達國家的歷史經驗中也得到了肯定性的證實。

當經濟總量與產業結構變動相互適應和協調一致時，能達到經濟增長速度和資源配置效益的均衡，從而實現國民經濟的合力增長。而實證研究的結果證明了長江三角洲地區經濟增長與產業結構變動之間存在長期的協同均衡關系。因此，通過調整和優化產業結構從而控制經濟增長的產業政策在長江三角洲地區具有積極效應。

（二）長江三角洲地區的產業結構變動對經濟增長有顯著影響

長江三角洲地區格蘭杰因果關系檢驗的結果證明，在5％的顯著性水平下，長江三角洲地區僅第三產業產值結構的變動是影響總體實際經濟增長的重要原因；將顯著性水平提高到10%，長江三角洲地區三次產業結構的變動均成為了總體實際經濟增長的原因，但是經濟增長對三次產業產值結構的影響并不顯著。因此，長江三角洲目前是結構主導型經濟增長方式，經濟增長的主要矛盾在于結構而非總量，其產業結構變動對實際經濟增長有顯著影響，在這其中，第三產業產值結構的提升對經濟增長的作用更為顯著。因此，應該優化資源在各產業部門的配置，使產業結構能夠依據經濟總量的發展水平做適時調整，以適應經濟總量增長的需要；同時進一步加強市場體系建設，加快技術進步步伐，利用信息技術大力發展第三產業。

①泰州于1996年從揚州劃出，單獨立市。因此本文1978~1995年間的數據來源于上海、南京、蘇州、無錫、常州、鎮江、南通、揚州、杭州、寧波、湖州、嘉興、紹興、舟山以及臺州十五城市的有關資料。

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（責任編輯 吳曉妹）

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