浙江產業結構與經濟增長關系的實證分析

自改革開放以來，浙江省的經濟增長速度一直居于全國前列。但近幾年經濟勢頭開始放緩，主要工業經濟指標在全國明顯后移，增長速度也在全國靠后，這與浙江的產業結構問題有很大關系。因此，需要正確認識浙江產業結構的現狀。現在對浙江產業結構與經濟增長關系的研究多集中于定性的描述和分析，這種關系的真實性還需要嚴格的實證支持。基于以上認識，本文應用動態計量經濟分析方法，利用協整理論與誤差修正模型對浙江產業結構與經濟增長的關系進行了實證分析，同時在二者協整關系成立的條件下，研究了它們的因果關系。

一、數據及指標說明

本文分析使用的樣本區間為1978年～2006年，數據均來自于《浙江統計年鑒》（2007）以及《新中國五十年統計數據資料匯編》。因為1978年前經濟發展本身是制度驅動型的，在此框架內研究經濟增長與產業結構的關系意義不大，所以只選取了改革以后至今的數據。

本文采用浙江省各年GDP（Y）代表經濟增長，用第一產業的產值結構既第一產業產值占GDP的比重（X1）以及第一產業的就業結構既第一產業從業人員占從業總人數的比重（X2）來代表產業結構。并用1978年為基期的生產總值指數對當年價格的GDP進行調整得到可比價GDP，記為RY。為了使數據的趨勢線形化并消除可能存在的異方差，對各個變量做對數變換得到LRY、LX1、LX2。

二、實證分析

1.變量的協整關系檢驗

如果直接對時間序列數據進行回歸，很容易造成偽回歸， 會影響回歸分析的有效性。所以在用時間序列進行回歸分析之前，必須進行時間序列的平穩性檢驗。對LRY、LX1、LX2進行ADF檢驗發現序列LRY、LX1、LX2在5%的顯著性水平上都是非平穩的。但在二階差分后三者在5%的顯著性水平上成為平穩序列，這說明它們都是I(1)的，可以用來做協整關系的檢驗。

并不是直接用非平穩時間序列數據進行的回歸分析都是無效的，若變量之間存在協整關系，則對他們做回歸的結果仍是有效的，因此用Engle-Granger兩步法檢驗他們之間是否存在協整關系。

先用LRY分別對LX1、LX2做OLS估計，結果如下：

LRY = 11.65 - 1.77LX1 （1）

(72.01)(-32.43)

R2=0.975A-R2=0.974 DW=0.5136 F=1051.63

LRY = 19.12 - 3.28LX2（2）

(27.15)(-17.98)

R2=0.925A-R2=0.923 DW=0.1818F=323.22

設模型(1)的殘差序列為μ1，模型（2）的殘差序列為μ2。對 μ1、μ2做ADF檢驗。結果表明殘差序列μ1、μ2在5%的顯著性水平上是平穩的，既時間序列LRY與LX1、LX2之間存在長期的均衡關系。模型（1），（2）表明，浙江第一產業的結構變動與經濟增長變動是反方向的，當第一產業產值結構變動1%時，實際經濟產出將向反方向變動1.77%，當第一產業就業結構變動1%時，實際經濟產出將反向變動3.28%，這也符合配第—克拉克定律。

2.格蘭杰因果檢驗

對于一組具有協整關系的向量，可以表明它們之間存在長期穩定的比例關系，但他們是否構成因果關系，還需要通過格蘭杰因果檢驗來判斷。

對LRY和LX1進行檢驗的結果如下表所示：

注：Probability為若拒絕原假設則犯第一類錯誤的概率。

由上表可知，第一產業產值結構與就業結構變化是實際產出變動的格蘭杰成因，而實際產出的變化卻不是第一產業產值結構與就業結構變化的格蘭杰成因。

3.誤差修正模型

協整關系只反映變量之間的長期均衡關系，為彌補長期靜態模型的不足，可通過誤差修正模型反映長期均衡對短期波動影響的“誤差修正機制”，該模型反映了被解釋變量短期波動可以由解釋變量的短期波動和兩個變量對長期均衡的偏離兩部分解釋。

對LRY和LX1、X2建立誤差修正模型，逐步剔除不顯著變量后得到：

△LRY =0.1057-0.2859△X1-0.103C1（-1） （3）

（8.45） （-1.98） （-1.68）

R2=0.265 A-R2=0.841DW=2.24F=19.24

△LRY=0.0986-0.6692△X2-0.007C2（-1）（4）

R2=0.316A-R2=0.746DW=1.79F=27.07

由（3）、（4）可知，兩個方程的誤差修正項系數小于0，這符合反向修正原則。在t-1期，當LRYt-1+1.77X1t-1時，即t-1期的實際經濟產出向上偏離均衡時，調整系數會以0.103的速度減少實際經濟產出的增加，從而調整t期的經濟增長速度向長期均衡靠近。

三、結論

由以上的實證分析結果，可以得到以下幾點結論：

1.浙江的產業結構變動與經濟增長之間存在協整關系，既存在某種經濟機制使產業結構與經濟增長之間具有共同的變動趨勢。雖然1978年～2006年浙江產業結構與經濟增長的變動都不具有平穩性，但長期而言二者是高度統計相關的，存在惟一的長期穩定的動態均衡關系。這一動態的均衡關系，深刻揭示了浙江產業結構變動與經濟發展大致走勢，從而為浙江的產業結構調整提供了決策依據。由模型（1）、（2）可知它們間存在一種反向關系，說明第一產業結構比重的降低可以增加經濟總量，這符合產業結構演變的歷史經驗。因此浙江可以通過調整產業結構來促進經濟增長。

2.產業結構的變動是經濟總量變動的原因。這是因為經濟總量的增長率等于以各部門產出在總產出中所占比重為權數的部門產出增長率的加權和。因此，在部門產出增長率不均衡的條件下，結構變動對總增長率將產生重要影響。本文的實證表明，浙江的第一產業的比重結構與實際產出的增長成反方向變動關系，說明浙江第一產業的邊際生產力低于其他產業。而浙江的第一產業就業結構也與實際產出的增長成反向變動，這說明第一產業的就業人口向二、三產業轉移，可以使勞動資源的使用效率提高，從而促進經濟增長。浙江地處相對富裕的長江三角洲地區，在改革前就已經具備了相對高效率的農業勞動生產率以及大量社隊企業的存在，這些都成為改革后發展鄉鎮企業的有利條件。改革開放至今，以生產日常用品為主的輕加工工業以成為浙江的支柱產業，從而較成功的實現了勞動和資本從邊際生產力低的第一產業向具有較高邊際生產力的第二產業的轉移，帶來了巨大的資源配置效益，促進了經濟的高速增長。實證表明，勞動力轉移與產業結構升級仍是經濟增長的關鍵，為政府制定相關的產業政策提供了依據。

3.誤差修正模型的結果表明了浙江產業結構與經濟增長之間的短期動態關系，浙江實際經濟產出的短期變動可以分為兩部分，一部分是短期產業結構變動的影響，一部分是偏離長期均衡的影響。第一產業產值結構與從業結構對實際經濟產出的短期彈性分別為0.285%和0.669%，短期內第一產業產值與就業結構變動1個單位，將引起實際經濟產出反向變動0.285及0.669個單位。這小于長期協整方程中的1.77和3.28.說明浙江第一產業產業結構對實際經濟產出的長期影響更為顯著。當產出波動偏離長期均衡時，將以0.103和0.083的速度將非均衡狀態拉回均衡狀態。第一產業產值結構與從業結構的誤差修正系數分別為0.103和0.083，他們的絕對值都不大，這表明模型對偏離長期均衡的調整力度不大。這是因為產業結構變動的經濟增長效應存在著滯后效應，它是通過：以支配產業的發展來帶動從屬產業發展；以“瓶頸” 產業的發展來帶動被制約產業的發展；以主導產業的發展來帶動相關產業的發展來實現的，也即產業結構的經濟增長效應最終要通過產業結構的整體效應來實現的。因此，優化產業結構，實現我國產業結構整體的合理化、高級化和產業問的均衡發展，應是我國產業政策的最終目標。

4.實際經濟增長不是浙江產業結構變動的原因。依據國際歷史經驗，從經濟發展的不同階段來看，經濟總量增長率高的時期，產業結構變換率也就越高。經濟發展中的矛盾已由總量矛盾轉化為結構矛盾，需要通過結構轉換來適應需求結構和供給環境的變化，從而使產業結構發生變動。但這種理論是建立在資源的市場調節機制發揮主導作用的基礎上的。但實證表明，浙江省經濟增長對產業結構變動的效應不大，因為浙江建立資源配置的市場調節機制時間不長，還不能發揮市場對資源配置的主導作用，在很大程度上產業結構的調整是制度驅動型的而不是需求驅動型的，但政府主導的產業結構變動方式與實際經濟總量的需要是有差距的，容易帶來結構變動的失衡。因此，浙江在優化產業結構來促進經濟發展的同時，也應加強市場體制的建設，通過市場調節資源在各產業間的配置，使產業結構的變動適應經濟增長的需要。

“發展就是經濟結構的成功轉變”，浙江省要實現經濟更快更好發展的目標，就必須遵循產業結構變動與經濟發展的一般規律，從戰略高度認真做好三次產業結構調整的政策引導和合理配置資源的工作，不斷優化三次產業結構，推進產業結構的高度化發展，最終推動經濟的持續健康快速發展。

注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內容請以PDF格式閱讀原文。