產業結構變遷對中國經濟增長影響的定量分析

摘要：產業結構是決定經濟增長的一個重要因素， 本文把產業結構變量引入經濟增長模型，以求把產業結構變遷效應從索洛余值中分離出來，進而分析產業結構變遷對我國經濟增長的影響程度和影響方式。

關鍵詞：產業結構變遷；經濟增長；影響方式；索洛余值

中圖分類號：F224；F121.3；F124

產業結構是隨著經濟增長而不斷變動升級的，反過來，產業結構變動也對經濟增長產生極為重要的影響。由于產業結構是決定經濟增長的一個重要因素，所以本文試圖把產業結構當作一個生產要素引入經濟增長模型，定量地分析產業結構變動對我國經濟增長的影響程度和影響方式。

一、經濟計量模型的構建

為了更好地分析產業結構變動對我國經濟增長的影響，本文分兩個階段進行研究：首先分析不包含產業結構變量的經濟計量模型，得到廣義技術進步即所謂的索洛余值；然后在此基礎之上把產業結構當作一個生產要素引入經濟增長模型，把產業結構變動效應從廣義技術進步即所謂的索洛余值中分離出來，進而定量地分析產業結構變動對我國經濟增長的影響程度和影響方式。

（一）不包含產業結構變量的經濟計量模型

在上述假設條件下，可以得到不包含產業結構變量的經濟計量模型：

其中，Yt是t時期的產出，用該期的GDP來代表。Kt是t時期的物質資本投入，用該期末的總資本存量來代表。Lt是t時期的勞動投入，用該期的勞動人數來代表。A0是基期的技術水平。r是技術進步率。t是時期，用年來代表。α是物質資本的產出彈性。 b是勞動的產出彈性。u是誤差項，滿足經典假設。

顯然，在該模型中，技術進步率 就是廣義技術進步，即所謂的索洛余值，它由狹義的技術進步和結構變動效應、制度變動效應等組成。因此通過分析不包含產業結構變量的經濟計量模型，可以得到廣義技術進步即所謂的索洛余值。

對上式取對數，有回歸模型①：

進而還可得增長速度方程①：

其中，y為國內生產總值的增長速度、k為物質資本投入的增長速度、 l為勞動投入的增長速度。

（二）包含產業結構變量的經濟計量模型

由于產業結構是決定經濟增長的一個重要因素，所以可以把產業結構當作一個生產要素引入經濟增長模型，這樣就可得到包含產業結構變量的經濟計量模型：

其中， Ht是t時期的產業結構狀態，用產業結構轉換系數來度量。e是產業結構作為生產要素的產出彈性。其他符號的含義同上。產業結構轉換系數被定義為第一產業的勞動力占總勞動力的比重。產業結構轉換系數值的變化能很好地刻畫產業結構的變動情況。產業結構轉換系數值變化越快，說明產業結構轉換的速度越快。產業結構轉換系數值越小，說明產業結構的程度越高級。反之亦然。

由于產業結構變動效應已經從廣義技術進步即所謂的索洛余值中分離出來了，所以該模型中的技術進步率 就只是由狹義的技術進步和制度變動效應等組成而不再包括產業結構變動效應。因此通過分析包含產業結構變量的經濟計量模型，可以得到產業結構變動效應。

在上式兩邊同時取對數，有回歸模型②：

進而還可得增長速度方程②：

其中， h為產業結構轉換系數的增長速度。其他符號的含義同上。

二、經濟計量模型的回歸分析與檢驗

對經濟計量模型的回歸分析與檢驗，分以下兩個階段進行研究。

（一）不包含產業結構變量的經濟計量模型的回歸分析與檢驗

根據我國在1980-2010年期間的國內生產總值的時間序列數據、物質資本投入的時間序列數據、勞動力投入的時間序列數據，運用EVIEWS3.1軟件，對回歸模型①進行回歸分析，結果如表1。

由表1可以得到回歸方程①：

根據上表進行檢驗：

（1）擬合優度檢驗：由表1可知，可決系數R2=0.99，說明擬合優度很好。

（2）總體回歸模型的顯著性檢驗：由表1可知，F=1864.346，其相應的P值為0，說明我國的物質資本投入、勞動力投入以及技術進步這些解釋變量對我國GDP的整體影響顯著。

（3）變量的顯著性檢驗：由表1可知，lnL對應的t值為3.721618，其相應的P值為0.0006，說明我國的勞動力投入對我國GDP的影響顯著。技術進步對應的t值為4.388737，其相應的P值為0，說明技術進步對我國GDP的影響顯著。lnK對應的t值為6.867798，其相應的P值為0，說明我國的物質資本投入對我國GDP的影響顯著。

（4）回歸系數的經濟意義檢驗：由表1可知，勞動力投入的產出彈性系數的估計值為0.426599，年均技術進步率的估計值為3.9125%，物質資本投入的產出彈性系數的估計值為0.599117，說明勞動力投入增加1%時有GDP平均增加0.426599%，物質資本投入增加1%時有GDP平均增加0.599117%。

（5）序列相關檢驗：由表1可知，Durbin-Watson統計量的值為2.109293，說明不存在自相關。

綜上所述，該回歸方程的擬合效果很好，很好地刻畫了物質資本投入、勞動力投入以及技術進步對我國經濟增長的影響。

（二）包含產業結構變量的經濟計量模型的回歸分析與檢驗

根據我國在1980-2010年期間的國內生產總值的時間序列數據、物質資本投入的時間序列數據、勞動力投入的時間序列數據、產業結構的時間序列數據，運用EVIEWS3.1軟件，對回歸模型②進行回歸分析，結果如表2。

由表2可以得到回歸方程②：

根據表2進行檢驗：

（1）擬合優度檢驗：由表2可知，可決系數R2=0.99，說明擬合優度很好。

（2）總體回歸模型的顯著性檢驗：由表2可知，F=1335.823，其相應的P值為0，說明我國的物質資本投入、勞動力投入、技術進步以及產業結構這些解釋變量對我國GDP的整體影響顯著。

（3）變量的顯著性檢驗：由表2可知，lnL對應的P值為0，說明我國的勞動力投入對我國GDP的影響顯著。技術進步對應的P值為0.0093，說明技術進步對我國GDP的影響顯著。lnK對應的P值為0，說明我國的物質資本投入對我國GDP的影響顯著。lnH對應的P值為0，說明我國的產業結構變動對我國GDP的影響顯著。

（4）回歸系數的經濟意義檢驗：由表2可知，在把產業結構當作一個生產要素引入經濟計量模型之后，勞動力投入的產出彈性系數的估計值為0.518506， 年均技術進步率的估計值為2.6628%，物質資本投入的產出彈性系數的估計值為0.640043，說明勞動力投入增加1%時有GDP平均增加0.518506%，物質資本投入增加1%時有GDP平均增加0.640043%。同時，產業結構變量的產出彈性系數的估計值為-0.535548，說明產業結構系數降低1%時有GDP平均增加0.535548%。

（5）序列相關檢驗：由表2可知，Durbin-Watson統計量的值為1.910419，說明不存在自相關。

綜上所述，該回歸方程的擬合效果很好，很好地刻畫了物質資本投入、勞動力投入、技術進步以及產業結構變量對我國經濟增長的影響。

由于產業結構變動效應已經從廣義技術進步即所謂的索洛余值中分離出來了，所以該回歸方程中的技術進步率0.026628就只是包含狹義的技術進步和制度變動效應等組成，而不再包括產業結構變動效應。因此通過分析包含產業結構變量的回歸方程，可以得到產業結構變動效應。

三、回歸方程的分析與應用

對于回歸方程的分析與應用，具體內容如下。

（一）不包含產業結構變量的回歸方程和包含產業結構變量的回歸方程之間的比較

對比回歸方程①和②可看出，在沒有產業結構的回歸方程中，物質資本投入的產出彈性為0.599117，勞動力投入的產出彈性為0.426599，但是在把產業結構當作一個生產要素引入經濟計量模型之后，物質資本投入的產出彈性由0.599117提高到0.640043，勞動力投入的產出彈性也由0.426599提高到0.518506。這說明產業結構的變動效應不僅提高了勞動力的邊際生產力，而且也提高了物質資本的邊際生產力。這是因為隨著產業結構的變動，勞動力和資本等資源就會從生產率水平較低的部門流向生產率水平較高的部門，從而使得勞動力和資本等資源的生產效率得到提高。

對比回歸方程①和②還可看出，在沒有產業結構的回歸方程中，技術進步率為3.9125%，但是在把產業結構當作一個生產要素引入經濟計量模型之后，技術進步率由3.9125%下降到2.6628%，下降部分為3.9125%-2.6628%=1.2497%。在回歸方程①中，年均技術進步率的估計值為3.9125%，這就是廣義技術進步，即所謂的索洛余值，它由狹義的技術進步和結構變動效應、制度變動效應等組成。而在回歸方程②中，由于已經包含了產業結構變量，所以產業結構變動效應已經從廣義技術進步即所謂的索洛余值中分離出來了，因此該回歸方程中的技術進步率0.026628就只是包含狹義的技術進步和制度變動效應等組成，而不再包括產業結構變動效應。因此，其下降部分1.2497%就是所謂的產業結構變動效應。

在把產業結構當作一個生產要素引入經濟計量模型之后，技術進步率從3.9125%下降到2.6628%，技術進步率下降的部分1.2497%就是所謂的產業結構變動效應。對比回歸方程①和②還可看出，這部分1.2497%的產業結構變動效應表現在三方面：一是物質資本的產出彈性的提高部分0.040926，其中0.040926=0.640043-0.599117；二是勞動力的產出彈性的提高部分0.091907，其中0.091907=0.518506-0.426599；三是作為生產要素的產業結構的產出彈性值即-0.535548。因此，可以把前兩方面的內容當作是產業結構變動對經濟增長的間接影響，而把最后一方面的內容當作是產業結構變動對經濟增長的直接影響。

（二）不包含產業結構的經濟增長因素分析和包含產業結構的經濟增長因素分析之間的比較

根據回歸方程①所示的勞動力投入的產出彈性、物質資本投入的產出彈性及技術進步率，運用增長速度方程①，可以得到技術進步、物質資本投入、勞動力投入對我國經濟增長的貢獻率，如表3所示。

由表3可知，技術進步對經濟增長的貢獻率為41.85%，顯然這就是所謂的廣義技術進步即所謂的索洛余值對經濟增長的貢獻率，它包括了狹義的技術進步和結構變動效應、制度變動效應等變量的貢獻率。

同時，根據回歸方程②所示的勞動力投入的產出彈性、物質資本投入的產出彈性、產業結構的產出彈性以及技術進步率，運用增長速度方程②，可以得到技術進步、物質資本投入、勞動力投入以及產業結構對經濟增長的貢獻率，如表4所示。

顯然，在表4中，由于已經包含了產業結構變量，所以產業結構變動效應對經濟增長的貢獻率已經從廣義技術進步即索洛余值對經濟增長的貢獻率中分離出來了，因此表4中技術進步對經濟增長的貢獻率28.48%就只是包含狹義的技術進步和制度變動效應等變量的貢獻率，而不再包括產業結構變動效應的貢獻率。

對比表3和表4可知，在沒有產業結構的增長速度方程中，物質資本投入對經濟增長的貢獻率為47.43%，勞動力投入的貢獻率為10.72%，但是在把產業結構當作一個生產要素引入經濟計量模型之后，物質資本投入對經濟增長的貢獻率由47.43%提高到50.67%，勞動力投入的貢獻率由10.72%提高到13.03%。這說明產業結構的變動效應不僅提高了勞動力的貢獻率，而且也提高了物質資本的貢獻率。這是因為隨著產業結構的變動，勞動力和資本等資源就會從生產率水平較低的部門流向生產率水平較高的部門，進而使得勞動力和資本等資源的生產效率得到提高，從而提高了勞動力和物質資本的貢獻率。

對比表3和表4還可看出，在沒有產業結構的增長速度方程中，技術進步對經濟增長的貢獻率為41.85%，但是在把產業結構當作一個生產要素引入經濟計量模型之后，技術進步對經濟增長的貢獻率由41.85%下降到28.48%。下降部分為41.85%-28.48%=13.37%。在表3中，技術進步對經濟增長的貢獻率41.85%是所謂的廣義技術進步即所謂的索洛余值對經濟增長的貢獻率，它包括了狹義的技術進步和結構變動效應、制度變動效應等變量的貢獻率。而在表4中，技術進步對經濟增長的貢獻率28.48%只是包含狹義的技術進步和制度變動效應等變量的貢獻率，而不再包括產業結構變動效應的貢獻率。因此，其下降部分13.37%就是所謂的產業結構變動效應對經濟增長的貢獻率。

在把產業結構當作一個生產要素引入經濟計量模型之后，技術進步對經濟增長的貢獻率由41.85%下降到28.48%，其下降部分13.37%就是所謂的產業結構變動效應對經濟增長的貢獻率。對比表3和表4可看出，這部分13.37%的產業結構變動效應對經濟增長的貢獻率表現在三方面：一是物質資本投入對經濟增長的貢獻率的提高部分3.24%，其中3.24%=50.67%-47.43%；二是勞動力投入對經濟增長的貢獻率的提高部分2.31%，其中2.31%=13.03%-10.72%；三是作為生產要素的產業結構對經濟增長的貢獻率7.82%。因此，可以把前兩方面的內容當作是產業結構變動對經濟增長的間接影響，而把最后一方面的內容當作是產業結構變動對經濟增長的直接影響。

四、政策建議

隨著產業結構的變動，勞動力和資本等資源就會從生產率水平較低的部門流向生產率水平較高的部門，從而使得勞動力和資本等資源的生產效率得到提高，因此產業結構的變動效應不僅提高了勞動力的邊際生產力，而且也提高了物質資本的邊際生產力。同時，產業結構作為一個生產要素會直接影響經濟增長。因此要提高經濟增長的質量，必須不斷促進產業結構的升級。

2003年，我國第一產業的產值占GDP的比重為14.4%，美國這一比重為1.6%，這一比重的世界平均水平為33.8%，這說明我國的產業結構很落后，同發達國家相比差距很大，因此迫切需要提高我國產業結構的層次。

我國的廣義技術進步（即索洛余值）對經濟增長的貢獻率只有41.85%左右，當前，西方發達國家的廣義技術進步對經濟增長的貢獻率已高達70%～80%左右。因此，我國要實現經濟的高速和高質量增長，不僅應依靠產業結構的合理轉換，而且還應依靠科技進步。

此外，本文的實證分析說明，產業結構的變動效應的確是屬于索洛余值的一部分。可見忽視產業結構變動的增長速度方程，高估了技術進步對經濟增長的貢獻率。

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（編輯：周南）