長江經濟帶產業結構調整與經濟增長關系研究
——以湖北省為例

李 根

（武漢大學 社會保障研究中心，湖北 武漢 430072）

一、引言

經濟增長是宏觀經濟目標，不僅包含經濟總量的增加，而且還包含經濟結構的轉變、優化和升級。經濟增長是針對國民經濟發展狀況而設置的，指一國或一個地區在一定時期的國民產出（包括商品和勞務）的增加或人均產出水平的提高，而產業結構是指各產業的構成及各產業之間的聯系和比例關系。產業結構與經濟增長有著非常密切的關系，產業結構的調整是經濟增長永恒的主題。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。自改革開放以來，長江經濟帶進入了經濟發展的高速發展階段，其產業結構相應的也發生了重大變化。2003-2015年，長江經濟帶第一產業的比重由12.69%下降到8.29%，第二產業比重由48.04%下降到44.33% ；第三產業比重由39.26%上升到47.38%，表明長江經濟帶第一產業、第二產業比重持續降低，而第三產業比重不斷提高。總體上看，2003-2015年長江經濟帶產業結構不斷優化，第二產業、第三產業在長江經濟帶產業結構中居于主導地位，“三二一”產業格局明顯，第二產業、第三產業比重之和超過90%，表明長江經濟帶已經基本實現了工業化，并且正在進入以服務業為主導的“后工業化”階段。隨著長江經濟帶產業中心向第二、三產業傾斜，其對經濟發展的影響也引起了各界的注意。

國內外大量的專家學者對產業結構與經濟增長之間的關系進行了實證分析。英國的經濟學家克拉克（C.Clark）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經濟發展過程的產業結構特點，并研究了勞動力在各產業之間的分布規律。德國經濟學家霍夫曼（W.Hoffman）對工業化進程中的工業結構演變規律進行了深入的研究，對工業部門分類方法進行了闡述，并根據多個國家工業化早期和中期的經驗數據，分析了制造業中消費資料工業生產與資本資料工業生產的比例關系，提出了著名的“霍夫曼定理”。美國經濟學家庫茲涅茨（S.Kuznets）根據了美國1948-1966年經濟增長的數據，認為產業結構變動對經濟增長的貢獻為10%，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狀況，對經濟發展過程中產業結構的變動進行了深入分析。錢納里（H.Chenery）等人又在 Kuznets研究成果的基礎上將研究領域進一步拓展到欠發達的發展中國家，收集和整理了101個發達國家和發展中國家的經濟數據，認為收入增長引起國內需求和生產結構的變化，而提高投資率以及重新分配勞動力資源又會推動總量經濟增長。

近年來，國內學者對產業結構和經濟增長的關系也進行了大量的研究。劉偉，張輝（2008）將技術進步和產業結構變遷從要素生產率中分解出來，實證分析了產業結構變遷對中國經濟增長的貢獻。研究表明，產業結構變遷與經濟增長呈正相關，但是隨著市場化程度的提高，產業結構變遷對經濟增長的貢獻呈現不斷降低的趨勢，逐漸讓位于技術進步，即產業結構變遷所體現的市場化的力量將逐步讓位于技術進步的力量。[1]（p4-10）曾光（2008）從產業和就業兩個層面對長三角地區產業結構變動對經濟增長的貢獻進行了實證分析，研究結構表明產業結構與經濟增長呈正相關，而產業結構高級化的提升速度與初期產業結構水平呈負相關。[2]（p83-86）黃茂興和李軍軍（2009）通過構建技術選擇、產業結構升級與經濟增長的關系模型，并以1991-2007年中國31個省市（區）的面板數據為例，分析了技術選擇、產業結構升級與促進經濟增長之間的內在關系，認為通過技術選擇和合理的資本深化，能夠促進產業結構升級，提升勞動生產率，實現經濟快速增長。[3]（p143-147）干春暉，鄭若谷和余典范（2011）構建了關于產業結構變遷與經濟增長的計量經濟模型，進而探討了產業結構合理化與產業結構高級化對經濟波動的影響，認為二者對經濟增長的影響有明顯的階段性特征，而產業結構合理化對經濟增長的貢獻要遠高于產業結構高級化。[4](p4-10)

可以看到，理論界對產業結構和經濟增長的關系還存在一定的爭論。學者們基本認為產業結構有助于經濟增長，產業結構的優化會促進經濟增長，至于經濟增長是否也會帶來產業結構相應的變動則意見不一。為考察兩者之間的關系，本文以湖北省為例，運用協整和格蘭杰因果關系檢驗等動態經濟計量分析方法，實證研究長江經濟帶產業結構調整對于經濟增長的影響，以期厘清兩者之間的關系，為相關政策措施的制定提供依據。

二、模型建立

本文首先對選取的變量進行單位根檢驗以確定各變量時間序列的平穩性；若原序列不平穩且為同階單整，再對變量之間是否存在協整關系進行檢驗；如果協整關系存在，我們就可以檢驗變量之間是否存在Granger因果關系。

1.單位根檢驗。

單位根檢驗運用于檢驗時間序列的平穩性。平穩的時間序列主要指其均值和方差與時間無關，保持恒定，且兩個時期的協方差僅依賴于兩個時期間的距離，從直觀上可看作一條圍繞其均值上下波動的曲線。檢驗時間序列是否平穩，是做協整檢驗的前提。如果是平穩時間序列，就可以使用最小二乘回歸等模型進行研究。如果是非平穩時間序列，直接回歸分析，就會造成虛假回歸，即，當變量屬于非平穩過程時，要由經濟變量間的統計關系推斷它們之間是否存在因果關系是相當困難的。所以一般利用差分的方法消除單位根，從而得到平穩序列。若一個非平穩序列yt經過d階差分（△tyt=△（△d-1yt））后為平穩序列，則稱這個序列為d階單整序列，記作I（d）。

單位根檢驗的方法有很多種，主要有DF檢驗，ADF檢驗和PP檢驗，本文采用的是ADF檢驗。ADF檢驗是在DF檢驗的基礎上的擴展。由于序列存在高階滯后相關，從而破壞了隨機擾動項是白噪聲的假設，所以ADF檢驗對此作出改進。它假定序列yt服從AR（p）過程，其中AR（p）指P階自回歸模型，即時間序列yt是它的前期值和隨機項的線性函數，可表示為： yt=?1yt-1+?2yt-2+···+?pyt-p。本文采用ADF檢驗的模型為：

2.變量間協整關系檢驗。

如果時間序列y1t，y2t，···，ynt都是d階單整，即I(d)，若存在一個向量α=（α1，α2，···，αn），使得αy'～I（d-b），這里yt=（y1t，y2t，···，ynt），d≥b≥0，則稱序列y1t，y2t，···，ynt是（d，b）階協整，記為yt～CI（d，b），為協整向量。協整描述的是變量之間的長期穩定均衡關系，滿足協整的經濟變量之間在短期內有可能發生偏離，但在長期中，隨著時間推移將會回到均衡位置。

檢驗變量間協整關系的方法，主要有Engle-Granger兩步法和Johansen檢驗，前者適用于兩變量之間的檢驗，后者主要用于多變量協整關系檢驗。根據本文研究需要，我們采用EG兩步法來檢驗變量間的協整關系。序列和yt若均為d階單整，用一個變量對另一個變量回歸，即有：yt=α+βxt+εt

若ε～I（0），則xt和yt具有協整關系，否則無協整關系。

3.變量間Granger因果關系檢驗。

格蘭杰因果關系檢驗的前提條件是變量之間具有協整關系，但變量之間存在長期均衡關系，是否就構成因果關系，還需要進一步檢驗。在包含了變量xt和yt的過去信息的條件下，對yt的預測效果要好于只單獨由yt的過去信息對yt進行的預測，即變量xt有助于解釋變量yt的將來yt變化，則認為xt是yt的Granger原因，否則稱為非Granger原因。其檢驗模型為：

H0：x是y的非Granger原因，即H0：β1=β2=···=βn。若H0成立，則有：

令式①的殘差平方和為SSE0，式②的殘差平方和為 SSE0，則服從自由度為（q，T-p-q-1）的F分布，其中T為樣本容量，p、q分別為y和x的滯后階數，由赤池信息準則（AIC）確定。若F值大于臨界值，拒絕H0，即x是y的Granger原因，反之，接受H0，即x是y的非Granger原因。

三、實證分析

（一）變量的選取和數據資料。

本文通過人均GDP（Y）反映經濟的增長，用第三產業的產值占GDP的比重（X1）和第三產業就業人數占就業總人數的比重（X2）兩個指標來反映產業結構的狀況。為了使得分析結果趨于線性化并排除異方差的干擾，將數據進行自然對數變換，經過自然對數變換后的數據并不會對原變量之間的協整關系造成影響。因此，分別對人均GDP（Y）、第三產業的產值占GDP的比重（X1）和第三產業就業人數占總就業總人數的比重（X2）進行自然對數變換，分別用LY、LX1、LX2表示自然對數的人均GDP、第三產業的產值占GDP的比重和第三產業就業人數占總就業總人數的比重。

本文選取 2003-2015年的湖北省年度統計數據進行研究，所有數據均來自2016年《湖北省統計年鑒》，并由此計算得到。

（二）實證分析。

1.首先對變量進行單位根檢驗。

由于數據的自然對數變換不會影響原變量之間的協整關系，并能使其趨勢線性化，排除異方差在時間序列中的干擾。因此，我們對時間序列Y、X1和X2分別進行自然對數變換，分別用LY、LX1和LX2表示。運用Eviews6.0軟件，對序列LY、LX1和LX2分別進行單位根檢驗，其檢驗結果如表3。表3的結果表明，LY、LX1和LX2序列是非平穩時間序列，但它們的一階差分序列均為平穩序列，即都是一階單整序列，三個變量都在5%著性水平上，拒絕原假設，說明差分后序列已經平穩。

2.協整關系檢驗。

由于在單位根檢驗中得知，第三產業產值比重、第三產業就業比重、人均國內生產總值是非平穩時間序列，但其均是一階單整，所以可以采用EG（En?gle-Granger）兩步法，檢驗其是否具有協整關系。利用計量軟件對產業結構與經濟增長進行回歸分析結果如表，由此得出產業結構與經濟增長的長期均衡方程為：LY=8.6448+0.4732LX1+1.3565LX2+ε。

同時保存殘差ε，即均衡差的估計值，并用ADF模型檢驗其平穩性，結果如表4-5。

所以殘差ε是平穩的時間序列，存在協整關系，即式（3-1）反映了三個時間序列之間的某種長期均衡關系，模型的變量選擇是合理的，回歸系數具有經濟意義。

表1 湖北省2003-2015年三大產業產值及比重

表2 湖北省2003-2015年三大產業就業人數及比重

表3 ADF單位根檢驗結果

表4 產業結構與經濟增長的回歸分析

3.格蘭杰因果關系檢驗。

協整檢驗結果證明我國人均國內生產總值、第三產業產值比重和第三產業就業比重之間存在長期穩定的均衡關系，但這種長期均衡的關系是否構成因果關系，還需要進一步驗證。由表自相關性檢驗結果可以得出，人均GDP（Y）增長與第三產業產值比重（X1）增長互為格蘭杰因果關系，且第三產業產值比重（X1）增長是人均GDP（Y）增長的格蘭杰原因較強。另外第三產業就業比重（X2）增長是人均GDP（Y）增長的格蘭杰原因，人均GDP（Y）增長不是第三產業就業比重（X2）增長的格蘭杰原因，第三產業就業比重（X2）增長是第三產業就業比重（X1）增長的格蘭杰原因，第三產業就業比重（X1）增長不是第三產業就業比重（X2）增長的格蘭杰原因。

（三）結果分析。

通過上述實證分析結果，能夠得出以下關于長江經濟帶產業結構調整與經濟發展關系的結論。

1.長江經濟帶的人均GDP增長與第三產業產值所占GDP的比重、第三產業就業人口比重之間存在著長期穩定的均衡關系。這一動態的均衡關系，表明了區域產業結構與經濟增長之間內在的變化規律。由于變量對數的差分可以推斷出該變量的變化率，所以從產業結構與經濟增長的長期均衡方程式可以得出第三產業的產出彈性和第三產業就業人口對經濟增長的貢獻，即從長期來看，第三產業產值比重增加0.4732% ，人均GDP將會隨著增加1% ，而第三產業就業人口增加1.3565% ，人均GDP就會增加1%。

2.人均GDP的增長與第三產業產值比重增加互為原因。隨著經濟的高速發展和市場機制的逐步完善，經濟社會的全面發展需要第三產業的支撐，從而促使第三產業的比重不斷增加。而大力發展第三產業等的過程中，尤其是發展第三產業中的信息產業、知識產業以及高新技術產業，這些產業與傳統的第一、第二產業相比具有更高的技術含量，能夠創造更多的產業附加值，使得這些產業對經濟增長的驅動作用與傳統產業相比更為明顯。

3.第三產業就業比重（X2）增長是人均GDP（Y）增長的原因，而人均GDP（Y）增長不是第三產業就業比重（X2）增長的原因。隨著經濟的增長，就業結構發生了明顯變化，第三產業就業人口不斷增加，其比重的上升會優化了人力資源的配置效率，從而促進人均GDP的增長，這種因果關系驗證了當勞動力向第三產業轉移時，人均國民收入水平會進一步提高。

4.第三產業就業比重（X2）增長是第三產業產值比重（X1）增長的原因，第三產業產值比重（X1）增長不是第三產業就業比重（X2）增長的原因。說明我國還是有勞動密集型道路的趨勢，但在一定水平下，第三產業產值比重（X1）增長是第三產業就業比重（X2）增長的原因，只是因果關系比較弱。所以政府大力倡導走資金密集型、技術密集型之路，這也說明了長江經濟帶正處在產業結構的轉型期，系統內部還不夠穩定，總的發展水平還處于較低層次和較低階段，工業化的任務還遠未完成。

表5 殘差ε的ADF單位根檢驗

表6 自相關性檢驗結果

四、對策建議

當前長江經濟帶產業結構不合理已經成為共識，如何進行產業轉型升級成為亟待解決的迫切問題。產業結構優化的內涵是產業結構的合理化和高級化。政府在制定和實施產業結構政策時應同時兼顧產業結構的合理化和產業結構的高級化，這樣既可以通過產業結構合理性調整為經濟提供新的動能，又可以避免產業結構高級化的過程中對經濟增長造成的抑制效應，還能夠減少產業結構高級化對經濟生活造成的影響。[5](p58-64)因此，結合本文的分析提出如下政策建議。

第一，產業結構調整應將產業結構合理化布局放在頭等位置。自黨的十八大提出要重點發展戰略性新興產業以及大力發展服務業以來，各地政府圍繞這一發展目標紛紛出臺了一系列政策，均加快了在信息技術、生物科技、生態環保、新材料、新能源等戰略性新興產業的布局，并加大了對生產性服務業和生活性服務業的政策支持力度。但是長江經濟帶各地區經濟發展水平參差不齊，并非所有地區都已達到一個相當高的發展階段。一些落后地區由于受到自身發展條件的限制，盲目的追求產業結構高級化而摒棄傳統的優勢產業，反而會對經濟發展產生不利的影響。因此，地方政府根據自身條件因地制宜制定適當的產業轉型政策，從而推動當地產業結構的合理化。

第二，產業結構合理化是指產業間的聚合質量，既反映了是產業間的協調程度，也反映了生產要素的配置效率，可以說是要素投入結構和產出結構耦合度的一種衡量。加快傳統產業整合升級，引導生產要素向更具效率的產業集聚，逐步淘汰落后產能。[6](p5-7)當前長江經濟帶高端產業人才極度短缺，而很大一部分勞動密集制造業已不能適應經濟社會發展的需要，勞動力結構和產業結構的不匹配嚴重影響了產業優化升級。因此，政府一方面重視教育培訓，加強人才的培養和采取有效的激勵制度，全方位提升勞動力素質。另一方面要大力發展勞動密集型服務業，不斷吸納社會中閑置的勞動力，不僅可以擴大就業規模、改善就業結構，有利于產業結構合理化，而且發展服務業也會為產業結構的高級化創造條件。

第三，鼓勵和引導產業有序轉移。一是產業轉移要適應區域發展的實際情況，下游地區應積極引導資源加工型、勞動密集型產業和以內需為主的資金、技術密集型產業加快向中上游地區轉移。中上游地區要以該地區資源環境承載力為前提，科學、合理地進行產業轉移承接工作，以產業轉移為契機促進產業價值鏈的升級，在這個過程中不能讓污染型產業、企業搭上產業轉移的“順風車”。二是要搭建新型平臺承接產業轉移，大力推進承接產業轉移示范區建設，優化產業的空間布局、推動其集聚發展，并鼓勵社會資本積極參與產業轉移園區的投資建設和運營管理。[7](p64-71)三是創新產業轉移方式，積極探索產業轉移區域合作的新模式，鼓勵長江經濟帶下游地區到中上游地區共建產業園區，為改善區域投資環境、促進產業結構優化升級和經濟快速發展等方面發揮積極地示范和帶動作用。

第四，建立區域產業協調機制。長江經濟帶各地區應充分發揮“長江黃金水道”的優勢，強化經濟帶各地區的內部協作能力。各地政府應建立和完善跨區域的產業協調發展機制，為區域分工與合作營造良好的環境，發揮市場在資源配置中的功能和作用，破除區域壁壘從而實現資金、人才、技術的自由流動，不斷促進資源的優化配置。明確長江經濟帶產業合作的動力機制，找到經濟帶各地區利益的最佳平衡點，確保各項產業結構政策與措施得到切實執行。此外，長江經濟帶產業發展除了建立內部的協作機制外，還應建立和完善外部的聯動機制，加強與京津冀、珠三角等地區的聯動發展，實現經濟由點到面的全面發展，提升各要素在區際的配置效率，各區際在優勢互補的同時實現產業的轉移與整合，共同促進產業結構的優化升級。

[1]劉偉，張輝.中國經濟增長中的產業結構變遷和技術進步[J].經濟研究，2008，（11）.

[2]曾光.產業結構變動與經濟增長比較分析——基于長三角地區的實證[J].湖北社會科學，2008，（03）.

[3]黃茂興，李軍軍.技術選擇、產業結構升級與經濟增長[J].經濟研究，2009，（07）.

[4]干春暉，鄭若谷，余典范.中國產業結構變遷對經濟增長和波動的影響[J].經濟研究，2011，（05）.

[5]鄭若谷，干春暉，余典范.轉型期中國經濟增長的產業結構和制度效應——基于一個隨機前沿模型的研究[J].中國工業經濟，2010，（02）.

[6]李根.長江經濟帶城市發展評價探析——基于協同發展的視角[J].中國集體經濟，2017，（26）.

[7]白潔.長江經濟帶建設背景下湖北打造世界級產業集群的對策研究[J].湖北社會科學，2017，