中国产业结构变动和经济增长关系实证分析

#全国高校社会主义经济理论与实践研讨会第二十次大会论文我国产业结构变动和经济增长关系实证研究韩建雨1，支大林2，路宇立3(东北师范大学经济学院，吉林长春130117)摘要：本文运用协整和格兰杰因果关系检验等动态经济计量分析方法，对我国1952年一2004年的产业结构变动和经济增长关系进行实证研究，研究结果表明，我国产业结构变动和实际经济增长之间存在双向 Granger因果关系。同时，我们在研究过程中发现尽管我国的经济增长非常迅速，但产业就业结构却并未发生同经济发展同步的变化，第一产业劳动力向第二、三次产业转移的速度相对于经济增长明显迟缓，这已经成为我国实现现代化和进入小康社会的制约条件。关键词：产业结构；经济增长；协整；格兰杰因果关系引言引言传统经济增长理论从完全竞争均衡假设出发，通过边际分析将经济增长归结为资本积累、劳动力增加和技术变化三大因素， 并未考虑结构效应。哈罗德一一多马模型强调经济增长的动力是投资，假定在资本和劳动处于固定的技术关系的前提下， 通过资本一一产出比率把产出与全部实际资本联系起来，从而证明了经济增长率与储蓄率和资本一一产出比率有关。索洛修改了哈罗德一一多马模型， 提出新古典经济增长模型， 考虑了劳动的影响因素和技术水平的因素。然而传统经济增长模型及其理论存在严重的缺陷：在现实的经济运行中，竞争均衡从未真正实现。从20世纪50年代开始，库兹涅茨(S?Kuznets)、罗斯托(W?W?Rostow)、钱纳里(H?B?Chenery)和帕西内蒂(L?L?Pasinetti)等经济学家开始关注产业结构问题。库兹涅茨 1与罗斯托2关于现代经济增长的认识存在分歧，前者侧重于产业结构趋势分析，认为在总量与结构变动的关系中总量增长是首要的， 而后者主要偏重于产业结构机理分析， 强调从结构角度看总量增长。之后的钱纳里等人都从结构的角度研究经济增长， 并认为产业间资源的再分配可以促进经济增长。 Chenery3把非均衡的经济增长过程看作是国民经济结构的一组变作者简介：韩建雨(1982-)，男，河南省濮阳市人，硕士研究生，研究方向：区域经济、产业经济；支大林(1955-)，男，吉林省公主岭市人，教授，博士生导师，院长，研究方向：宏观经济学、区域金融；路宇立(1984-)，女，河南省商丘市人，硕士研究生，研究方向：区域经济。化，通过增加结构这一“慢变量”，更有效地解释了不同发展中国家增长率的区别。帕西内蒂4考察了经济增长的三种情况，认为“经济增长是由结构变化引起的”是更一般、更现实的情形。帕得出的基本结论是：只要产业结构的变化能够适应需求的变化， 能够更有效地对技术加以利用，劳动和资本能够从生产率低的部门向生产率较高的部门转移，产业结构的变动就会加速经济增长。国内学者对产业结构和经济增长关系的研究开始于20世纪80年代中期。杨治5（1985）对二者关系的研究较为宏观，提出了产业结构的变化应同时考虑振兴和淘汰哪些产业。周振华6（1995）通过对经济结构变化的分析，说明经济结构尤其是产业结构是决定经济增长的一个重要因素，并提出了经济结构是决定经济增长的重要因素的三个理论依据。在市场经济的分析背景下，刘伟7（1995）认为在一定程度上可以把经济增长的实质归结为工业化，进而理解为结构演进。郭克莎 8（1999）从资源配置效应入手，通过定量分析的方法，对我国改革以来产业间资源流动和结构变化对生产率增长和经济增长的作用进行了研究，指出要创造一个总量供求基本平衡和结构关系比较协调的经济环境，以确保经济的良性增长。在《结构优化与经济发展》一书中，郭克莎 9（2001）运用结构主义的理论和方法，分析了结构变动与经济发展的一系列问题，指出我国产业结构问题对经济增长的影响主要有两个方面：一是瓶颈制约或结构偏差制约；二是结构转变或结构升级缓慢的制约。另外，郭金龙（1998）认为产业结构的失衡是我国经济增长强烈波动的重要的内在原因，产业结构优化对于平衡供求总量关系，抑制经济波动，确保经济稳定健康发展，促进经济增长方式的转变具有重要的积极作用。李霞（ 1998）认为经济增长与产业结构是相互促进的，产业结构的形成和深化是经济增长的结果，同时对经济增长有制约作用。贺炎林（ 2001）就产业结构和经济增长间关系进行了理论概述和实证分析，分析表明,产业结构和经济发展之间存在密切的相关关系,同时指出东西部产业结构变化形成的差异是造成东西部经济发展差距的重要原因。胡树林（2001）认为总量和结构紧密联系、相互作用，经济增长就是总量和结构相互作用的结果，经济增长在中长期内依赖于产业结构的合理化与高度化，同时经济增长又必然导致产业结构的演变。王志美（ 2002）和毛健（2003）也分别对产业结构与经济增长关系进行了理论探讨，认为二者是一种协同互动的关系。近年来，国内学者对产业结构和经济增长的关系也进行了大量的实证研究。钟学义10（1997）从产业关联的角度出发，应用投入产出模型进行定量分析，认为经济增长同产业结构变化是相互依存的关系。罗国勋 11（2000）通过分析产业结构变动对经济增长率的贡献，认为经济增长带动结构调整，产业结构和就业结构的调整实际上是资源的重新配置，其结果推动经济的进一步发展；就业结构变动是由经济发展引发，但其变动对生产率和经济增长率的提高有显著的作用。刘志彪 12（2002）用Moore结构变化值指标测算出 1978年~1990年、1990年~1999年中国产业结构的变动度，验证了支撑中国经济高速增长的产业结构快速变动这一动因,同时揭示了钱纳里“经济增长是生产结构转变的一个方面”这一规律性结论在中国的适用性,为产业结构政策的可行性提供了可信的理论支点。刘伟 13（2002）从产业结构

对中国经济增长的贡献以及产业结构对经济规模和要素效率的影响两个方面进行了实证研究，发现中国经济的增长主要是由第三产业拉动的，然而第三产业的结构扩张会降低第一产业和第二产业对经济规模的正效应。蒋振声，周英章 14（2002）运用协整检验、预测方差分解等动态经济计量分析方法,对我国1952——1999年的经济增长和产业结构变动的关系进行实证分析，结果表明在我国存在着某种经济机制使二者之间呈现长期稳定的协同互动关系。朱慧明，韩玉启15（2003）利用各地区1978年~2000年的国内生产总值及一、二、三产业产出的横截面数据和时间序列数据测算了各产业增长对经济增长的贡献，研究结果表明：产业结构调整和经济增长之间存在单向的Granger因果关系。胡晓鹏16（2003）通过静态和动态的联动分析，认为产业结构与经济增长两者之间存在着一种累积性的、双向循环式的作用机制。徐冬林17（2004）借用钱纳里模型对我国 1978年~2002年时期产业结构变化趋势及其对经济增长的贡献和作用进行了定量分析，实证检验证明，这一时期我国产业结构变动基本符合工业化发展的演变规律，但从我国经济发展的要求看，产业结构转换仍滞后于总量增长的要求。陈华18（2005）采用我国1978年至2003年的年度统计数据，应用处理平稳数据的方法——协整检验，证明了我国经济增长与产业结构存在着长期均衡的协同发展关系，认为在我国产业结构的次序逐步发展为二、三、一的结构将最有利于我国经济持续增长。另外，吕铁，周叔莲（1999）和黄盛，于萍（2001）也分别对产业结构和经济增长关系进行了有益的研究，基本认为二者是互动的关系。可以看到，理论界对产业结构和经济增长的关系还存在一定的争论：学者们基本认为产业结构有助于经济增长，产业结构的优化会促进经济增长，至于经济增长是否也会带来产业结构相应的变动则意见不一。另外进行实证分析的学者采用的数据大多只到2002年，且样本数据容量偏小，很容易产生诸如伪回归、多重共线性等问题，使实证结果受到一定的质疑。因此本文认为很有必要对我国产业结构与经济增长的关系进行进一步清晰的把握，以期对我国产业结构优化升级和整体经济增长提供有力的实证依据和选择路径。二、经济计量方法论应用传统回归分析方法进行估计和检验，相关变量必须具备平稳的特性，否则容易产生伪回归。但在实践中经济和金融数据大多是非平稳的时间序列，为此，本文首先对选取的变量进行单位根检验以确定各变量时间序列的平稳性；若原序列不平稳且为同阶单整，再对变量之间是否存在协整关系进行检验；如果协整关系存在，我们就可以检验变量之间是否存在Granger因果关系。（一）变量时间序列的平稳性检验检查序列平稳性的标准方法是单位根检验，通常有 6种检验方法：Dickey-Fuller（DF）检ADF检验，其模型为：验、AugmentedDickey-Fuller（ADF）检验、Phillips-Perron（PP）检验、KPSS检验、ERS检验和NP检验。本文采用的是经常用于两变量检验的ADF检验，其模型为：p\y△亠：亠讨•V'yt」7yt为待检验的时间序列，:-为常数项，t为时间趋势， 为滞后值，ut为白噪声，原假设为｝!0: =0，即卩yt有单位根（非平稳）。若ADF值小于Mackinnon临界值，则时间序列是平稳的，否则不平稳。最佳滞后阶数 由赤池信息准则（AIC）和施瓦茨准则（SC）确定，使得AIC和SC值最小的滞后阶数即为 。（二）变量间协整关系检验如果时间序列y1t,y2t,...,ynt都是d阶单整，即1（d）,若存在一个向量•=Ci,几），使得〉y；：I（d-b），这里yt=（yit,y2t,...,ynt），d一b一0，则称序列y1t,y2t,…，ynt是（d,b）阶协整，记为弘:ci（d,b），:为协整向量。协整描述的是变量之间的长期稳定均衡关系，满足协整的经济变量之间在短期内有可能发生偏离，但在长期中，随着时间推移将会回到均衡位置。检验变量间协整关系的方法，主要有 Engle-Granger两步法和Johansen检验，前者适用于两变量之间的检验，后者主要用于多变量协整关系检验。根据本文研究需要，我们采用EG两步法来检验变量间的协整关系。 序列xt和yt若均为d阶单整，用一个变量对另一个变量回归，即有:yt-： Xt亠：t用〉和-表示回归系数估计值，则模型残差估计值为：A若；：I（0），则Xt和yt具有协整关系，否则无协整关系。（三）变量间Granger因果关系检验格兰杰因果关系检验的前提条件是变量之间具有协整关系， 但变量之间存在长期均衡关系，是否就构成因果关系，还需要进一步检验。 在包含了变量xt和％的过去信息的条件下，对yt的预测效果要好于只单独由yt的过去信息对yt进行的预测，即变量Xt有助于解释变量yt的将来变化，则认为xt是yt的Granger原因，否则称为非Granger原因。其检验模型为：TOC\o"1-5"\h\zp qy=c'ryt_ir[jXt_j f ①i jH0:X是y的非Granger原因，即｝10:[二匕二…二冷二。。若〕〔0成立，则有：p%二c?iYtn';t0 ②iN令式①的残差平方和为SSE，式②的残差平方和为SSE，则F（SSE_SSE）q服从自由度为（q,T-p-q-1）的F分布，其中T为样本容量,SSE（T-p-q-1）

p、q分别为y和x的滞后阶数，由赤池信息准则（AIC）确定。若F值大于临界值，拒绝H0，即x是y的Granger原因，反之，接受H0，即x是y的非Granger原因。三、实证分析（一） 变量的选取和数据资料表示产业结构变化的变量通常有第一、二、三次产业的产值结构、 劳动就业结构、资产结构和技术结构等。本文拟采用以下指标表示产业结构变化： （1）Clack定义的产业结构调整系数S1,即第一产业的从业人员数占社会就业总人数的比重，该系数越小，说明产业结构高级化程度越高；（2）国内学者经常使用的结构调整系数 S2,即第一产业产值占国内生产总值的比重。经济增长指标为国内生产总值 （GDP,为消除价格变动影响，通过商品零售价格指数（1952年=100）将名义GDP专换成以1952年不变价计算的实际GDP本文选取1952—2004年的年度统计数据进行研究，所有数据均来自于《新中国五十年统计资料汇编（1949-1999）»和《中国统计年鉴2005》，并计算得到。（二） 分析过程首先对变量进行单位根检验。数据的自然对数变换不改变原来的协整关系， 并能使趋势线性化，消除时间序列中存在的异方差，因此我们对时间序列 GDPS1和S2分别进行自然对数变换，记为LGDPLS1和LS2。运用计量软件，对序列LGDPLS1和LS2分别进行单位根检验，其检验结果如表1:表1的结果表明，LGDPLS1和LS2序列是非平稳时间序列，但它们的一阶差分序列均为平稳序列，即都是一阶单整序列， 满足两变量间的协整前提条件， LGDP和LS1、LS2之间图1时间序列图1时间序列LGDPLS1和LS2的折线图0.6I>III>IIIII...I III■>I.II.55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 DLGDP DLS1 DLS20.20.0-0.2图2图2时间序列LGDPLS1和LS2的一阶差分折线图表1单位根检验结果变量ADF统计量1%临界值5%临界值10%临界值检验结果LGDP-1.451155-4.1584-3.5045-3.1816非平稳LS1-2.270897-4.1458-3.4987-3.1782非平稳LS2-2.939683-4.1459-3.4987-3.1782非平稳dLGDP-5.826231-3.5682-2.9215-2.5983平稳dLS1-4.797440-2.6100-1.9474-1.6193平稳dLS2-5.245383-2.6090-1.9473-1.6192平稳注：d代表变量的一阶差分；临界值均为 Mackinnon临界值协整关系检验由于格兰杰因果关系检验的前提是非平稳序列的线性组合必须具备协整性， 于是我们需要对LGDF和LSI、LS2之间的协整性作进一步的分析。 用变量LGDP对LSI、LS2分别进行普通最小二乘回归，并保留模型估计残差序列， 对残差序列进行单位根检验，若序列平稳，说明协整关系成立，反之不具有协整关系。首先建立LGDF和LS1的协整方程：LGDP=5.997970-5.449871LS1(41.688504)(-16.844918)R-squared0.847648AdjustedR-squared0.844661F-statistic283.751267其残差序列的单位根检验结果为：ADFTestStatistic-2.1919981%CriticalValue-3.5624735%CriticalValue-2.91900010%CriticalValue-2.597019从检验结果可以看到，残差单位根检验的统计量的值大于 10%显著水平下的临界值，无法拒绝原假设，残差序列是非平稳序列，国内生产总值和 S1之间不具有协整关系。用普通最小二乘建立LGDF和LS2的协整方程：LGDP=4.234404-3.186992LS2(19.386967)(-18.744488)R-squared0.873247AdjustedR-squared0.870762F-statistic351.355840其残差序列的单位根检验结果为：ADFTestStatistic-2.7273161%CriticalValue-2.6080925%CriticalValue-1.94710410%CriticalValue-1.619150从检验结果可以看到，残差单位根检验的统计量值小于 1%1著水平下的临界值，可以拒绝原假设，残差序列是平稳序列，因此国内生产总值和 S2之间具有协整关系。从协整方程可以看出，S2每变动1%GDP将反向变动3.186992%，这说明产业结构产值系数的变动对经济增长的作用是相当大的。格兰杰因果关系检验由上述分析知，LGDP和LS1不具有协整关系，所以二者不可能存在格兰杰因果关系;但LGDF和LS2具有协整关系，二者可能存在格兰杰因果关系，我们运用格兰杰的理论予以检验。结果见表2。表2LGDP和LS2格兰杰因果关系的检验结果NullHypothesisF-StatisticProbability备注LS2不会格兰杰导致LGDP16.2197460.000196拒绝原假设，LS2是LGDP的Granger原因LGDP不会格兰杰导致LS29.50869660.003355拒绝原假设，LGDP是LS2的Granger原因表2的检验结果说明，在1%的显著性水平下，我们可以认为LS2和LGDP是互为格兰杰因果的关系，这里的结论同有些学者的结论有所不同， 很多学者认为“产业结构调整促进了经济增长，而非经济增长促进了我国产业结构的调整”， 但就我们的数据而言，确实是我们拒绝原假设而犯第一类错误的概率只有 0.003355，我们有足够的理由认为 LGDP是LS2的Granger原因。四、结论及进一步解释本文运用协整理论和格兰杰因果关系检验等动态计量分析方法， 对我国的产业结构变动与经济增长之间的关系进行实证研究，从分析结果看，可以得到以下几点结论：（一）我国产业结构变动和实际经济增长之间存在双向格兰杰因果关系首先从协整方程看，尽管我国经济增长与产业结构变动都不具有平稳性， 但就长期而言，二者在统计上是高度相关的。 S2每变动1%GDP将反向变动3.186992%,这说明第一产业的TOC\o"1-5"\h\z比重结构与实际经济增长成反方向变动关系， 我国第一产业的边际生产力低于其他产业， 因此对我国第一产业的劳动力资源进行优化配置将对我国的经济增长起到非常重要的作用。 优化产业结构，提高结构变动对我国实际经济增长的贡献将具有很大的潜力。其次，我们运用格兰杰的理论对 LGDP和LS2的关系进行研究表明，我国的产业结构变动和实际经济增长之间是一种互为因果关系， 一方面，产业结构的优化会促进经济增长， 另一方面，经济增长也会加速产业结构的调整升级。 这同库兹涅茨、钱纳里等著名经济学家的观点“经济结构（主要是指产业结构）随经济增长和发展而变动， 并且反过来作用于一国的经济增长”是一致的，这也证明了本文结论的正确性。从理论上分析，产业结构变动和实际经济增长也存在协同变化。 一方面，由于各产业劳动生产率有较大的差异，产业结构的变动和调整过程实际上就是产业劳动生产率重新分化和组合的过程，而各产业的收缩与扩张过程恰好就是强化专业化与分工的过程， 所有这一切必然会促进经济总合生产力的提高而强有力地拉动经济增长； 另一方面，经济总量的扩张来源于三次产业的贡献，其总增长量又会分配于三次产业， 并且因为生产率在三次产业间配比的非均衡性和变动性，使三次产业间的增值比例不同， 进而导致三次产业总产值的比例发生变动，这实际就是经济增长对产业结构的作用机制（胡晓鹏， 2003）。由于以上结论，本文认为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，以后应该坚持产业结构的优化升级，使产业结构的调整成为我国实现经济增长质和量提高的一个有效突破点。同时，我们要认识到产业结构优化升级是我国经济结构调整和增长方式转变的迫切要求，我们必须在经济增长的基础上进一步推进产业结构优化升级，推动经济的持续增长。（二）三次产业劳动就业结构不合理，第一产业比重过大，且转移缓慢细心的读者会发现，虽然我们在本文中通过研究 LGDF和LS2的关系得出产业结构变动和经济增长之间存在长期均衡关系以及格兰杰因果关系，但同样可以代表产业结构变动的指标S1却没有通过与GDP的协整检验。为什么用S2表示产业结构变动可以得出存在格兰杰因果关系的结论，而用S1就不行呢？S1指的是第一产业的从业人员数占社会就业总人数的比重，根据配第 --克拉克定理，随着经济的发展，第一产业的就业比重应该不断降低，即 S1降低，劳动力会由第一产业向第二产业和第三产业转移，因为“制造业的收益比农业多得多，而商业的收益又比制造业多得多”（威廉?配第），这种不同产业间的收入差异，会导致劳动力从低收入产业向高收入产业流动。在上述研究中，S1与GDF不具有协整关系，本文认为，这说明在我国三次产业劳动就业结构变动与经济增长的变化不同步，或者更准确地说，第一产业劳动力向第二、三产业转移的速度相对于经济发展要迟缓。现行的户籍制度、不完善的劳动力市场以及第一产业劳动力素质低等因素制约了我国劳动力的顺利转移19，我国历史上曾经实行鼓励生育的人口政策，造成农村累积人口过多，也是造成劳动力转移缓慢的重要原因。本文认为，第一产业劳动力向其他产业的转移是客观规律，但是由于我国的特殊国情，要实现劳动力的顺利转移还需要一定时间的协调过程。由于第一产业劳动力转移缓慢，中国农村积压了上亿的剩余劳动力，而这些剩余劳动力向非农产业的转移已经演变成中国实现现代化和进入小康社会的制约条件。 我国今后应该加大户籍制度改革力度，破除制约农村劳动力流动的樊篱；促进现有城市的城市化水平，合理发展与改造大城市，重点发展中心城市，适度发展中小城市，增加城市的就业岗位，增强城市对农村剩余劳动力的吸纳能力；加快农村城镇化步伐，农村内部应在第一产业吸纳农业劳动力的