遼寧省最優產業結構測算

彭宜鐘，李少林

(東北財經大學產業組織與企業組織研究中心，遼寧 大連 116025)

一、引 言

自20世紀90年代以來，國內理論界對產業結構相關問題展開了大量研究，并形成了很多關于產業結構優化升級的政策建議。比如，熊映梧和吳國華利用“偏離度”概念分析了中國產業結構的均衡度，認為勞動力結構與產值結構不對稱性的加劇會導致兩者之間偏離度的提高，第一產業的正向偏離數和第二產業的負向偏離數是導致中國產業偏離度居高不下的主要原因［1］。謝伏瞻等基于中國戰略產業的選擇標準，依據各產業勞動力和資本的密集使用程度以及各產業對國民經濟整體的關聯影響，提出以農業、電力工業為主的能源工業、鋼鐵、鋁、化工原料為主的原材料工業、交通運輸與通信業等七大產業作為產業結構調整中的戰略產業［2］。周振華認為提高產業結構的聚合質量是調整不合理產業結構的核心問題，而提高聚合質量問題最終歸結于結構平衡度的提升，他還從理論上闡述了產業結構平衡的若干關系，其中包括產業結構的短期平衡和長期平衡、短線平衡和長線平衡、絕對平衡與相對平衡［3］。胡春力在對中國產業結構調整的方向和原則進行論述的基礎上，認為我國第三產業內部結構水平低下、發展滯后，第二產業缺乏高加工度產業的帶動作用，產業結構的粗放和低度化使得資源和環境遭到嚴重破壞，并指出中國產業結構調整過程中必須處理好農村工業化、對外開放和制造業結構升級三者之間的關系［4］。李寶瑜和高艷云構建產業結構年度變化失衡指數，通過計算產業增加值年度增長率、勞動生產率和資本生產率等指標揭示出我國產業結構的年度不合理比重，并用該方法對我國1990—2002年各產業的不合理比重進行了計算，其結果顯示2002年我國產業結構中包含了3.11%的不合理比重［5］。鄔義鈞分別從基本實現工業化和基本實現現代化兩方面，具體分析產業升級的具體目標和戰略目標，并提出附加價值溢出量、高加工化系數和結構效益指數等評價產業結構優化升級程度的指標［6］。何德旭和姚戰琪通過分析產業結構調整過程中的各種效應，提出了我國產業結構調整的方向和路徑，認為我國產業結構調整要以高新技術產業為驅動力，并且以現代服務業和制造業為車輪，由此帶動產業結構的整體性升級［7］。黃茂興和李軍軍使用1991—2007年中國31個省市 (區)的面板數據，構建了技術選擇、產業結構升級和經濟增長三者之間的模型，實證研究結果表明產業結構升級可以通過選擇合理的資本深化和技術來實現［8］。Ju等通過一個可追溯的無限期一般均衡模型，從理論角度分析了封閉經濟中最優產業結構的動態變化，認為資本的不斷增長是推動產業結構變化的動力［9］。

我們在對眾多此類文獻進行研究和探討的基礎上發現，幾乎所有此類研究都難于擺脫以下所述的某種局限性:其一，探討產業結構內生性問題的模型基本止于理論層面，很難用于實證［9］。其二，同產業結構相關的實證研究基本止于揭示現實產業結構同其它經濟變量之間的關系。其三，通過構造統計學指標刻畫產業結構優化程度的研究基本都以某些主觀認識 (比如認為服務業和高附加值加工業產出所占比重越高越好等)作為隱含前提。我們認為產業結構調整應該以生產要素的充分使用、最優配置和資源稟賦許可條件下的最優經濟增長為根本目標。求解一個滿足這種條件的最優產業結構就構成了本研究的核心內容。本研究從生產者和要素供給者的優化動機出發探討各產業最優產出的決定機制，力求開發一個能夠付諸實證檢驗和應用、且能夠很好刻畫各產業最優增長水平和最優產業結構的理論模型。

二、理論模型

1.最優產業結構的含義界定

所謂的最優產業結構就是能夠同時實現以下目標的產業結構:(1)各個產業在生產過程中都對生產要素進行了充分有效的配置。(2)各個產業對生產要素的需求和使用量都達到了利潤最大化目標所要求的最大限度 (惟其如此，就業也才會實現最大化)。(3)各個產業所選擇的產量都能實現自身利潤的最大化。(4)代表性行為人按照跨期 (兩期)效用最大化原則來安排每一種產品的消費和投資 (意味著社會不存在過度消費，也不存在過度投資)。(5)每一個產業的產出在被消費和用于再生產之后沒有剩余 (也就是，微觀單元的儲蓄總額正好同全社會的投資需求完全匹配)。

2.最優產業結構理論模型的提出

(1)關于研究路徑的概括性說明。每個產業都被視為一個獨立決策單元，都按照C－D生產函數形式組織生產，所使用的生產要素都被劃分為兩類——資本和勞動，都基于利潤最大化原則對生產要素進行最優需求和配置。基于每個產業對生產要素的最優需求和配置行為，我們能夠推導出各產業生產要素投入價值與產品銷售收入之間的函數關系 (不妨稱為生產者的收入方程)。在各類生產要素投入中，資本的投入數量取決于代表性行為人①代表性行為人所代表的是目標區域內各產業產品所有消費者和生產要素供給者的選擇行為特征，自然也包括目標區域外消費者和要素供給者。這就是說，我們以下要探討的理論模型已將目標區域外消費和目標區域外要素供給納入考慮。的投資意愿，代表性行為人所樂于供給的投資數量完全取決于其自身跨期 (當期和未來兩期)效用最大化動機，至于勞動力的投入數量，則始終能夠保持與資本之間的最優比例 (這里隱含了一個假設:勞動力總是比資本更豐富)。將代表性行為人關于最優資本供給數量的決定機制融入生產者的收入方程，便可得到一個同時考慮了生產者利潤最大化動機和投資者效用最大化動機的名義產出方程 (我們稱為最優名義產出方程)。

(2)各產業最優增長方程。假設各個產業的生產過程都滿足上述目標，我們可以推導出以下方程:

其中，Y和P分別表示產業i的產出量和產品價格，Ni，t表示該產業在區域內的價格影響能力，αi表示該產業的勞動產出彈性，γi表示消費者在消費產業i的產品時所體現出的風險規避系數，λi表示消費者在消費產業i的產品時所體現出的主觀效用貼現因子，ri，t表示產業i的資本增長率，βt表示資本市場隨機貼現因子。式 (1)就是產業i的最優名義產出表達式。

三、實證研究

1.基于隨機前沿生產函數估計遼寧省三次產業的勞動產出彈性 (αi)

由于無法獲得遼寧省分產業資本存量數據，我們不能直接估計遼寧省三次產業的勞動產出彈性。但考慮到遼寧省的經濟發展大致處于全國平均水平，我們有理由假定遼寧省的生產技術特征也接近于全國平均水平，于是就用全國層面各產業的勞動產出彈性作為遼寧省相應產業勞動產出彈性的代理指標。以下我們將估計全國層面各產業的勞動產出彈性 (αi)。

(1)指標構建及數據說明。由于所采用的生產函數為兩要素C－D生產函數，為了在參數估計過程中除去“勞動產出彈性與資本產出彈性之和為1”的線性約束，我們對資本變量和產出變量均取人均指標。各個產業的名義產出用其增加值代表，各省的各產業增加值數據取自“中經網統計數據庫”。各產業的勞動力數量用平均從業人數代表。各省的各產業年平均從業人數數據取自《新中國六十年統計資料匯編》。將各省各產業增加值除以相應的年平均從業人數就得到了各省各產業年人均名義產出。我們用各省各產業的資本存量代表相應產業的資本投入數量。各省分產業的資本存量數據借鑒徐現祥等［10］的文章中的數據。用各省三次產業的資本存量除以各自的年平均從業人數就得到了各省各產業的人均資本投入數量。在所采用的隨機前沿生產函數中，考慮了技術進步的兩種情況:不具有時間趨勢和具有時間趨勢。生產函數的解釋變量 (人均資本的自然對數)的參數估計值就是資本產出彈性估計值，從而，勞動產出彈性估計值就等于1減資本產出彈性估計值。

在選取技術效率回歸方程的解釋變量時，考慮了勞動力受教育程度、制度因素以及地理環境因素等。關于勞動力受教育程度，用各省平均每萬人中在校高中、大專和本科學生人數作為代理指標。計算各省平均每萬人中在校高中、大專和本科學生人數指標時所需的各省年末總人口及歷年在校高中、大專和本科總人數等數據取自“中經網統計數據庫”。關于制度因素，我們選擇了四個指標:①實際利用外資占地區生產總值比重;②財政支出額占地區生產總值的比重;③進出口總額 (按當年美元對人民幣匯率 (數據取自“中經網統計數據庫”折算)占地區生產總值的比重;④產權制度。用各地區國有及國有控股工業增加值在各地區工業增加值中所占比重作為產權制度因素的代理指標。各省實際利用外資、財政支出總額、進出口總額、國有及國有控股工業增加值等數據取自1997—2003年《中國統計年鑒》，各省地區生產總值數據取自“中經網統計數據庫”。在地理環境因素中主要考慮了以下四個指標:人均GDP、年平均溫度、年平均降水量和年總日照小時數。將人均GDP納入其中，因為我國各省經濟發展水平同地理位置之間具有高度的相關性。同時，我們還考慮到溫度、降水和日照等變量不僅與各產業生產活動息息相關，而且具有顯著的地區代表性，因而，將這三個變量也一并納入地理環境代理指標體系。各省人均GDP數據取自《新中國六十年統計資料匯編》，各省年平均溫度、年平均降水量和年總日照小時數等數據取自1997—2003年《中國統計年鑒》。

(2)計量模型。本文采用Battese和Coelli所提出的隨機前沿方法 (SFA)估計遼寧省各產業的勞動產出彈性 (αi)。具體形式為:

其中，Yit、Lit和 Kit分別代表產業 i在 t時期的名義產出、勞動投入和資本投入;β0，i、β1，i和 β2，i分別表示截距項、時間趨勢系數 (代表技術進步隨時間變化的速度)和人均資本的產出彈性;(Vit－Uit)是回歸方程的隨機擾動項，其中的Vit是指經濟系統中的非可控因素 (如觀測誤差等)沖擊導致的噪聲誤差，服從對稱的正態分布N(0)，且獨立于Uit;Uit代表的是t時期第i產業的技術非效率效應，服從截尾正態分布N+(Mi)。需要特別指出的是，我們所要估計的勞動產出彈性估計值i)等于。Mi是 Mit的均值，Mit被表述為以下線性回歸方程:

其中，δ0，i為待估計常數項，δ1，i、δ2，i、δ3，i、δ4，i、δ5，i、δ6，i、δ7，i、δ8，i和 δ9，i分別代表地區 i的勞動力受教育程度、實際利用外資占GDP比重、財政支出占GDP比重、進出口總額占GDP比重、國有及國有控股工業增加值占工業增加值比重、人均GDP、年平均溫度、年平均降水量、年日照總小時數等變量的系數，ηit是隨機誤差項，服從正態分布N(0，σ2ηi)。

(3)生產函數的估計。每個產業的生產函數都分別考慮了五種形式:常數全要素生產率條件下的C－D生產函數，時變全要素生產率條件下的C－D生產函數，常數全要素生產率條件下的隨機前沿生產函數，包含所有非效率變量的時變全要素生產率條件下的隨機前沿生產函數以及僅包含最優非效率變量組合的時變全要素生產率條件下的隨機前沿生產函數。其中前兩種采用OLS方法估計;后三種采用三階段最大似然估計方法進行估計。通過全面比較各種模型的參數估計結果，我們最終選擇時變全要素生產率條件下的隨機前沿生產函數作為估計各個產業勞動產出彈性的最優模型。

基于第一產業最優模型，選擇以下變量作為第一產業技術非效率解釋變量:財政支出占地區生產總值的比重、進出口總額占地區生產總值的比重、國有及國有控股工業增加值占地區生產總值的比重、人均地區生產總值、年平均溫度、年平均降水量。全要素生產率的時間趨勢系數估計值為0.03，資本的產出彈性為0.06。我們估計出了第一產業勞動產出彈性:α1=1－0.06=0.94。基于第二產業最優模型，我們選擇以下變量作為第二產業技術非效率解釋變量:實際利用外資占地區生產總值的比重、國有及國有控股工業增加值占地區生產總值的比重、人均地區生產總值、年日照總小時數。第二產業全要素生產率的時間趨勢系數估計值為0.07，資本的產出彈性為0.27。我們估計出了第二產業勞動產出彈性:α2=1－0.27=0.73。基于第三產業最優模型，我們僅選擇人均地區生產總值 (而且人均地區生產總值對第三產業生產效率的影響為正)作為第三產業技術非效率解釋變量。繼而，我們估計出了第三產業勞動產出彈性:α3=1－0.48=0.52。

2.估計三次產業的需求價格彈性和勒納指數 (N)

需求價格彈性等于需求數量變動百分比除以價格變動百分比。由于每個產業所生產的產品都具有多樣性，在衡量每個產業的產品數量時，我們以各產業的名義消費額除以價格指數得到各產業的實際消費額 (或者不變價格消費額)，再以不變價格消費額除以價格指數得到實際消費數量，并以實際消費數量代表需求數量。用各產業定基價格指數代表每個產業產品的價格水平。具體而言，用年度居民消費價格定基指數作為第一產業和第三產業產品價格，用年度工業品出廠價格定基指數作為第二產業產品價格。居民消費價格指數和工業品出廠價格指數原始數據來源于1992—1995年和1997—2009年的《遼寧省統計年鑒》。由于居民消費價格指數和工業品出廠價格指數的原始數據均為環比數據，我們將它們換算成了定基指數 (1992年=100)。

限于數據的可獲得性，我們采用遼寧省14個地級或以上城市 (沈陽、大連、鞍山、撫順、本溪、丹東、錦州、營口、阜新、遼陽、盤錦、鐵嶺、朝陽、葫蘆島)的城市家庭年人均消費支出代表名義消費水平，并用城市家庭年人均工資作為收入的代理指標。城市家庭年人均消費 (分產業)和城市家庭年人均工資數據取自1992—1995年和1997—2009年《遼寧省統計年鑒》。其中，第一產業的消費支出包括食品消費支出;第二產業的消費支出包括衣著、家庭設備消費性支出;第三產業的消費支出包括居住、醫療保健、交通和通信、教育文化娛樂服務、其它商品和服務消費性支出。根據產業類型將各項支出加總得到各產業的名義消費額。利用Eviews6.0軟件對1992—2009年遼寧省三次產業產品的實際消費數量、價格水平和收入做面板回歸。

首先對數據的穩定性和協整性進行檢驗。由于考慮到各市的消費和收入都可能具有時間趨勢，不能采用LLC和IPS檢驗，因此，采用Fisher—ADF方法檢驗各產業消費、收入和價格數據的穩定性及協整性，具體結果如表1所示。

表1 面板數據穩定性和協整檢驗結果

從表1可以看出，三次產業消費、價格和收入都是一階單整過程，而且，三次產業的消費、價格和收入之間都存在協整關系。因而，基于三次產業消費、價格和收入數據進行的面板回歸均不存在偽回歸問題。下面我們將對面板回歸模型具體形式的選擇進行甄別檢驗，檢驗結果如表2所示。

表2 模型形式選擇檢驗

從表2可以看出，在5%的顯著性水平上，第一產業支持隨機效應模型設定，第二產業支持固定效應模型設定，第三產業支持混合效應模型設定。但是我們進一步檢驗發現，第三產業支持時變需求收入彈性設定，①以需求收入彈性不隨時間變化為約束條件的F統計量為73.99。因而，我們最終將第三產業的模型形式確定為不變截距時變需求收入彈性模型。基于上述模型形式設定，我們估計了遼寧省三次產業的需求價格彈性，結果如表3所示。

3.主觀效用貼現因子和風險規避系數的廣義矩 (GMM)估計

使用基于消費的資產定價框架估計主觀效用貼現因子 (λi)和風險規避系數 (γi)時需要樣本較長的消費數據和相應期間的金融資產收益數據。考慮到我國股票市場歷史較短的實際情況，只有使用月度數據才可能符合樣本長度要求。而遼寧省層面的消費月度數據難于獲得，我們只能使用全國層面的消費月度數據以及深滬兩市指數收益和商業銀行存款利率的月度數據估計主觀效用貼現因子(λi)和風險規避系數 (γi)。

根據式 (1)，在估計不同產業名義產出增長率的時候應該采用不同的主觀效用貼現因子 (λi)和風險規避系數 (γi)。但是，由于無法獲得具有充分長度的分產業消費數據 (我們只能夠從“中經網統計數據庫”獲得具有足夠長度的可以代表消費的社會商品零售總額月度數據)，我們只能將社會商品零售總額增長率作為三次產業產品消費增長率的共同代表。這種做法隱含著一個假定:主觀效用貼現因子和風險規避系數在產業間沒有差異。關于這個假定對最優名義增長率計算結果的影響，我們進行了模擬。在模擬的時候，采用對名義產出增長率計算結果影響最大的變化組合 (亦即λ和γ同時同方向變動)。從模擬結果來看，λ和γ的同降、同增對最優名義產出增長率的影響非常小 (當二者同降20%時，最大影響程度不過1.30%)。

選擇社會商品零售總額作為消費的代理指標，并選擇一年期定期存款利率 (來源于中經網產業數據庫)、上證指數收益率 (來源于金融RESSET數據庫)以及深證綜指收益率 (來源于金融RESSET數據庫)等三個收益序列作為工具變量。上述變量均取月度樣本，樣本期間為1991年1月至2011年3月。在進行GMM估計時，我們采用的矩條件如下:

其中，C表示消費 (用社會商品零售總額代表)，i表示一年期定期存款利率，rsh和rsz分別表示上證指數收益率和深證綜指收益率，λ和γ為待估計參數。參數估計結果如表4所示。

表3 三次產業需求價格彈性估計結果

表4 主觀效用貼現因子和風險規避系數的廣義矩 (GMM)估計結果

需要補充說明的是，基于上述主觀效用貼現因子和風險規避系數以及月度消費數據所計算出來的β為月度β，我們取每個年度內各月度β的平均值作為該年度β值的代理指標。

4.三次產業最優產業結構的計算

基于式 (1)測算遼寧省三次產業的最優增長率和最優產業結構 (各產業名義產出比重)。在進行此項測算的過程中，主要涉及:各產業資本增長率、各產業勞動產出彈性 (α)、各產業勒納指數(價格彈性的倒數的絕對值，在本文中記為N)、隨機貼現因子 (β)、主觀效用貼現因子 (λ)、風險規避系數 (γ)等數據。隨機貼現因子 (β)則用消費數據計算得出。其中，消費=社會商品零售總額/居民消費價格指數 (定基)。由于各產業資本存量數據僅截至2002年，在計算各產業資本增長率時，我們采用了趨勢外推法。具體而言，我們根據以下自回歸方程來推算2003年以后遼寧省各產業的資本存量。將第一、第二、第三產業第t期資本存量分別記為K1，t、K2，t、K3，t，第t－1期資本存量分別記為 K1，t－1、K2，t－1、K3，t－1，各產業所使用的自回歸方程分別描述如下:

由于能夠獲得的用于計算勒納指數的遼寧省分產業消費數據最晚截至2009年，我們只能對2009年以前的遼寧省各產業最優名義產出增長率進行測算。在對各產業最優名義產出增長率進行測算的基礎上，基于所測算出來的最優名義產出增長率對最優產業結構進行了測算，并將最優產業結構同實際產業結構進行了對比，對比的結果見圖1—圖3所示。

從圖1、圖2和圖3可以看出，第一產業實際比重在1996年以前高于最優比重，在1996年以后基本低于最優比重;第二產業實際比重在絕大部分時間里都是高于最優水平的，這反映了遼寧省工業大省的基本特征;第三產業實際比重除了在1998—2000年和2005—2008年期間出現了持續性偏低以外，在其它時期基本處于最優比重附近并圍繞最優比重波動。遼寧省各產業最優比重同實際比重之間基本都呈現了較高程度的一致性，其中，這種一致性在第三產業表現得最為明顯。第一產業實際比重在大部分時間里都低于最優水平，第二產業則正好與之相反，這在一定程度上反映了遼寧省作為傳統工業省份的基本特征。單就最近幾年的情況來看，第一產業在2005—2009年期間，實際產出比重稍微偏低;第二產業在1997—2008年期間實際產出比重持續偏高，但在2009年出現了實際產出比重達不到最優水平的狀況;第三產業在2005—2008年期間也出現了實際產出比重不足的情況，但在2009年這種狀況發生了逆轉。

圖1 遼寧省第一產業實際比重與最優比重的比較

圖2 遼寧省第二產業實際比重與最優比重的比較

四、結 論

本文通過對生產者的利潤最大化目標和要素供給者的跨期效用最大化目標進行聯合求解，推導出了一個關于各個產業最優名義產出增長率的方程。基于各產業最優名義產出增長率方程對遼寧省在1992—2009年間三次產業最優名義產出增長率和最優產業結構進行了測算。測算結果顯示，各個產業實際增長率與最優增長率之間大致保持著同向變動關系，但是二者之間仍然在不同時期存在不同程度的差距;遼寧省的實際產業結構同最優產業結構之間也大致保持著同向變動關系，同樣也在不同時期存在不同程度的差距。三次產業實際增長率同最優增長率之間差距的變化趨勢能夠清楚地反映出始于1992年的中國經濟過熱、始于1997年下半年的亞洲金融危機、始于2003年的“非典”以及始于2008年的全球金融危機等重大事件對遼寧省經濟的影響。這便意味著我們所提出的各產業最優增長率方程對遼寧省經濟運行狀況具有良好的刻畫能力。

圖3 遼寧省第三產業實際比重與最優比重的比較

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