我國產業結構變動與經濟增長關系的實證分析

陳以威

(中國政法大學 商學院，北京 100088)

一、問題提出

對一國經濟增長問題，哈羅德—多馬模型認為經濟增長取決于資本的積累，它忽略了技術進步、勞動力增加對經濟增長的作用;而新古典經濟增長理論采用索洛模型分析經濟增長的源泉，重視技術進步在經濟增長中的作用，比之前的理論前進了一大步。但是這些經濟增長理論都認為經濟各部門之間生產要素的流動不會使總產出增加，不存在結構效應。因此傳統經濟增長理論沒有考慮結構變動對經濟增長的影響。

然而，在現實經濟運行中，不同產業間生產要素的合理流動是否會對經濟增長產生影響?產業結構是否是影響經濟增長的重要因素?產業結構的變化通常伴隨經濟總量的變化，二者之間是否存在聯系?這些問題的研究對于一國經濟發展具有重要意義。

國外針對產業結構變動和經濟增長關系的研究已有幾十年時間。庫茲涅茨(1985)發現，在產業結構變動與經濟增長的關系當中，總量增長引起人均國民收入的提高從而使各產業需求發生變動，導致經濟結構包括產業結構變動。羅斯托(2001)卻認為經濟增長從本質上來講是一個由內而外的過程，首先是某些部門提高勞動生產率，然后影響其他部門，最后對產業結構產生重大影響，其中基于創新的主導部門通過其擴散效應帶動產業結構轉換是關鍵內容。而以錢納里(1989)為代表的學者在新古典經濟增長模型的基礎上經研究發現，一國經濟增長過程是國民經濟結構一系列變化的非均衡增長，這種增長伴隨著生產要素從低收益部門向高收益部門流動產生的結構效應。帕西內蒂(1981)提出，只要產業結構的變化能夠適應需求變化，更有效利用技術，勞動和資本能夠從生產率低的部門向生產率較高的部門轉移，那么產業結構變動將使經濟增長。

國內學者對經濟結構與經濟增長關系的研究始于改革開放以后。周振華(1995)通過分析經濟結構的變化來說明經濟結構特別是產業結構是經濟增長的一個決定因素，同時給出了相應的理論依據。郭克莎(2001)運用定量分析方法，對我國產業間資源流動和結構變化對生產率提高和經濟增長的作用進行研究，提出要創造一個總量供求基本平衡和結構關系比較協調的經濟環境，以確保經濟的良性增長。朱慧明、韓玉啟(2003)利用1978—2000年的時間序列數據研究了我國經濟結構調整與經濟增長間的因果關系，發現產業結構調整和經濟增長之間存在單向Granger因果關系，產業結構調整促進了經濟增長;同時證明了擴大第三產業在國內生產總值中的比重能引導我國經濟的良性增長。孫皓、石柱鮮(2011)的研究認為，我國產業結構調整的持續性、穩定性和經濟增長的整體質量密切相關，其對經濟增長具有顯著的單向格蘭杰影響。

根據以上文獻研究，國內外學者均認為產業結構對經濟增長起到重要作用，但很少有文獻研究第一、第二和第三產業間的因果聯系及它們的變動對經濟增長貢獻的主次關系。因此，本文嘗試對我國三次產業變動對經濟增長的作用進行比較分析，分析三次產業各自間的因果聯系及對經濟增長作用的主次關系，并得出相應的結論。

二、產業結構變動與經濟增長關系的實證分析

(一)數據選取與處理

本文樣本數據為1978—2009年我國國內生產總值、第一產業國內生產總值、第二產業國內生產總值、第三產業國內生產總值，取自然對數記為 LNGDP、LNGDP1、LNGDP2、LNGDP3。所用數據均來自《中國統計年鑒》，數據計量采用Eviews6.0軟件。

(二)三次產業生產總值變化情況

根據樣本數據，1978—2009年，我國無論是GDP總量還是三次產業各自的生產總值都實現了穩步快速增長。三次產業占GDP的比重方面，第一產業的比重持續下降，第一產業占比從1978年的28.19%降為2009年底的10.35%左右;第二產業比重從1978年的47.88%開始呈小幅下降趨勢，到1990年底降到41.34%，而后開始反彈，隨后的20年間該比重圍繞47%波動，到2009年底第二產業比重為46.30%，1978—2009年間第二產業的比重總體平均維持在45.5%;第三產業的比重自1978年以來總體呈不斷上升趨勢，2009年底該比重已從1978年的23.94%上升到43.36%，上升幅度為81.16%。

(三)平穩性檢驗

為避免由于時間序列的非平穩而造成的“偽回歸”問題，在進行協整分析前，先對各變量進行單位根檢驗。本文采用 ADF檢驗對 LNGDP、LNGDP1、LNGDP2、LNGDP3進行單位根檢驗，檢驗時采用AIC最小準則確定滯后階數。

采用 Eviews6.0軟件對 LNGDP、LNGDP1、LNGDP2、LNGDP3進行單位根檢驗，檢驗結果見表1。

表1 單位根檢驗結果

根據檢驗結果，在5%置信水平下，LNGDP、LNGDP1、LNGDP2、LNGDP3序列均是非平穩的。但其一階差分都是平穩的，均為I(1)過程，故可對其原始時間序列變量進行協整檢驗。

(四)協整檢驗

通過協整檢驗可驗證各變量間是否存在長期均衡關系。根據協整理論，如果兩個或兩個以上序列滿足單整階數相同，且它們之間存在協整關系，則這些變量之間就存在一種長期穩定的均衡關系。由前面的平穩性檢驗可知，LNGDP、LNGDP1、LNGDP2、LNGDP3 均為一階單整序列，可以由協整檢驗考察它們的長期均衡關系。本文采用Johansen協整檢驗法(結果見表2)，觀測序列無線性確定性趨勢并且協整方程(CE)僅有截距。

表2 Johansen協整檢驗結果

從協整檢驗結果來看，在1%的顯著性水平下變量之間僅存在一個協整向量，說明協整關系存在，LNGDP、LNGDP1、LNGDP2、LNGDP3之間存在長期穩定的均衡關系，取標準化的協整向量，得到標準化協整方程為:

LNGDP=0.022662×LNGDP1+0.659052×LNGDP2+0.281467×LNGDP3+0.548243

由上式可知，當第一產業的GDP增加1%時，GDP總量將增加0.0227%;當第二產業的GDP增加1%時，GDP總量將增加0.6591%;當第三產業的GDP增加1%時，GDP總量將增加0.2815%。

(五)格蘭杰因果關系檢驗

協整檢驗結果表明，我國三次產業結構與經濟總量之間存在長期均衡關系，但這種均衡關系是否構成因果關系，還需進一步驗證。本文采用格蘭杰因果檢驗來檢驗三個變量之間的因果關系，進一步分析四個變量之間的深層關系(結果見表3)。

表3 格蘭杰因果關系檢驗結果

由檢驗結果可知，在5%的顯著性水平下，我國GDP總量是第一產業GDP的格蘭杰因，我國經濟整體的發展能夠促進第一產業的進一步發展;而我國GDP總量與第二產業GDP互為格蘭杰因，即我國GDP總量的增長將帶動第二產業GDP的增長，同時第二產業GDP的增長也會促進GDP總量的增長;我國GDP總量的變動與第三產業的GDP沒有明顯的格蘭杰因果關系;第二產業和第三產業的GDP均構成第一產業GDP的格蘭杰因;第三產業GDP是第二產業GDP的格蘭杰因。

三、結論

首先，產業結構是我國經濟增長不可忽視的重要因素，我國三次產業與經濟總量之間存在長期穩定的均衡關系。根據協整檢驗結果，三次產業產值均與GDP總量之間存在正向的變動關系。其中，第二產業產值的增加對GDP的貢獻最大，第三產業次之，第一產業最小，說明我國經濟正處在工業化快速發展的階段，第二產業是帶動經濟增長的支柱產業，對經濟的推動效應較其他兩個產業更為明顯，同時第二產業在經濟總量中所占比重常年保持在45.5%左右，到2009年底仍在三次產業中占比最高，可見第二產業是三次產業中最為重要的產業，要實現經濟的持續穩定發展，必須重視第二產業的可持續發展。

其次，我國GDP總量是第一和第二產業GDP的格蘭杰因，意味著我國經濟整體發展能夠提升第一、第二產業產品需求，帶動產業發展，為整體經濟的發展提供所需產品。同時，第二產業GDP也是我國GDP總量和第一產業GDP的格蘭杰因，第二產業在經濟總量中所占比重以及所起的帶動作用最大，所以大力發展第二產業對我國經濟發展有很大推動作用，第二產業發展能夠帶動第一產業發展。第三產業與GDP總量之間沒有直接的因果關系，但是第三產業均是第一產業和第二產業的格蘭杰因，說明單靠第三產業這種服務性產業的發展，而沒有第一和第二產業的發展，并不能帶動整體經濟穩定增長，但第三產業通過向第一和第二產業提供所需的服務產品，能夠促進其發展，進而使得整體經濟增長。因此，要保證經濟合理穩定增長，必須以第二產業為主導，以第三產業為輔助，同時不能忽視第一產業的基礎性作用。

［1］H.錢納里，S.魯賓遜，M.賽爾奎因.工業化和經濟增長的比較研究［M］.上海:三聯書店，1989.

［2］L.L.Pasinetti.Structural Change and Economic Growth［M］.Cambridge University Press.1981.

［3］W.W.羅斯托.經濟增長的階段［M］.北京:中國社會科學出版社，2001.

［4］郭克莎.結構優化與經濟發展［M］.廣東:廣東經濟出版社，2001.

［5］孫皓，石柱鮮.中國的產業結構與經濟增長——基于行業勞動力比率的研究［J］.人口與經濟，2011(2).

［6］庫茲涅茨.各國的經濟增長(中譯本)［M］.北京:商務印書館，1985:174 －190、309－320.

［7］周振華.現代經濟增長中的結構效應［M］.上海:上海人民出版社，1995.

［8］朱慧明，韓玉啟.產業結構與經濟增長關系的實證分析［J］. 運籌與管理，2003，12(2).