產業結構調整對經濟增長產業結構調整對經濟增長

張曉燕

[摘要]利用江蘇省13個市1999—2013年的面板數據，在構建面板VAR模型的基礎上，對各市產業結構調整對經濟增長的內在影響進行了實證分析。結果表明：產業結構合理化對經濟增長的作用不明顯，產業結構高級化對經濟增長具有顯著的正向促進作用。基于此，提出在經濟新常態下優化產業結構，提高經濟增長質量的政策建議。

[關鍵詞]產業結構升級；經濟增長；面板VAR

[中圖分類號]F830[文獻標識碼]A[文章編號]

2095-3283（2015）12-0053-03

經濟增長是一個國家或地區經濟運行的基本目標，在這個過程中需依托于產業結構的演進、優化與升級，因此，在加快經濟發展速度，提高經濟發展質量時，必須把產業結構優化作為經濟增長的引擎。黨的十八大報告中明確指出：“以優化產業結構、推進城鎮化為重點，著力解決制約經濟持續健康發展的重大結構性問題”，“深化金融體制改革，健全促進宏觀經濟穩定、支持實體經濟發展的現代金融體系”。同時，近年來隨著我國經濟進入新常態，江蘇省經濟增長進入了瓶頸期，經濟增長下滑加劇，產業結構亟須調整和優化。因此，在這樣一種背景下，研究江蘇省產業結構調整對經濟增長的內在影響具有重要的現實意義。

一、文獻綜述

通過研讀現有文獻發現，關于產業結構升級與經濟增長之間的研究最具代表性的理論包括配第—克拉克定理和庫茲涅茨的產業結構變動理論，在其研究的基礎上，Peneder（2002）通過研究發現產業結構升級能夠將經濟增長的結構紅利變為現實。赫希曼提出的產業關聯理論明確指出不同部門間對技術結構和產品的需求具有內在關聯關系，因此，優先發展會促進產業關聯度高的產業率先實現產業結構優化，而且關聯度越高波及效應越大，從而對經濟增長的貢獻度越大。周輝（2008）、王輝（2014）、蘇建軍和徐璋勇（2014）等認為我國產業結構升級能顯著帶動經濟增長，相應的經濟增長也有效地推動產業結構的升級。李東軍等（2013）運用因果檢驗和偏離份額法對北京市產業結構調整與經濟增長的關系進行研究，發現它們之間的因果關系并不顯著。現有多數文獻的研究均表明金融發展和產業結構升級對經濟增長具有重要的推動作用。本文以江蘇省1999—2013年13個地級市面板數據為樣本，構建產業結構合理化和高級化指標來描述江蘇省產業結構升級，同時構造面板VAR模型，運用面板單位根、面板VAR模型GMM估計及方差分解法實證檢驗產業結構調整對經濟增長的影響效應，以進一步揭示江蘇省產業結構升級與經濟增長之間的相互關系，進而為江蘇省在新常態下穩定經濟增長提供政策建議。

二、模型設定與指標選取

（一）模型設定

本文采用1999—2013年江蘇省13個地級市的面板數據來研究產業結構調整對經濟增長的影響。為保證研究數據的連貫性，選取的時間跨度為1999—2013年。為研究江蘇省產業結構調整對經濟增長的內在影響，本文在各市面板數據的基礎上，設定如下一階面板VAR方程：

yit=β0+β1yit-1+αi+γt+μit（1）

模型（1）中yit為經濟增長（JJZ）、產業結構合理化（CSR）、產業結構高級化（CSA）、三個變量的向量，為反映市級層面的固定效應，αi表示個體的異質性，γt表示年度效應向量，μit為隨機擾動項。

（二）指標選取

經濟增長（JJZ）描述一個地區經濟發展所處的階段，一般用GDP總量或人均GDP指標進行衡量。本文采用江蘇省各轄市GDP總量作為經濟增長的代理指標，并用1999年的不變價格對各年產出進行縮減。

產業結構升級分別用產業結構合理化和高級化兩個指標來衡量。產業結構合理化（CSR）是指產業結構的動態平衡，借鑒干春暉等（2011）對產業結構合理化的度量方法：

CSR=∑ni=1YiYlnYi/YLi/L（2）

式（2）中Y表示總產值，Yi表示第i產業的產值，L表示總就業人數，Li為第i產業的就業人數，n為產業數量。產業結構合理化值（CSR）越小，說明產業結構合理化程度越高，當CSR>0時，表明產業結構偏離合理化狀態。

對產業結構高級化（CSA）的測度，較多采用付凌暉（2010）構建的Moore結構變化值，具體計算過程如下：

先以三大產業產值占GDP的比重為分量構造向量X0=（x1，0，x2，0，x3，0），接著分別計算X0與產業由低層次到高層次排列的向量X1=（1，0，0），X2=（1，0，0），X3=（1，0，0）的夾角θ1，θ2，θ3；

θj=arccosX0·XjX0Xj j=1，2，3（3）

最后定義產業結構高級化值CSA計算公式

CSA=∑3i=1∑ij=1θj（4）

產業結構高級化（CSA）值越大，說明產業結構變化速率越大，揭示了產業結構變化的過程與角度。

三、實證檢驗與結果分析

（一）面板單位根檢驗

本文采用LLC方法完成面板單位根檢驗，檢驗結果如表1所示。

由表1單位根的檢驗結果可以看出，各變量的水平值均未顯著通過檢驗，即各變量的水平值均為非平穩序列，而一階差分序列均在5%水平下通過了檢驗，因此，各變量為一階單整過程。

（二）面板VAR模型GMM估計

本文運用截面均值差分來去掉年效應，使用向前均值差分來消除個體效應。估計結果如表2所示。

從表2的估計結果可以發現，在經濟增長（JJZ）作為依賴變量時，JJZ滯后一期和二期對自身的影響是正向的，系數分別為1.321和0.518，且均通過了1%的顯著性檢驗，說明江蘇省的經濟增長存在嚴重的路徑依賴；CSR的滯后一期和二期，均未通過顯著性檢驗，表明CSR對JJZ無明顯影響，即產業結構合理化未能有效拉動區域經濟增長，造成產業結構合理化與經濟增長在短時期內沒有顯著關系的原因可能是由于目前三大產業的協調性依然不強，產業間的耦合質量不高，未能顯著發揮對經濟增長的促進作用；CSA滯后一期和二期對EDY的影響是正向的，且在5%水平下顯著，系數分別為0.421、0.723，即產業結構高級化對拉動經濟增長的效應明顯，且隨時間的推移作用越來越強，反映出產業結構高級化帶動資源和要素由低效率部門流向高效率部門，從而提高了勞動生產率，最后推進經濟快速增長。

四、研究結論與政策建議

本文基于1999—2013年江蘇省13個地級市的相關數據，運用面板單位根和面板VAR模型對產業結構調整對經濟增長的影響進行了實證分析，研究結果表明：經濟增長滯后一期和二期對自身的影響是正向的，表明江蘇省的經濟增長存在嚴重的路徑依賴；產業結構合理化對經濟增長無明顯影響，即產業結構合理化未能有效拉動區域經濟增長；產業結構高級化滯后一期和二期對經濟增長的影響是正向的，即產業結構高級化對拉動經濟增

長的效應明顯，且隨時間的推移作用越來越強。

基于以上研究結論，提出在經濟新常態下江蘇省產業結構的政策建議：第一，要充分發揮銀行等金融中介機構的信息優勢，合理引導信貸資金流向高新技術產業，推動產業轉型升級，同時鼓勵各地區根據自身產業優勢制定合理的金融政策；第二，要不斷優化產業結構，推動產業轉型升級。對第二產業要加大科研投入，不斷提高技術積累水平，由低端制造向高端制造轉型，同時政府要充分發揮引導作用，將企業尤其是科技型企業作為主導力量，不斷推動科技進步，提高勞動生產率，逐步實現產業升級。第三，要加快第三產業服務模式的創新，將第三產業作為第一、二產業的融合點，積極推動三次產業的融合，不斷推動產業結構調整，使產業結構逐步向高級化發展。第四，繼續深化經濟體制改革，打破區域及行業間的壁壘，鼓勵資本、技術、勞動等要素資源向蘇北欠發達地區流動，同時要建立健全全省各個地區金融體系與產業之間協調發展的機制。

[參考文獻]

[1]Peneder M.Industrial Structure and Aggregate Growth in： WIFO[Z].Working Paper，2002.

[2]周輝.消費結構、產業結構與經濟增長——基于上海市的實證研究[J].中南財經政法大學學報，2012（2）：27-31.

[3]王輝.產業結構升級與經濟增長關系的實證研究[J].統計與決策，2014（16）：138-140.

[4]蘇建軍，徐璋勇.金融發展、產業結構升級與經濟增長——理論與經驗研究[J].工業技術經濟，2014（2）：139-147.

[5]李東軍，張輝.北京市產業結構與經濟增長的關系及原因分析[J].東北大學學報（社會科學版），2013（2）：44-48.

（責任編輯：陳鴻鵬）