產業結構升級的經濟增長效應

方福前?付琦

摘要：在經濟結構調整過程中，中國經濟逐步聚焦產業結構優化升級， 提升制造業核心競爭力，發展戰略性新興產業。產業結構優化升級有利于中國經濟的高質量發展。利用2000—2020年中國31個省份面板數據檢驗產業結構升級的經濟增長效應，實證研究結果表明，21世紀以來，產業結構升級顯著促進了經濟增長，產業結構高級化程度對經濟增長的回歸系數為29.6317；中介效應分析顯示，產業結構升級對經濟增長的總效應為11.4741，直接效應為11.5540；產業結構升級對經濟增長的促進作用呈現明顯的區域異質性，東西部省份之間的產業結構高級化差距正在逐漸收斂，但是中國經濟增長還有較大的結構性紅利空間；市場化程度和對外開放程度對經濟增長的回歸系數明顯大于政府財政支持和固定資產投資。要進一步推進改革開放和供給側結構性改革，通過重塑激勵機制激發企業和科研機構對研發創新的積極性，提高研發效率和自主創新能力，持續推進產業結構特別是制造業轉型升級，形成世界級先進水平的制造業集群。這是中國經濟可持續發展和高質量發展的根本之道。

關鍵詞：產業結構；經濟增長；制造業集群；區域差異

中圖分類號：F121.3 文獻標識碼：A 文章編號：1003-854X（2024）01-0012-14

改革開放以來，中國經濟經歷了四輪全國性的大規模經濟結構調整，分別是1987—1991年的“治理整頓、全面深入改革”、1998—2004年應對亞洲金融危機沖擊的“大力調整經濟結構，促進產業優化升級”、2009—2012年應對國際金融危機沖擊的“推動經濟發展方式轉變和經濟結構調整”、2015年11月開始的供給側結構性改革。在經濟結構調整過程中，中國經濟逐步聚焦產業結構優化升級，提升制造業核心競爭力，發展戰略性新興產業。1999年11月中央經濟工作會議明確提出了“促進產業優化升級”，2011年3月發布的《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十二個五年規劃綱要》進一步提出“加強農業基礎地位，提升制造業核心競爭力，發展戰略性新興產業，加快發展服務業，促進經濟增長向依靠第一、第二、第三產業協同帶動轉變”（1）。黨的十九大報告強調“支持傳統產業優化升級，加快發展服務業，瞄準國際標準提高水平。促進我國產業邁向全球價值鏈中高端，培育若干世界級先進制造業集群”（2）。重視產業結構優化升級是為了實現中國經濟的穩定、協調、可持續和高質量發展，是為了提高中國經濟的國際競爭力和實力，是為了建立健全與現代化強國目標相匹配的現代化經濟體系和產業體系。

自1999年中央經濟工作會議強調“促進產業優化升級”以來，中國產業結構升級已經經歷了20多年的實踐，它對中國經濟增長的影響究竟如何？21世紀以來，中國產業結構升級與經濟增長之間的耦合協調程度及變化趨勢如何？中國產業結構轉型升級（高級化）的時間特征和區域特征如何？目前東中西部和各省份的產業高級化程度如何？本文就這些問題進行經驗實證分析，據此再對經濟恢復常態后如何進一步推進供給側結構性改革和產業結構升級、優化區域經濟結構提出相應的政策建議。

一、引言與文獻綜述

產業結構與經濟增長的關系一直是經濟學家們關注的重點問題之一，在經濟學初創時期就成為其研究主題。早在17世紀末，英國古典經濟學家威廉·配第就發現在經濟發展過程中，受利潤率高低的引導，主導產業會逐漸由農業轉向工業再轉向商業，勞動力會相應地由農業轉移到工業再轉移到商業。20世紀40年代英國經濟學家科林·克拉克使用40多個國家的經驗數據進行實證分析，發現勞動力在三次產業結構中的比重變化與人均國民收入增長之間存在威廉·配第所說的趨勢性變化關系，這個發現后來被命名為“配第—克拉克定理”。20世紀60—70年代，產業結構變化與經濟增長的關系成為經濟學研究的一大熱點，歐美經濟學家里華西里·昂惕夫、威廉·阿瑟·劉易斯、阿爾伯特·赫希曼、瓦特·威特曼·羅斯托、西蒙·斯密·庫茲涅茨、霍利斯·錢納里、尼古拉斯·卡爾多、阿爾伯特·霍夫曼等人和一些日本學者在這個研究方向發表了大量的論著。不過，這些文獻，包括21世紀查爾斯·瓊斯和保羅·羅默發現的“新卡爾多事實”（3），大多是分析經濟增長如何引起產業結構變化以及產業結構發生什么樣的變化，也就是研究經濟增長對產業結構的影響，從不同角度揭示了經濟發展過程中產業結構演化的規律。雖然這些文獻為本文認識和分析產業結構變化對經濟增長的影響提供了不少啟發，但是從研究視角上看，它們的研究重點不是分析產業結構變化對經濟增長的影響。

西方經濟學中的結構主義學派關注經濟結構變化對經濟增長的影響，他們認為，生產要素特別是資本從生產率較低的部門向生產率較高的部門轉移能夠提高整個經濟的生產率，從而促進經濟增長。但是他們所說的結構主要是指經濟結構，而不是產業結構。雖然產業結構是經濟結構的一部分，但是二者還是不能劃等號。總體上看，西方學者研究產業結構變化對經濟增長影響的文獻遠不如研究經濟增長對產業結構影響的文獻豐富。就筆者的閱讀范圍來看，威廉·阿瑟·劉易斯的“二元經濟”模型、克瑞斯蒂娜·埃切瓦里亞的產業結構與經濟增長的關系分析和彼得·特明、密切爾·佩內德的產業結構與經濟增長關系的實證分析等文獻是這個視角的代表性成果（4）。劉易斯模型的基本思想是，在許多欠發達國家，農業部門勞動的邊際生產率幾乎為零甚至負數，工業部門的勞動邊際生產率和工資高于農業部門，因而農業部門存在的大量“隱性失業”就成為無限的勞動供給；如果勞動力向工業部門轉移不存在障礙，工業部門資本家的剩余大部分能夠轉化為儲蓄和資本積累，工農業部門的工資差就會源源不斷地吸引農業剩余勞動力轉移到工業部門，就會提高整個經濟的勞動生產率，這個發展過程會逐漸縮小農業部門與工業部門的發展差距，直至兩個產業部門的勞動生產率和工資收入水平相接近，二元經濟結構轉變為一元經濟結構（5）。克瑞斯蒂娜·埃切瓦里亞構造了一個擁有多種消費品和非同質偏好的可持續增長的索羅模型，使用動態一般均衡方法檢驗了產業部門構成和增長之間的相互關系，研究發現：部門構成影響經濟增長，反之亦然。在這種模型中，每個產業部門外生技術變化的速度都是不同的，偏好的非同質性導致了部門構成對增長率產生了影響（6）。彼得·特明使用9個發達國家1870—1950年的時間序列數據進行回歸分析，得出結論：國民收入中的工業份額與人均收入水平存在相關性，它隨著人均收入變化而變化的彈性大約為0.3 （7）。密切爾·佩內德基于28個 OECD成員國的面板數據實證檢驗了產業結構對這些國家的國民總收入及其增長的影響，發現：產業結構變化是20世紀90年代這些國家宏觀經濟發展和增長的重要決定因素（8）。他認為，產業結構變化影響經濟增長的機制主要是需求的收入彈性、結構性紅利與負擔假說、對企業家發現的不同傾向，以及和生產者或用戶相關的溢出效應。

與西方經濟學家有所不同的是，中國經濟學者很重視產業結構變化對經濟增長的影響，在這個研究方向發表了不少的研究成果。這些文獻大體上可以分為兩類：一類文獻認為產業結構轉型升級對中國經濟增長有積極的推動作用：另一類文獻則認為產業結構轉型升級對經濟增長的影響不是單向的，既可能是正向的也可能是負向的，并且這種影響在不同發展階段、不同區域和不同產業可能是不同的。可見，中國學界關于產業結構轉型升級對經濟增長影響的認識是不一致的。

蔣振聲和周英章運用協整檢驗和預測方差分解等動態經濟計量分析方法，對中國l952—1999年的經濟增長和產業結構變動的關系進行實證分析，結果表明：中國產業結構變動和實際經濟增長之間存在著長期穩定的協同互動關系，產業結構變動對中國經濟增長具有非常明顯的影響，而經濟增長對產業結構變動的影響在統計上并不顯著（9）。劉志彪和安同良依據錢納里和羅斯托的思路，用Moore結構變化值指標測算了1978—1999年中國產業結構的變動度及其與經濟增長的關聯性，發現在這個時期中國產業結構呈現加速變動的趨勢．這種變動與中國經濟增長加速呈現出高度的正相關性；到1999年，中國產業結構變化推動經濟增長的效應還遠沒有達到錢納里所說的極大值，因此可以預見，中國產業結構變遷的速度將進一步加快，其增長效應還沒有達到遞減的發展階段（10）。王蒙和劉剛構建了一個經濟增長速度的分解框架，將增長速度分解為勞動數量效應、結構變遷效應和技術進步效應，又進一步將這三種效應細化至農業、工業和服務業部門，將產業結構調整對經濟增長的影響細化至每個產業份額變動形成的結構變遷效應，并運用中國1978—2014年相關數據進行實證分析。他們發現：在中國，農業和工業份額的變動一直表現為提高增長速度的結構性紅利，服務業份額上升的效應則從2002年開始由結構性紅利轉為成本病（11）。蘇斌和丁文婷使用主成分分析法和DEA-Malmquist指數法，基于2007—2019 年中國31個省（自治區、直轄市）的面板數據，實證分析了產業結構升級對經濟高質量發展的影響，發現在其他條件不變的情況下，產業結構升級能夠正向促進經濟高質量發展；產業結構升級每變化1%，經濟高質量發展水平平均變化0.863%（12）。王青和劉亞男使用2003—2017年中國29個省份面板數據，測算反映經濟高質量發展水平的綠色全要素生產率，并從產業結構高級化和產業結構合理化兩個維度研究產業結構升級對中國經濟高質量發展的影響。他們發現產業結構高級化和產業結構合理化對經濟高質量發展具有顯著的促進作用，且產業結構高級化體現的促進作用比產業結構合理化更加明顯（13）。

劉偉和張輝將技術進步和產業結構變遷從要素生產率中分解出來，使用中國1978—2006年數據實證分析了產業結構變遷對中國經濟增長的貢獻，研究發現：在改革開放以來的30年，雖然產業結構變遷對中國經濟增長的貢獻一度十分顯著，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，技術進步的貢獻逐漸超過產業結構變遷（14）。付凌暉提出一種新的產業結構高級化度量方法——產業結構高級化角度值，然后通過格蘭杰因果關系檢驗發現，1978—2008年中國經濟增長帶動了產業結構的高級化，而產業結構高級化并未明顯促進經濟增長；中國經濟增長明顯帶動了產業結構升級，而產業結構高級化對經濟增長的促進作用并不顯著。他認為其中的主要原因是1978—2008年期間的中國經濟增長主要是一種粗放式增長，因而通過產業結構優化升級效應推動經濟增長不明顯（15）。干春暉和鄭若谷實證分析了中國1978—1992年、1992—2001年和2001—2007年三個階段生產要素構成的變化和產業結構演進對經濟增長的影響，發現：在這三個時期，勞動力和資本的結構變動度在加快，而產業結構的變化則較為平滑；生產率的增長主要來自產業內部，尤其是第二產業內部：勞動力要素的產業間流動具有“結構紅利”現象，資本的產業間轉移卻并不滿足結構紅利假說，反而存在“結構負利”（16）。干春暉等通過構建計量經濟模型和運用1978—2009年中國30個地區的面板數據分析了產業結構變遷對經濟增長和經濟波動的影響，發現改革開放以來，中國產業結構合理化和高級化進程對經濟增長的影響有明顯的階段性特征。相對而言，產業結構合理化與經濟增長之間的關系具有較強的穩定性，而高級化則表現出較大的不確定性。產業結構高級化是經濟波動的一個重要來源，產業結構合理化則有助于抑制經濟波動。

總體上，現階段中國產業結構合理化對經濟發展的貢獻要遠遠大于產業結構高級化（17）。于斌斌構建了一個兩部門經濟增長模型，利用2003—2012年中國285個地級及以上城市的統計數據，運用動態空間面板模型對產業結構調整和生產率提升的經濟增長效應進行了實證檢驗。其研究結論是：從整體上看，中國城市經濟增長動力已由產業結構調整轉換為全要素生產率提升，產業結構“服務化”傾向的高級化調整是導致中國經濟發展進入“結構性減速”階段的重要原因（18）。張明等以Baumol非平衡增長理論為基礎，通過構建三部門分析模型研究第三產業比重提高對經濟增長的促進作用，并運用轉換份額分析法進行實證檢驗。結果表明，中國工業化前期和中期，由于農業人口向工業和服務業轉移，服務業在產業結構中占比提高促進了經濟增長。而在工業化后期，由于工業技術的發展擠出了一部分勞動力，他們被迫向服務業轉移，這導致生活性服務業在整個服務業中占比擴大，從而抑制了經濟增長。不過，該文指出，如果生產性服務業占比擴大，則能促進經濟增長（19）。車明好等認為，產業結構升級（高級化）與中國經濟增長的關系是非線性的，不是單向的正向或負向關系。他們發現，產業結構的合理化水平是決定產業結構高級化與經濟增長之間數量關系的重要門限變量：當產業結構合理化指數小于0.0742時，產業結構高級化可以促進經濟增長，而當產業結構合理化指數大于0.0742時，產業結構高級化對經濟增長沒有促進作用。他們得出的結論是，產業結構升級不能搞“一刀切”，對于產業結構合理化指數大于0.0742的那些地方，現階段的主要任務是產業結構調整，促進產業結構合理化，然后再有序推進產業結構的高級化進程（20）。張蕊等運用半參數平滑系數模型和1991—2017年經驗數據，實證分析了中國東、中、西部不同時期產業結構變遷與經濟增長的關系，發現從整體上看，產業結構合理化及高級化均能促進經濟增長，但是不同地區、不同時期產業結構升級對經濟增長的影響存在差異，2010年以后東部和西部地區產業結構合理化均能促進經濟增長，但是產業結構高級化對經濟增長產生收斂性的抑制作用; 而在中部地區，產業結構合理化對經濟增長產生一定的抑制作用，但產業結構高級化對經濟增長的促進作用不斷增強（21）。

二、產業結構升級與經濟增長：時間特征、變化趨勢與現狀

產業結構研究一般包括產業結構合理化和高級化（轉型升級）兩個方面的內容。產業結構合理化是以需求結構和需求變化為參照系的，與需求結構和需求變化相適應的產業結構才是合理的。產業結構高級化是指產業結構由低級向高級的轉型升級，推動產業結構轉型升級的動力主要來自需求結構升級和技術進步。可以看出，產業結構合理化（優化）和高級化都是動態的概念。本文主要研究中國產業結構高級化對經濟增長的影響。

（一）產業結構升級：程度、特征和變化趨勢

研究者通常用產業結構高級化指數來測度產業結構升級狀態和產業結構水平。如何測度產業結構高級化指數？學界意見不一。有學者根據克拉克定理采用非農業產值在GDP中所占的比重作為產業結構升級的度量，也有學者用第三產業產值與第二產業產值之比作為產業結構高級化的度量。本文旨在通過產業產出（產值）變動考察對地區產業結構水平和經濟增長的影響，根據這個研究視角，本文依據配第—克拉克定理，參考鐘肖英和謝如鶴的做法，用第二、第三產業產值在GDP中所占比重來測算產業結構發展程度（22）。這樣處理可以考慮到新興產業、高端技術制造業和服務業在產業結構轉型升級過程中所起的作用。從計算結果看，如果這個指標值處于上升狀態，則表示產業結構正在向著高級化轉型升級。具體計算公式如下：

GJi，t=（Y2i，t+Y3i，t）/Yi，t （1）

其中，GJi，t表示i省份t年度的產業結構高級化指數，Y2i，t表示i省份第二產業在t年度的產業產值，Y3i，t表示i省份第三產業在t年度的產業產值，Yi，t表示i省份t年度的地區生產總值。

由（1）式可以看出，隨著地區產業結構由傳統農業向工業和服務業轉型，該指標將持續增加，這意味著這個地區的經濟發展正在朝著高質量發展的方向推進。本文選取《中國統計年鑒》、國泰安數據庫2000—2020年各省、自治區、直轄市各產業產值數據，編制出31個省份的“產業結構高級化程度（GJ）” 指數。

根據這些指數數據，可以把21世紀以來中國產業結構高級化的特征和變化趨勢概述如下：

首先，產業結構高級化程度逐年提升，省際差異逐漸收斂。從時間維度來看，2000—2020年中國產業結構高級化程度逐年攀升，指標均值從2000年的0.8246增長至2020年的0.9043，區間漲幅9.7%，中位數則由0.8218逐步攀升至0.9090，區間漲幅高達10.6%。

2000—2015年產業結構高級化指數的中位數小于平均值，且從2007年開始，中位數逐漸縮小與均值之間的差距，反映出2000—2015年間中國31個省份產業高級化程度差異較大，趨向于偏態分布。

隨著改革開放不斷深化和經濟持續發展，2016年開始產業結構高級化指數的中位數首次超過均值，反映出中國各省份之間產業高級化程度差異逐漸收斂，指數趨于正態分布，產業結構水平逐年提升。2020年由于遭遇新冠肺炎疫情沖擊，產業結構水平出現小幅回落，但指數仍處于0.9以上的高分位區間，顯示出中國經濟的強大韌性。具體數據見下表1。

其次，產業結構高級化水平呈現自東向西的階梯分布狀態。從省份角度觀察，區位條件也會對地區產業結構產生影響，進而成為影響地區經濟發展的重要因素之一。這導致各省份的產業結構高級化程度存在差異，區域經濟特征較為明顯。

數據顯示，各省份產業結構高級化程度的指標均值和中位數相差不大，說明極端值對統計結果造成的影響并不明顯。具體來說，由于改革開放的政策紅利，上海、北京兩地產業結構水平的均值雙雙超過0.99，在全國處于領先水平，同屬直轄市的天津則以0.9754居第三位，反映出東部沿海地區尤其是直轄市的產業結構水平更高；而海南、廣西兩省份產業結構水平偏低，排名末位。指標中位數排名的前三甲同樣為上海、北京、天津三個直轄市，而海南、廣西等地仍有進一步優化的空間。

最后，東西部省份之間的產業結構高級化差距正在逐漸收斂。2000—2020年，東部沿海地區GJ指數的最大值基本穩定且接近于1.0，反映出長三角、珠三角、京津冀等城市群的產業結構已發展成為以高端技術制造業和服務業為主，產業結構水平一直保持高位。

2000—2013年中西部地區隨著GJ指數最小值的快速走高，極差呈現出逐漸收斂趨勢。從2014年開始，GJ指數的最小值逐步趨于穩定，極差也隨之穩定在低位運行。各省份的產業布局亦趨于相對穩定狀態。

從省份角度觀察，北京、上海兩地的GJ極差值最小，且指數最大值與最小值趨近于1.0。作為國家重要經濟增長極的北京和上海，第一產業產值占比極低，新興產業、高端技術制造業和服務業的迅猛發展極大地推動了地區經濟的持續高速增長。

與京滬兩地形成對比的是，西藏、海南、安徽等省份GJ指數的極差較大，表明2000—2020年上述省份第二、第三產業出現了顯著增長，第二、第三產業產值占GDP的比重不斷提高，產業結構升級較快。

（二）與產業結構升級進程相對應的經濟增長趨勢

根據經驗數據分析，在2000—2020年產業結構升級過程中，中國經濟增長出現了一些新的變化趨勢。

第一，經濟增長實現速度優先向高質量發展轉型。從時間線分析，以2011年為分界點，中國經濟發展先后經歷了“經濟增速優先”和“高質量發展”兩個階段。2000—2011年是增速優先階段。2008年爆發的國際金融危機嚴重沖擊了世界經濟，大多數國家經濟增速明顯回落，但在這個期間中國經濟獨占鰲頭，保持年均增速10.3%的高增長水平。2012年中國經濟增長開始減速，這一年經濟增速為7.9%，是2000年以來首次低于8%的增速。中國經濟減速是多種原因引起的，其中有中央政府主動降速、促進高質量發展的原因。2013年11月黨的十八屆三中全會通過的《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》提出“加快轉變經濟發展方式，加快建設創新型國家，推動經濟更有效率、更加公平、更可持續發展”，并強調“用制度保護生態文明環境”“形成人與自然和諧發展現代化建設新格局”（23）。經濟發展戰略和策略聚焦轉型，轉向高質量發展，經濟增長速度出現較為明顯的回落，2012—2020年各省份GDP增長的均值和中位數更多年份位于8%以下的區間內，這反映了中國經濟社會步入“新常態”，形成新發展格局。

第二，產業結構升級對中西部地區經濟增長的推動作用更明顯。21世紀以來，由于承接東部地區產業轉移、融入以發達地區為龍頭的區域經濟一體化（如安徽融入“長三角”）和自身產業結構調整升級，中西部經濟發展步伐明顯加快。從省份角度可以觀察到，內蒙古、重慶、西藏、陜西等中西部地區的經濟增長業績更加突出。同期東部沿海地區由于較高的基期數據，GDP增長率排名僅位于全國中游水平。21世紀以來東北三省經濟增速明顯滯后于全國平均水平，經濟增速均值在全國墊底，由此衍生出了人口外流、養老金缺口加大、招商引資困難等經濟社會問題。

第三，中國經濟步入平穩發展的“新常態”階段。根據國家統計局相關年份《中國統計年鑒》和國泰安數據庫31個省份主要宏觀經濟數據可以計算出2000—2020年全國31個省份經濟增長率的最大值、最小值和極差的變化趨勢。這些數據顯示，2000—2011年中國經濟處于高速增長階段，這個時期中國各省份GDP增長的最大值始終維持在較高水平，且極差值的波動相對穩定。2012年中國經濟進入減速階段，各省份GDP增速的極大值和極小值都明顯回落。與此同時，全國上下更重視發展方式轉變和高質量發展，更重視環境生態保護，通過供給側結構性改革優化產業結構和經濟結構，降低能源消耗和污染，中國經濟逐漸邁入可持續發展的“新常態”。

根據2000—2020年各省份在不同年度經濟增長率的最大值、最小值和極差的分布情況，可以看出，這個時期各省份經濟增長趨勢的主要特征是 GDP最大值、最小值的變動情況與全國經濟增長率的總體變動情況基本趨于一致，指標的極差值波動相對趨于平穩。其中西藏自治區GDP增速的極差值在31個省份中最小，這說明地處西南邊陲的西藏自治區經濟發展受外部因素沖擊的影響相對較小，發展速度在加快，經濟增長指標相對穩定。2009年山西省、2015年黑龍江省GDP出現負增長，導致這兩個省GDP極差出現不規律跳升。

三、產業結構升級與經濟增長的耦合協調性分析

根據國民收入核算的部門法（或生產法、增值法），一定時期一個經濟體的GDP是通過加總各產業部門的增加值得出的，可見經濟增長是建立在一定的產業結構基礎上的，產業結構與經濟增長之間存在著耦合協調關系，即相互依存相互影響的關系，以及協調性（協調程度）的高低。兩個變量之間相互依存、相互影響的程度可以借用軟件工程學中的耦合度來測量，協調程度可以用協調指數來衡量。本文設定“產業結構高級化程度—經濟增長率”耦合協調度，通過模型檢驗產業結構高級化與經濟增長之間的相互影響程度和協調程度。耦合協調度計算公式如下：

其中，C為系統耦合度，T為協調指數，D為耦合協調度，GJ為產業結構高級化程度，GR為地區經濟增長率。

本文選取2000—2020年各省份“產業結構高級化程度（GJ）”“經濟增長率（GR）”數據的平均值構建耦合模型，通過（2）、（3）、（4）式計算出耦合協調度。計算結果詳見表2。

根據耦合協調度D值的大小，本文把產業結構升級與經濟增長之間的耦合協調度劃分為10個等級（見下表3）。2000—2020年中國產業結構高級化與經濟增長之間的耦合協調度變化趨勢如圖1所示。

由表2和圖1可知，21世紀以來，除去2000年和2001年以及2020年，在其余的18個年份，“產業結構高級化程度”和“經濟增長率”兩項指標的耦合協調度都高于0.5，其中，高于0.7的有9個年份，2011年甚至高達0.9，耦合協調度表現為優等水平。2003—2019年這17年間，除了2015年的D值略低于0.6（0.592）以外，其余各年的D值都在0.6—0.9之間，表明產業結構升級與經濟增長之間的耦合協調度較高。可以猜想，如果沒有疫情，2020年的D值大概率會高于0.6。

這說明在2000—2020年期間的絕大多數年份，中國產業結構水平與經濟增長之間耦合協調性較好，二者之間相互影響的作用顯著：產業結構升級可以推動經濟增長，對其產生促進作用；反過來，地區經濟的持續快速增長也會引導資本和勞動力流向具有更高生產率、更高附加值的高技術產業，從而拉動產業結構水平的提升。

四、產業結構升級的經濟增長效應

在對產業結構升級與經濟增長耦合協調關系進行量化分析的基礎上，本文接下來對產業結構升級的經濟增長效應進行實證分析。

（一）實證模型構建

根據本文的研究視角，下面將經濟增長率作為被解釋變量，設置產業結構高級化程度為核心解釋變量，控制變量包括市場化程度、勞動力數量、教育水平、交通狀況、固定資產投資額、政府財政支出、城鎮化率、對外開放程度等指標。各變量名稱、符號、含義如下：

被解釋變量：經濟增長率（GR）。衡量地區（各省份）經濟發展的綜合指標，采用地區經濟增長率表示。

核心解釋變量：產業結構高級化程度（GJ）。由第二、第三產業產值在GDP中所占比重表示，用于衡量經濟增長的特征及發展方向。

控制變量：市場化程度（MA），選自王小魯等編著的《中國分省份市場化指數報告（2021）》中的各省份市場化指數（24）。勞動力數量（LF），用城鎮單位就業人員數量表示。教育水平（ED），由各省份財政支出中教育支出金額表示。交通狀況（RD），用運輸線路公路里程表示。固定資產投資額（FAI），用全社會固定資產投資額表示。政府財政支出（CB），用地方財政支出金額表示。城鎮化率（UR），用城鎮人口占總人口比重表示。對外開放度（OP），用進出口總額表示。

為了進行經濟增長影響因素實證分析，并探索各省份經濟增長的區域特征，本文構建面板數據模型，并考慮個體效應和時間效應，模型設定如下：

GRi，t=β0+β1GJi，t+∑jviXijt+ui+λt+εi，t（5）

其中，β0表示截距，β1表示變量系數，GRi，t表示i省份t年度的經濟增長率，GJi，t表示i省份t年度的產業結構高級化指數；Xijt表示控制變量；ui表示各省份經濟增長的個體效應，λt表示各省份經濟增長的時間效應，εi，t是隨機干擾項。

（二）數據來源和描述性統計結果

經濟增長率、交通狀況、固定資產投資、政府財政支出、常住人口、對外開放度等數據取自《中國統計年鑒》，勞動力數量、研發投入、教育水平等數據取自國泰安數據庫。核心解釋變量“產業結構高級化程度”根據（1）式計算得到。

本文采用Eviews8.0進行變量分析和統計描述，得到2000—2020年中國31個省份主要指標的描述性統計結果，見表4。表4中的數據反映出2000—2020年各省份的經濟增長率存在較大差異，產業結構高級化程度、市場化程度、教育水平、固定資產投資額、對外開放度等指標也存在顯著差異。

（三）實證分析

1. 基礎回歸模型

首先對經濟增長指標進行混合橫截面模型回歸，回歸統計結果見表5。表5中的結果反映出產業結構高級化程度、市場化程度、交通狀況、政府財政支出、城鎮化率、對外開放度的t檢驗結果顯著，在混合橫截面模型中對經濟增長具有較強的解釋作用，但勞動力數量、教育水平、固定資產投資額的t檢驗結果不顯著，表明這些變量對經濟增長的解釋作用不強。

2. 模型檢驗

為了進一步判斷經濟增長回歸模型是否應該選擇混合截面模型，本文接下來繼續使用Eviews8.0進行LR檢驗，結果如表6。

表6顯示，LR檢驗結果F統計值為2.3773，其伴隨概率為0.0001，且卡方統計值為71.8713，其伴隨概率為0.0000，可見F統計值和卡方統計值的伴隨概率均小于0.01。因此，為了科學地分析經濟增長的影響因素，應當采用個體時間效應模型。

在深入研究各省份經濟增長個體時間效應時，還需要進行固定效應或者隨機效應判斷，為此，本文進行Hausman檢驗，其結果見表7。

由表7可以看出，經濟增長實證模型Hausman檢驗的卡方值為32.8058，其伴隨概率為0.0001，這表明經濟增長實證模型應該采用個體固定效應模型，即選擇表5中的模型2。

在完成Hausman檢驗后，需要進一步確定固定效應模型中關于個體和時間因素的影響，回歸統計結果見表8。通過對比發現，三個模型中個體時間雙固定效應模型擬合優度最高，且核心解釋變量GJ及各控制變量的顯著性水平均較高，因此本文選用個體時間雙固定效應模型（即模型5）。

3. 異質性分析

（1）依據省份區位因素進行異質性分析。將31個省份劃分為沿海地區和內陸地區兩個觀察組，

通過回歸分析研究這兩個地區各變量的經濟增長效應及其機制和效果的差異。

由表9可知，產業結構高級化程度、政府財政支出和城鎮化率等變量的經濟增長效應顯著，沿海地區樣本組回歸擬合優度更高，并且產業結構升級和市場化程度對沿海地區經濟增長的促進作用更大。

（2）按照三大經濟區域進行異質性分析。表10顯示出核心解釋變量“產業結構高級化程度”對東中西部經濟增長的影響程度。總體上看產業結構升級對東部和中部地區的經濟增長影響較為顯著，西部地區的經濟增長更多地得益于固定資產投資的快速提升。

（3）依據核心變量指標進行異質性分析。為了進一步探討不同產業結構水平下各變量對各省份經濟增長的影響程度，本文對核心解釋變量“產業結構高級化程度”進行分省份分析，首先分別統計2000—2020年31個省份產業結構高級化程度指標的均值，然后依據均值大小進行排序，并劃分為三個研究樣本組。

“樣本組Ⅰ”為產業結構高級化程度較高的省份，“樣本組Ⅱ”和“樣本組Ⅲ”分別表示產業結構高級化程度居于中等水平和較低水平的省份。通過不同樣本組之間的分析對比，可以觀察到在產業結構水平較高的地區，產業結構升級對地區經濟增長的作用效果更加顯著，見表11。

（4）依據時間維度進行異質性分析。以2011年作為時間節點，將樣本數據劃分為“2000—2010年高速增長階段”（模型Ⅰ）和“2011—2020年平穩增長階段”（模型Ⅱ）兩個研究樣本組。

由下表12可知，在不同的發展階段，各變量對經濟增長的影響程度發生了明顯變化。具體來說，在2000—2010年的經濟高速增長階段，市場化水平、城鎮化和對外開放是推動中國經濟快速增長的重要原因。2011年之后，政府財政支出、勞動力數量等因素與經濟增長之間的相關性程度顯著提高。

在兩個樣本組中，核心解釋變量“產業結構高級化程度”的顯著性均維持在較高水平，表明產業結構升級的經濟增長效應明顯。而在“2011—2020年平穩增長階段”樣本組，統計系數和顯著性相對更高，這一趨勢預示著未來中國經濟增長將沿著發展高技術產業和產業結構不斷升級的方向前行。

（四）穩健性檢驗

下面對模型5的回歸結果（表8）進行穩健性檢驗。常用的穩健性檢驗方法包括增加變量法和工具變量法，兩種方法各有其優勢和不足。考慮到研究的需要和數據的可獲得性，本文擬采用工具變量法，將被解釋變量“經濟增長率”替換為“第二產業經濟增長率”構建回歸模型——“個體時間雙固定效應模型X”，變量調整后穩健性檢驗結果見表13。

通過回歸結果對比可以看出，核心解釋變量的系數、符號和顯著性水平與基準值呈現高度一致性，由此可以判斷回歸模型5是穩健的，可以進行最終的實證分析。

（五）內生性檢驗

如前所述，在理論和實踐上，產業結構升級和經濟增長都是相互依存相互影響的。一方面，產業結構升級會對經濟增長產生積極的推動作用，產業結構升級會優化資源配置、提升企業的生產效率和整個經濟的全要素生產率，從而推動經濟增長。另一方面，在經濟增長過程中，居民的收入會不斷提高，消費需求會增加，消費結構會調整變化，這將會推動企業進行研發創新，誘導新技術、新產品和新產業的產生，從而推動產業結構轉型升級。因此，從理論上看，產業結構升級對經濟增長的影響可能存在內生性問題。

為解決內生性問題，本文采用兩階段最小二乘回歸將產業結構高級化程度的一階滯后與其他控制變量作為解釋變量，構建新的可以替代產業結構高級化的工具變量，并將新的工具變量與其他控制變量作為解釋變量進行回歸處理，得出回歸結果如表14所示。

由表14可知，在內生性處理之前產業結構高級化程度對經濟增長的回歸系數為29.6317，通過兩階段最小二乘法內生性處理之后，產業結構高級化對經濟增長的回歸系數為19.9582。該數值與內生性處理之前的系數相比較符號沒有發生改變，且其數值變化也不是非常大。因此，本文認為個體時間雙固定效應模型（模型5）的內生性并不嚴重，可以使用個體時間雙固定效應模型對產業結構高級化影響經濟增長的程度進行分析。

（六）產業結構升級對經濟增長影響的中介效應分析

1. 中介變量的選取

在上述研究的基礎上，下面選取國泰安數據庫中31個省份2000—2020年“規模以上工業企業研發經費投入（R&D）”作為中介變量。通過中介效應檢驗方法，研究核心解釋變量“產業結構高級化程度”是否會通過中介變量R&D對被解釋變量“經濟增長率”產生中介效應，并測量中介效應的影響程度。

根據中介效應理論，自變量X通過中介變量M對因變量Y產生的影響即稱為中介效應。通過分析得出，自變量X對因變量Y產生影響的總效應為c，且總效應c可以分解為直接效應c'和間接效應（即中介效應）ab。結合本文研究內容，中介效應的影響途徑如圖2所示。

2. 模型構建與中介效應分析

對前面的面板模型進行優化，增加中介變量后的模型如下：

其中，中介變量R&Di，t表示i省份t年度規模以上工業企業研發經費投入；c'為核心解釋變量“產業結構高級化程度”作用于被解釋變量“經濟增長率”的直接效應；ab為“產業結構高級化程度”通過中介變量R&D對“經濟增長率”產生影響的間接效應；總效應c=c'+ab。中介效應回歸結果見下表15。

3. Sobel-Goodman檢驗

為了進一步測量中介效應影響程度，下面繼續進行Sobel-Goodman檢驗，結果如下表16所示。

通過Sobel-Goodman檢驗可以看到，產業結構高級化程度對經濟增長影響的總效應為11.4741，其中直接效應11.5540，間接效應-0.0799，間接效應與直接效應之比（ab/）為-0.0069。直接效應為正，表明產業結構升級對經濟增長具有顯著的促進作用；間接效應為負，反映出產業結構高級化并沒有通過帶動企業研發投入這一途徑來推動地區經濟增長。

進一步分析，中介效應模型b系數為正值，說明研發投入與經濟增長之間正相關，可以對其形成正向帶動。a系數為負，表明產業結構升級未能形成有效促進經濟增長的技術研發投入。研究結果顯示模型存在遮掩效應，反映出中國當前的經濟增長模式仍然存在較大的優化提升空間。

五、研究結論與政策啟示

本文分析了2000—2020年中國各省份產業結構升級和經濟增長的時間特征和變化趨勢，研究發現：2003年以來，中國產業結構與經濟增長的耦合協調度比2000—2002年平均提升了2—3個等級。其中，2010年和2011年耦合協調度最高，分別達到了良好和優秀等級；國際金融危機前的2007年和國際金融危機后的2011年，產業結構與經濟增長的協調度達到最高。在此基礎上，本文實證檢驗了21世紀以來中國產業結構升級的經濟增長效應，結果顯示：產業結構升級顯著促進了經濟增長；從回歸結果看，產業結構高級化程度回歸系數為29.6317，即產業結構高級化程度每增加1個百分點，經濟增長率會提高29.6317個單位；中介效應分析發現，產業結構高級化程度對經濟增長率的總效應為11.4741，即產業結構高級化程度每增加1個百分點，經濟增長率會提高11.4741個單位，其中，直接效應11.5540。不過，產業結構升級對經濟增長的促進作用呈現明顯的區域異質性，21世紀以來，中國產業結構高級化水平呈現自東部向西部的階梯分布狀態，但是東西部省份之間的產業結構高級化差距正在逐漸收斂。實證分析還發現，市場化程度、政府財政支持、固定資產投資、對外開放度均與經濟增長呈正相關關系，其中，市場化程度和對外開放度的回歸系數明顯大于政府財政支持和固定資產投資，這說明市場化改革和對外開放是促進中國經濟增長的兩個重要因素。

本文的研究結果表明，進一步推進改革開放和供給側結構性改革，持續推進產業結構特別是制造業轉型升級，大力發展戰略性新興產業和高技術產業，形成世界級先進水平的制造業集群，是中國經濟可持續發展和高質量發展的根本之道，應該堅定不移地走下去。產業結構升級的物質技術基礎源于自主創新和技術進步。本文的實證分析顯示，近些年中國產業結構升級對企業研發投入增長的拉動作用不明顯，R&D的間接效應甚至為-0.0799。這就提示我們，通過重塑激勵機制激發企業和科研機構對研發創新的積極性，加大研發投入、提高研發效率和自主創新能力，加大科技成果轉化應用力度，應是我國改革和發展的著力點之一。

近些年，中國產業結構高級化的區域差距正在收斂，但是縮小這種差距、提高產業結構區域協調性仍然有較大的空間。這表明，在大力發展新興產業和高技術產業過程中，應當通過產業轉移和新的產業布局來優化產業區域結構，為經濟增長釋放更多的結構性紅利。

注釋：

（1） 《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十二個五年規劃綱要》，《人民日報》2011年3月17日。

（2） 習近平：《決勝全面建成小康社會 奪取新時代中國特色社會主義偉大勝利 ——在中國共產黨第十九次全國代表大會上的報告》，人民出版社2017年版，第30—31頁。

（3） C. I. Jones， P. M. Romer， The New Kaldor Facts： Ideas， Institutions， Population， and Human Capital， American Economic Journal： Macroeconomics， 2010， 2（1）， pp.224-245.

（4） C. Echevarria， Changes in Sectoral Composition Associated with Economic Growth， International Economic Review， 1997， pp.431-452; R. Foellmi， J. Zweimüller， Structural Change， Engel’s Consumption Cycles and Kaldor’s Facts of Economic Growth， Journal of Monetary Economics， 2008， 55（7）， pp.1317-1328.阿爾伯特·赫希曼和威廉·杰克·鮑莫爾等人先后提出的非平衡（均衡）增長理論主要是分析經濟結構變化而不是產業結構變化對經濟增長（或發展）的影響。新結構經濟學強調用時間、空間、層次統一的五維空間結構方法解釋經濟現象，它所說的結構也主要不是產業結構。

（5） W. A. Lewis， Economic Development with Unlimited Supplies of Labour， The Manchester School， 1954， pp.139-191.

（6） C. Echevarria， Changes in Sectoral Composition Associated with Economic Growth， International Economic Review， 1997， pp.431-452.

（7） P. Temin， A Time-Series Test of Patterns of Industrial Growth， Economic Development and Cultural Change， 1967， 15（2）， pp.174-182.

（8） M. Peneder， Industrial Structure and Aggregate Growth， Structural Change and Economic Dynamics， 2003， 14（4）， pp. 427-448.

（9） 蔣振聲、周英章：《經濟增長中的產業結構變動效應：中國的實證分析與政策含義》，《財經論叢（浙江財經學院學報）》2002年第3期。

（10） 劉志彪、安同良：《中國產業結構演變與經濟增長》，《南京社會科學》2002年第1期。

（11） 王蒙、劉剛：《中國產業結構與經濟增長研究：一個經濟增長分解框架》，《社會科學輯刊》2017年第4期。

（12） 蘇斌、丁文婷：《產業結構升級對經濟高質量發展的影響研究》，《山東工商學院學報》2021年第6期。

（13） 王青、劉亞男：《產業結構升級對經濟高質量發展的影響研究——“雙循環”視角下的實證研究》，《遼寧大學學報》（哲學社會科學版）2021年第3期。

（14） 劉偉、張輝：《中國經濟增長中的產業結構變遷和技術進步》，《經濟研究》2008年第11期。

（15） 付凌暉：《 我國產業結構高級化與經濟增長關系的實證研究》，《統計研究》2010年第8期。

（16） 干春暉、鄭若谷：《改革開放以來產業結構演進與生產率增長研究——對中國1978—2007年“結構紅利假說”的檢驗》，《中國工業經濟》 2009年第2期。

（17） 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》， 《經濟研究》2011年第5期。

（18） 于斌斌：《產業結構調整與生產率提升的經濟增長效應——基于中國城市動態空間面板模型的分析》，《中國工業經濟》2015年第12期。

（19） 張明、胡壯程、薛澤帥：《 產業高級化對經濟增長的作用研究——基于我國產業結構演進的實證分析》，《貴州財經大學學報》? 2019年第2期。

（20） 車明好、鄧曉蘭、陳寶東：《產業結構合理化、高級化與經濟增長：基于門限效應的視角》，《管理學刊》2019年第4期。

（21） 張蕊、李安林、李根：《我國產業結構升級與經濟增長關系研究——基于地區和時間異質性的半參數平滑系數模型》，《經濟問題》2019年第5期。

（22） 鐘肖英、謝如鶴：《產業結構調整與中國經濟增長方式轉變——基于240個城市數據的空間計量分析》，《技術經濟與管理研究》2021年第5期。

（23） 《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》，《人民日報》2013年11月16日。

（24） 參見王小魯、胡李鵬、樊綱：《中國分省份市場化指數報告（2021）》，社會科學文獻出版社2021年版。