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—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；格兰杰因果关系一、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——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——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——产出比率有关。

索洛修改了哈罗德——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。

Chenery 3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)检验、Augmented Dickey-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：11pt t i t i t i y y t y u γαδβ--=∇=+++∇+∑t y 为待检验的时间序列，α为常数项，t 为时间趋势，p为滞后值，t u 为白噪声，原假设为0H ：0γ=，即t y 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p 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p 。

（二）变量间协整关系检验如果时间序列12,,...,t t nt y y y 都是d 阶单整，即()I d ，若存在一个向量12(,,...,)n αααα=，使得()t y I d b α'- ，这里12,...,(,)t t t nt y y y y =，0d b ≥≥，则称序列12,,...,t t nt y y y 是(,)d b 阶协整，记为(,)t y CI d b ，α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t x 和t y 若均为d 阶单整，用一个变量对另一个变量回归，即有：t t t y x αβε=++用α∧和β∧表示回归系数估计值，则模型残差估计值为：t t y x εαβ∧∧∧=--若(0)I ε∧ ，则t x 和t y 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。