馬長沙

摘 要：根據資源密集程度不同進行分析，產業(yè)分為勞動密集型、資本密集型、技術密集型和知識密集型的產業(yè)。文章用計量模型分別估計了廣東省和浙江省的要素貢獻率，結果表明，廣東產業(yè)的資本密集程度較高，但其資本密集型產業(yè)發(fā)展仍處于初級階段，而浙江產業(yè)的勞動密集程度較高。因此，廣東省未來產業(yè)結構優(yōu)化升級的方向是進一步發(fā)展資本密集型產業(yè)，同時注重高新技術產業(yè)的發(fā)展；而浙江省產業(yè)政策方向應該是發(fā)展資本密集型產業(yè)，這與之前多數學者提出的浙江省應發(fā)展高新技術產業(yè)的政策建議是不同的。

關鍵詞：要素貢獻率；產業(yè)結構；產業(yè)政策

1 引言

現(xiàn)代經濟增長與產業(yè)結構變動之間的互動是經濟學研究的內容之一，這主要體現(xiàn)在三個方面：（1）產業(yè)結構狀態(tài)是經濟增長的決定條件之一（2）在經濟增長過程中，產業(yè)結構隨之演變。（3）產業(yè)結構合理性和應變能力是經濟增長質量與持續(xù)性基礎。合理且調整及時的產業(yè)結構可以促進經濟增長，否則，就可能造成經濟增長的萎縮和停滯。產業(yè)結構調整的實質就是資源在各個產業(yè)之間的重新配置，通過分析生產要素對經濟增長的貢獻率，可以清晰地看出一個經濟體現(xiàn)階段的產業(yè)結構是以哪一種資源密集型為主的，進而可以清晰地指出該經濟體產業(yè)結構未來調整的方向。近年來，尤其是2008年國際金融危機以后，我國沿海地區(qū)省份的經濟遭受到了重大打擊，產業(yè)結構優(yōu)化升級的問題已經刻不容緩。廣東省和浙江省同處于沿海地區(qū)，產業(yè)結構相似，兩者之間有較大的可比性，2011年廣東和浙江地區(qū)生產總值產業(yè)構成比例分別為5.0：49.7：45.3和4.9：51.2：43.9。因此，兩省作為沿海地區(qū)的兩個代表性省份，它們的產業(yè)結構升級路徑值得研究。

2 文獻評述和問題提出

關于沿海地區(qū)現(xiàn)階段進行產業(yè)升級的必要性，學術界的觀點比較一致，并且認為生產要素相對價格的變化是產業(yè)結構進行調整升級的一個重要原因。廣東省和浙江省作為沿海地區(qū)的兩個代表性省份，它們進行產業(yè)結構優(yōu)化升級的必要性是毋庸置疑的。盡管如此，兩省卻面臨不同的產業(yè)結構問題。廣東省現(xiàn)階段的產業(yè)結構問題主要是結構失調、產業(yè)層次較低以及區(qū)域經濟發(fā)展不平衡等問題。其中，結構失衡主要是指產業(yè)結構調整相對于廣東省的經濟發(fā)展水平滯后。羅必良（2007）根據著名經濟學家霍利斯.錢納里提出的一個與不同經濟發(fā)展水平相對應的“標準產業(yè)結構”，指出廣東省2006年“二三一”的產值結構處于工業(yè)化中期，與當年的廣東省GDP所處的工業(yè)化后期存在很大差距。產業(yè)層次較低是指三個產業(yè)的產品附加值和技術水平都較低。區(qū)域經濟發(fā)展不平衡是廣東省產業(yè)結構的另一個重要特征，廣東省四大區(qū)域（珠江三角洲、東翼、西翼、粵北山區(qū)）產業(yè)發(fā)展不平衡，第二產業(yè)和第三產業(yè)主要分布在珠三角地區(qū)，尤其是廣州和深圳等大城市占據了其中的很大一部分。趙丹妮（2010）指出2008年珠三角地區(qū)的第二產業(yè)占全省的比重為79.8%，第三產業(yè)所占比重為84%。與廣東省產業(yè)結構相比，浙江省產業(yè)結構同樣存在產業(yè)結構調整滯后和產業(yè)層次較低的問題，不同的是浙江省并不存在像廣東那樣產業(yè)區(qū)域發(fā)展不平衡的問題，卻存在占絕對多數的中小企業(yè)對產業(yè)升級的約束和阻礙問題。沈萍萍、卜慶軍、汪少華（2010）指出浙江省中小企業(yè)以傳統(tǒng)產業(yè)為主，傳統(tǒng)產業(yè)易復制的特點在浙江省得到了充分發(fā)揮，對浙江省經濟發(fā)展做出了巨大貢獻，但卻存在生命周期短，技術水平低等問題，是浙江省產業(yè)升級的一個很重要的制約因素。然而，根據所掌握的文獻，多數學者看到了兩省產業(yè)結構優(yōu)化升級中存在的相同問題，卻忽略了兩省之間存在的不同問題，并據此為兩省提出了發(fā)展高新技術產業(yè)的產業(yè)政策建議。

在分析廣東省和浙江省的產業(yè)升級路徑時，認識到兩省產業(yè)結構之間的異同非常重要，這是分析兩省產業(yè)升級路徑的起點。通過對兩省的生產要素對經濟增長的貢獻率進行分析，我們可以對兩省產業(yè)結構之間的不同有一個非常直觀和清晰的認識。但已掌握文獻中，既沒有從要素對經濟貢獻率的角度分析過廣東和浙江省的產業(yè)結構，也沒有對兩省的產業(yè)結構進行過直接的比較分析。本文將建立計量模型分別估計兩省的要素貢獻率并將兩省的回歸結果進行比較分析，最后在此基礎上提出適合于兩省的不同的產業(yè)政策。

3 模型與計量分析

3.1 模型說明

經濟增長是由生產要素的數量和質量以及它們的組成方式決定的。經濟活動中的生產要素一般包括物質資本、勞動力和其它要素構成的全要素，其中技術和制度是全要素中最重要的兩個要素。要素貢獻率指的是生產要素對經濟總產出的貢獻份額，如果一個經濟體的人力資本貢獻率較高，那么這個經濟體的產業(yè)是以勞動密集型為主的；物質資本貢獻率較高的經濟體的產業(yè)是以資本密集型為主的；而全要素貢獻率較高的經濟體擁有較高的經濟發(fā)展水平，技術等要素在該經濟體中扮演了重要的角色。

用計量模型進行要素貢獻率的估計主要有兩個生產函數可以選擇，一是索羅模型的生產函數： （）；另一個是傳統(tǒng)的柯布—道格拉斯生產函數：。如果使用索羅模型的生產函數，那么總體回歸方程一般都是才采取Mankiw，David Romer和Weil推導的方程形式：

，這一回歸方程要求的

數據樣本比較大，一般樣本容量大于60時，回歸結果才比較好。但是由于我國的經濟數據時段性比較強，無法獲得樣本容量比較大的完整的時間序列數據，因此用索羅模型的生產函數計量效果比較差。鑒于此原因，本文最終選擇柯布—道格拉斯生產函數作為模型的生產函數。

傳統(tǒng)的柯布—道格拉斯生產函數為：

（1）

其中，Y為產出，K為物質資本投入，L為勞動投入，A為常數。α和β分別為資本和勞動的產出彈性，也可以分別理解為資本和勞動對經濟的貢獻率。

式兩邊取對數，則可得：

（2）

其中，c為常數，那么總體回歸方程為：

（3）

ε為隨機誤差項

（3）式即為本文的基礎回歸方程。回歸要對c、α和β進行估計，顯然，α和β要大于0，且兩者之和不能顯著地大于1。

3.2 數據來源

廣東省和浙江省的數據分別來源于《廣東省統(tǒng)計年鑒》和《浙江省統(tǒng)計年鑒》。廣東省的數據樣本容量為25，取1987-2011年的數據，全部為時間序列數據。浙江省的數據樣本容量為20，取1992-2011年的數據，全部為時間序列數據。生產函數中，產出用各年的GDP來表示，K用各年年末資本總額來表示，L用各年年末從業(yè)人員人數來表示。

3.3 回歸結果

1、廣東省回歸結果

運用Eviews7.0的經濟計量軟件和廣東省數據對（3）式進行OLS回歸，結果如下：

（4.417590） （19.56314） （2.736527）

其中，括號內的數字表示t統(tǒng)計量，下面對以上回歸結果進行檢驗：（1）經濟學意義檢驗：α和β均大于0，但對α+β=1進行線性約束檢驗的結果顯示，其相應的t統(tǒng)計量的值為2.724124，大于臨界值2.074，且P值為0.0124，這表明α+β值顯著地大于1，和經濟現(xiàn)實不相符。（2）統(tǒng)計學檢驗：判決系數為0.996705，通過擬合優(yōu)度檢驗；F值為3327.342，通過總體顯著性檢驗；回歸方程的回歸系數均顯著，通過了t檢驗。這些檢驗結果表明物質資本和勞動投入對國內生產總值有整體的解釋意義。（3）計量經濟學檢驗：D-W統(tǒng)計量結果為0.919353，小于德賓-沃森檢驗統(tǒng)計量的臨界值dL=1.10，說明回歸方程的殘差存在序列相關性，該回歸方程的參數估計在統(tǒng)計意義上不可置信。以上檢驗結果表明，回歸方程（3）的回歸結果存在問題，必須對其進行調整。

為了解決上述問題，在方程中加入滯后一期的GDP這一新的解釋變量，總體回歸方程變?yōu)椋?/p>

（4）

對（4）式進行OLS回歸， 結果如下：

（6.096692）（8.059719） （3.670437） （11.26201）

其中，括號內的數字表示t統(tǒng)計量，接下來對以上回歸結果進行檢驗：（1）經濟學意義檢驗：α和β均大于0，且α值為0.380024，β值為0.376084，兩者之和為0.756081，明顯小于1，具有經濟學意義。（2）統(tǒng)計學檢驗：判決系數為0.999483，通過擬合優(yōu)度檢驗，且該判決系數高于（3）式回歸的判決系數，擬合優(yōu)度有所提高；F值為12882.82，通過總體顯著性檢驗，且該F值高于（3）式回歸的F值，總體顯著性提高；回歸方程的回歸系數均顯著，通過t檢驗。這些檢驗結果表明物質資本和勞動投入對國內生產總值有整體的解釋意義。（3）計量經濟學檢驗：D-W統(tǒng)計量結果為1.561613，大于德賓-沃森檢驗統(tǒng)計量的臨界值dU=1.54，因此不存在序列相關性問題。

2、浙江省回歸結果

運用Eviews7.0的經濟計量軟件和浙江省數據對（3）式進行OLS回歸，結果如下：

（-0.900830） （18.54717） （2.532839）

其中，括號內的數字表示t統(tǒng)計量。下面對以上回歸結果進行檢驗：（1）經濟學意義檢驗：α和β均大于0，但α+β值為1.616289，明顯地大于1，與經濟現(xiàn)實不相符。（2）統(tǒng)計學檢驗：判決系數為0.993228，通過擬合優(yōu)度檢驗；F值為1246.753，通過總體顯著性檢驗；ln（K）與ln（L）的回歸系數均顯著，通過了t檢驗，但是常數項不顯著。（3）計量經濟學檢驗：D-W統(tǒng)計量結果為0.682188，明顯地存在序列相關性問題，該回歸方程的參數估計在統(tǒng)計意義上不可置信。以上檢驗結果表明，回歸方程（3）的回歸結果存在問題，必須對其進行調整。

為解決上述出現(xiàn)的問題，在回歸方程中加入滯后一期的GDP這一新的解釋變量，新的回歸方程和廣東省的回歸方程相同，即為（4）式：

對（4）式進行OLS回歸，結果如下：

（3.410003） （5.533689） （5.688592） （12.16841）

其中，括號內的數字表示t統(tǒng)計量，接下來對以上回歸結果進行檢驗：（1）經濟學意義檢驗：α和β均大于0，且對α和β進行α+β=1的線性約束檢驗，結果顯示相應的t統(tǒng)計量的值為0.313733，小于臨界值2.131，p值為0.7580，通過線性約束檢驗。（2）統(tǒng)計學檢驗：判決系數為0.999238，通過擬合優(yōu)度檢驗，且該判決系數高于（3）式回歸的判決系數，擬合優(yōu)度有所提高；F值為6559.034，通過總體顯著性檢驗，且該F值高于（3）式回歸的F值，總體顯著性提高；回歸方程的回歸系數均顯著，通過t檢驗。這些檢驗結果表明物質資本和勞動投入對國內生產總值有整體的解釋意義。（3）計量經濟學檢驗：D-W值為2.267350，大于德賓-沃森檢驗統(tǒng)計量的臨界值dU=1.55，通過序列相關性檢驗，不存在序列相關性問題。

以上回歸結果還有一個重要特點，那就是回歸結果中l(wèi)n（L）的回歸系數較高，這一說明ln（L）和ln（Y）之間可能存在因果關系，因此有必要對產出ln（Y）和ln（L）進行格蘭杰因果關系檢驗。

3、浙江省產出與勞動投入的格蘭杰因果關系分析

（1）單位根檢驗

對ln（Y）和ln（L）進行ADF檢驗，結果如表1所示：

由表1可知，ln（Y）和ln（L）的一階差分都是不平穩(wěn)的，二階差分都是平穩(wěn)的，可以判定它們都為二階單整序列，可以進行協(xié)整檢驗。

（2）協(xié)整關系檢驗

建立ln（Y）和 ln（L）之間的帶有常數項的回歸方程，進行OLS回歸，回歸結果如下：

（-6.730689） （10.35270）

對殘差估計值進行ADF檢驗，結果如表2所示：

表2：殘差ADF檢驗結果

ADF test statistic

-8.014561 t-Statistic Prob.*

0.0000

臨界值 1%水平 -4.616209

5%水平 -3.710482

10%水平 -3.297799

由表2可知，變量ln（Y）和ln（L）之間存在協(xié)整關系，可以進行格蘭杰因果關系檢驗。

（3）格蘭杰因果關系檢驗

檢驗結果如表3所示：

由表3可知，在5%的顯著水平且滯后1期的情況下，拒絕“l(fā)n（L）不是ln（Y）的格蘭杰原因”的原假設，在滯后5期的情況下，接受原假設。這說明，勞動投入在短期是浙江省產出的格蘭杰原因，在長期不是。而產出無論在短期還是長期都不是勞動投入的格蘭杰原因。這一結果說明浙江省的產業(yè)鏈比較短，這一情況和浙江省中小企業(yè)的經營有很大的關系，浙江省的中小企業(yè)數量在浙江省占有絕對優(yōu)勢，并且這些中小企業(yè)都是以傳統(tǒng)產業(yè)為主，而這些傳統(tǒng)產業(yè)一般資本投入量少，技術含量低，生命周期短。沈萍萍、卜慶軍、汪少華（2010）在所調研的浙江省76家中小企業(yè)中，最長的企業(yè)壽命為55年，平均壽命為10年。在如此短壽命的企業(yè)里，是不可能有大量資金的投入和科研投入的，勞動投入也不會對經濟增長有長期的效應。

表3：ln（Y）和ln（L）之間Granger因果關系檢驗結果

滯后階數 原假設 F統(tǒng)計值 P值

1 ln（L）不是ln（Y）的Granger原因 20.3119 0.0004

ln（Y）不是ln（L）的Granger原因 3.33535 0.0865

5 ln（L）不是ln（Y）的Granger原因 1.53027 0.3506

ln（Y）不是ln（L）的Granger原因 2.74820 0.3968

5 結論及建議

5.1 結論

1、廣東省的資本和勞動對產出的貢獻率基本相同，分別38.0024%和37.6804%，浙江省的資本和勞動對產出的貢獻率分別為26.3929%和77.4656%。這一計量結果說明廣東產業(yè)的資本密集程度較高，而浙江產業(yè)的勞動密集程度較高，勞動投入對浙江省的產出有著較大的促進作用。但是廣東的資本密集型產業(yè)還沒有發(fā)展到比較成熟的階段，因為資本和勞動對產出的貢獻率基本相等，資本貢獻率并沒有明顯高于勞動對產出的貢獻率。

2、浙江省產出和勞動投入在短期內存在格蘭杰因果關系，勞動投入是產出的格蘭杰原因。這一計量結果說明浙江省的勞動投入對其產出只有短期的帶動作用，這是因為浙江多數勞動密集型企業(yè)的資本投入量少，技術含量低，生命周期短。

5.2 政策建議

1、廣東產業(yè)已經開始從以勞動密集型為主的階段過渡到資本密集型階段，但資本密集型產業(yè)的發(fā)展還處于初級階段，因此需要進一步發(fā)展資本密集型產業(yè)。與浙江相比，廣東的大中型企業(yè)較多，資本實力相對雄厚，容易形成規(guī)模經濟，這是廣東發(fā)展資本密集型產業(yè)的優(yōu)勢。與此同時，廣東還應該注重技術密集型產業(yè)的發(fā)展，技術是經濟發(fā)展的源泉，廣東省政府在制定產業(yè)政策時應該高瞻遠矚，對技術密集型產業(yè)的發(fā)展給予引導和扶持，這樣才能實現(xiàn)經濟的長期可持續(xù)發(fā)展。

2、浙江產業(yè)仍以勞動密集型為主，產業(yè)結構優(yōu)化升級的方向應該是向資本密集型產業(yè)發(fā)展。浙江省企業(yè)以民營中小企業(yè)為主，面臨著融資困難、生產成本高和自主能力不足等問題，這是浙江省產業(yè)至今仍為勞動密集型的一個重要原因，也是浙江發(fā)展資本密集型產業(yè)所遇到的困難。雖然如此，浙江省還是具備向資本密集型產業(yè)轉變的條件的，根據《浙江省統(tǒng)計年鑒》和《廣東省統(tǒng)計年鑒》，2011年，浙江省經濟總量達到3.2萬億元 ，排名全國第二，人均生產總值為59249元，高于廣東省同年人均生產總值50807元，這說明浙江整體資本實力雄厚，具備向資本密集型產業(yè)轉變的條件。政府在此過程中應做好引導和扶持工作，對資本需要量大、規(guī)模經濟顯著的行業(yè)，政府應采取各種政策措施，積極鼓勵企業(yè)加大資本的投入，逐步形成規(guī)模經濟，把企業(yè)做大做強，形成擁有知名品牌的大型企業(yè)。

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