彭穗生

（1.中共遂溪縣委黨校，廣東遂溪 524300；2.遂溪縣行政學校，廣東遂溪 524300）

產(chǎn)業(yè)結構升級與經(jīng)濟增長的路徑機理
——基于廣東1979—2011年的面板數(shù)據(jù)

彭穗生1，2

（1.中共遂溪縣委黨校，廣東遂溪 524300；2.遂溪縣行政學校，廣東遂溪 524300）

傳統(tǒng)增長理論強調(diào)產(chǎn)業(yè)貢獻的作用，隨著產(chǎn)業(yè)結構升級，已經(jīng)不能充分解釋經(jīng)濟增長。新經(jīng)濟增長理論強調(diào)產(chǎn)業(yè)貢獻率的作用，以廣東1979—2011年的面板數(shù)據(jù)，實證檢驗改革開放33年來廣東產(chǎn)業(yè)結構升級與經(jīng)濟增長的路徑機理，結果顯示，三次產(chǎn)業(yè)升級對產(chǎn)業(yè)貢獻率均有正向作用，但彈性大小并不相同，三者的協(xié)同作用推動經(jīng)濟增長。

產(chǎn)業(yè)結構；產(chǎn)業(yè)貢獻率；經(jīng)濟增長

經(jīng)濟增長在亞當·斯密創(chuàng)立現(xiàn)代經(jīng)濟學200多年來一直是經(jīng)濟學研究最激動人心的領域，正如沒有比經(jīng)濟增長創(chuàng)造的巨大財富使人類生活水平巨大飛躍更加有意義。多次大規(guī)模的產(chǎn)業(yè)革命中產(chǎn)業(yè)技術進步和產(chǎn)業(yè)分化詮釋了經(jīng)濟增長的大部分問題。正如西蒙·庫茲涅茨所言，國內(nèi)生產(chǎn)總值及其組成成分在探索各國現(xiàn)代經(jīng)濟增長的普遍和變異特征時，是必不可少的［1］。隨著時代的發(fā)展，增長理論也經(jīng)歷了不斷的演變過程，羅伯特J·巴羅和哈維爾·薩拉伊馬丁認為，新增長理論使得遞增報酬、人力資本、研究與開發(fā)、干中學和外部性等成為經(jīng)濟增長討論的中心［2］。新增長理論更加強調(diào)結構性，林毅夫認為新經(jīng)濟增長本質(zhì)上是技術、產(chǎn)業(yè)不斷創(chuàng)新，結構不斷變化的過程。新增長理論認為經(jīng)濟結構外生決定，強調(diào)市場失靈及政府在改變經(jīng)濟結構、促進經(jīng)濟發(fā)展中的作用［3］。產(chǎn)業(yè)結構是經(jīng)濟結構的重要組成部分，正如衡量經(jīng)濟指標，產(chǎn)業(yè)指標成為重要的參考標準。政府在產(chǎn)業(yè)規(guī)劃和治理產(chǎn)業(yè)組織等方面發(fā)揮著重要作用，結構主義所主張的以政府主導產(chǎn)業(yè)結構升級的政策在中國取得成功，對政府主導下新產(chǎn)業(yè)增長有積極的意義。

一、理論模型構建

新增長理論來源于傳統(tǒng)增長模型的擴展，然而隨著經(jīng)濟全球化，傳統(tǒng)增長理論已經(jīng)不能很好地解釋現(xiàn)代社會經(jīng)濟發(fā)展過程中出現(xiàn)的種種現(xiàn)象。理論和現(xiàn)實之間的矛盾促使學者探求現(xiàn)代增長理論，以更好地解釋增長問題。現(xiàn)代增長理論經(jīng)歷了由技術外生增長到內(nèi)生增長，市場結構由完全競爭到壟斷競爭的演變。在探索經(jīng)濟增長的擴展時需要從最初的兩要素增長模型開始。

為此，構建增長的一個兩要素模型，用y代表國內(nèi)生產(chǎn)總值，A代表勞動效率，K代表資本，L代表勞動，α代表資本的規(guī)模效應系數(shù)，β代表勞動的規(guī)模效應系數(shù)，兩要素經(jīng)濟增長模型可以表示為：

通過對公式（1）進行分解，得到：

進一步整理，公式（1）可以化簡成以下形式：

公式（4）為傳統(tǒng)兩要素增長模型的簡單表述，表明勞動效率A、資本K和勞動L共同解釋經(jīng)濟增長。新增長理論對增長問題考察時，更強調(diào)非觀測指標的意義，結構或貢獻率等指標被認為是研究切入點，更強調(diào)軟要素和非直接觀測指標對增長的貢獻，資源稟賦、產(chǎn)業(yè)集聚、經(jīng)濟地理等被納入到模型中。產(chǎn)業(yè)結構升級對經(jīng)濟增長的作用機理比較復雜，學者邵帥和楊莉莉?qū)Y源詛咒命題的內(nèi)涵及假說描述進行修正和補充的基礎上對資源詛咒效應的傳導機制進行了實證考察［4］，認為資源稟賦也可能對增長產(chǎn)生負效應，為了考察產(chǎn)業(yè)結構升級在這樣的進程中的作用，用產(chǎn)業(yè)貢獻效率等非直接觀測指標來考察增長問題，彭國華從部門這個角度分析中國地區(qū)經(jīng)濟的增長和差異問題，考察工業(yè)和其他第三產(chǎn)業(yè)對省區(qū)勞動生產(chǎn)率增長的貢獻，認為中國省區(qū)經(jīng)濟增長有顯著的發(fā)散，但省區(qū)發(fā)散并不意味著每個部門都發(fā)散［5］。用產(chǎn)業(yè)貢獻率替換國內(nèi)生產(chǎn)總值，如式（5）所示：

對產(chǎn)業(yè)結構升級對經(jīng)濟增長貢獻進行考察，黃永興和徐鵬對產(chǎn)業(yè)集聚影響因素及其溢出效應進行實證分析，認為沿海區(qū)位和資源稟賦優(yōu)勢促進產(chǎn)業(yè)集聚，政府財政支持對產(chǎn)業(yè)集聚有正面影響［6］。黃茂興和李軍軍認為應針對不同省域經(jīng)濟、技術的發(fā)展水平以及待選技術系統(tǒng)在省域內(nèi)能力儲量的積累程度來選擇合適技術構建技術選擇、產(chǎn)業(yè)結構升級與經(jīng)濟增長的關系模型分析技術選擇、產(chǎn)業(yè)結構升級與促進經(jīng)濟增長的內(nèi)在關系［7］。鄭若谷、干春暉和余典范將產(chǎn)業(yè)結構和制度引入到隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)的分析框架，探討產(chǎn)業(yè)結構和制度對經(jīng)濟增長的影響［8］。陳體標從生產(chǎn)技術角度構建多部門的經(jīng)濟增長模型［9］。借鑒以上學者的研究，用產(chǎn)業(yè)結構指標代替資本K和勞動L對國內(nèi)生產(chǎn)總值y的作用，衡量產(chǎn)業(yè)貢獻問題，用產(chǎn)業(yè)結構指標χ代替K和L，對系數(shù)賦值B，用ε代替隨機變量ln A，如式（6）和（7）所示：

至此，模型初步建立，如式（8）所示：

公式（8）表明產(chǎn)業(yè)結構升級的重要性，產(chǎn)業(yè)結構升級對經(jīng)濟增長貢獻的內(nèi)部機理得到新的考察，由于產(chǎn)業(yè)結構升級最初來源于產(chǎn)業(yè)的集聚，集聚來源于政府的行政治理。因為產(chǎn)業(yè)集聚在不同區(qū)域存在差異，并推動區(qū)域的產(chǎn)業(yè)結構升級，以地區(qū)數(shù)據(jù)進行實證研究。

二、數(shù)據(jù)來源與分析

不同地方政府的異質(zhì)性決定治理手段的不同。改革開放以來中國政府對地方政府的改革激勵并不一致，導致了沿海和內(nèi)陸地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的巨大差異。黃利秀認為江蘇沿海開發(fā)上升為國家發(fā)展戰(zhàn)略，為江蘇沿海經(jīng)濟的崛起提供了難得的歷史機遇，為解釋江蘇沿海經(jīng)濟空間的形成機制和江蘇沿海開發(fā)戰(zhàn)略的實施提供了理論支撐［10］。與江蘇相比，廣東產(chǎn)業(yè)結構升級更具代表性，因為改革開放的試驗田首先從廣東開始，廣東是改革開放的排頭兵。因此決定采用廣東的產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)，為了考察產(chǎn)業(yè)結構指標，采用三大產(chǎn)業(yè)總值分別占地區(qū)生產(chǎn)總值比重作為產(chǎn)業(yè)結構的衡量標準，用公式（9）表示：

其中It代表某時期的產(chǎn)業(yè)總值，CDPt代表某時期的地區(qū)生產(chǎn)總值。廣東三大產(chǎn)業(yè)結構變化趨勢如圖1所示：

圖1 廣東三大產(chǎn)業(yè)結構變化趨勢

圖1 顯示廣東產(chǎn)業(yè)結構變化具有一定的規(guī)律性：在改革開放初期，由于中國實行計劃經(jīng)濟，產(chǎn)業(yè)結構并沒有顯示太大差異，隨著改革開放的深入，產(chǎn)業(yè)結構在升級經(jīng)歷趨同、趨異再到趨同的過程。趨同首先表現(xiàn)在改革開放初期階段，這一時期改革開放是漸進的；趨異表現(xiàn)在1990年代中央政府重大決策后，這一時期的歷史事件表現(xiàn)在鄧小平1992年在廣東的南巡講話；再次趨同則表現(xiàn)在產(chǎn)業(yè)結構升級到一定階段后的穩(wěn)態(tài)過程，是產(chǎn)業(yè)高級化的趨同，表現(xiàn)在第二、三產(chǎn)業(yè)協(xié)同高級化，第一產(chǎn)業(yè)處在較低結構的位置。為了區(qū)分這三個階段，可以從三個時間段來分析，這三個時間段分別為1979—1992年，1993—2000年，2001—2011年。1979年廣東三大產(chǎn)業(yè)結構分別為：31.82∶43.78∶24.39；1993年廣東三大產(chǎn)業(yè)結構分別為：16.10∶49.14∶34.75；2011年廣東三大產(chǎn)業(yè)結構分別為：5.01∶49.70∶45.29。對這樣的演變過程，有學者從制度性視角進行了解釋，認為是一種制度性產(chǎn)業(yè)結構趨同。林民書和劉名遠認為制度性產(chǎn)業(yè)結構趨同是由于現(xiàn)行制度缺陷原因而非經(jīng)濟資源稟賦因素造成的［11］。產(chǎn)業(yè)結構升級對經(jīng)濟增長最直觀的表現(xiàn)是地區(qū)生產(chǎn)總值的提高，但是產(chǎn)業(yè)結構升級在推動經(jīng)濟增長時最重要過程在于產(chǎn)業(yè)結構升級對經(jīng)濟增長的貢獻，也就是提高經(jīng)濟增長的效率。改革開放和南巡事件作為一項制度性治理政策是廣東產(chǎn)業(yè)結構升級路徑的根本原因。這一過程用產(chǎn)業(yè)貢獻率來表示，產(chǎn)業(yè)貢獻率用公式（10）表示：

其中，It－It－1代表產(chǎn)業(yè)總值增量，CDPt－CDPt－1代表地區(qū)生產(chǎn)總值增量。廣東三大產(chǎn)業(yè)貢獻率變化趨勢如圖2所示：

圖2 廣東三大產(chǎn)業(yè)貢獻率變化趨勢

圖2 顯示產(chǎn)業(yè)貢獻率與產(chǎn)業(yè)結構變化的相似性，也經(jīng)歷了趨同、趨異再到趨同的變化過程，通過數(shù)據(jù)的描述性初步驗證了構建的理論模型的合理性。三大產(chǎn)業(yè)貢獻率也采用1979、1993和2011年的數(shù)據(jù)進行對比分析，1979年廣東三大產(chǎn)業(yè)貢獻率分別為：30.01∶16.62∶53.37；1993年廣東三大產(chǎn)業(yè)貢獻率分別為：2.07∶72.01∶25.91；2011年廣東三大產(chǎn)業(yè)貢獻率分別為：2.08∶52.67∶45.2。為了進一步對理論和模型進行研究，下面對廣東的實證模型進行構建和估計。

三、模型的實證估計

對產(chǎn)業(yè)結構升級和經(jīng)濟增長進行模型構建和實證研究，結合模型（8），構建產(chǎn)業(yè)結構升級對經(jīng)濟增長貢獻的模型如式（11）所示：

其中，CONi表示第i產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻率，作為被解釋變量，COMi表示第i產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值占CDP的比重，作為解釋變量。以上模型中，i為第i次產(chǎn)業(yè)，即第一、二、三產(chǎn)業(yè)；t為時間，為每個截面成員（三次產(chǎn)業(yè)）的樣本觀測時期數(shù)；參數(shù)αi表示面板數(shù)據(jù)模型的截距項，參數(shù)βit表示對應于k個解析變量的系數(shù)；εit為隨機誤差項。

通過對廣東1979—2011年的面板數(shù)據(jù)進行研究，首先要驗證兩者之間的關系是否協(xié)整，需要對面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，檢驗的方法分別為LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher，△COM、△CON分別為產(chǎn)業(yè)結構和產(chǎn)業(yè)貢獻率的一階差分，檢驗結果如表1所示：

表1 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗

表1的結果顯示產(chǎn)業(yè)結構COM和產(chǎn)業(yè)貢獻率CON兩者水平變量并沒有相同的單位根，但是它們的一階差分具有相同的單位根，因此這兩者之間可能存在協(xié)整的關系。為了進一步檢驗它們之間是否存在協(xié)整關系，對它們一階差分的殘差進行單位根檢驗，三大產(chǎn)業(yè)結構和貢獻率的殘差分別為RESIDPI、RESIDSI和RESIDTI，檢驗方法也分別為LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher，檢驗結果如表2所示：

表2 面板數(shù)據(jù)殘差單位根檢驗

表2的結果顯示殘差RESIDPI、RESIDSI和RESIDTI在1%的顯著水平上具有相同的單位根，因此認為產(chǎn)業(yè)結構COM和產(chǎn)業(yè)貢獻率CON這兩者之間存在協(xié)整關系，有協(xié)整關系的變量可以進行回歸分析（如果沒有協(xié)整關系的變量不可以進行回歸分析，因為這是偽回歸）。構建的模型中變量之間存在協(xié)整關系，也說明模型符合理論依據(jù)，對問題具有解釋意義，對面板數(shù)據(jù)進行估計時可以采用多種回歸方法，有固定效應變截距模型、隨機效應變截距模型、固定效應變系數(shù)模型、隨機效應變系數(shù)模型、混合回歸模型這五種回歸方法。由于采用的是三大產(chǎn)業(yè)的面板數(shù)據(jù)，從截面數(shù)據(jù)的特質(zhì)來說采用變截距模型或混合回歸模型比較合理，在檢驗過程中由于隨機效應變截距模型估計無效，只得到固定效應變截距模型和混合回歸模型的估計結果，如表3所示：

通過對比模型1和模型2，發(fā)現(xiàn)帶常數(shù)項C的固定效應變截距模型1的系數(shù)估計并不顯著，并沒有通過檢驗，而模型2的各系數(shù)均通過了檢驗，其他的指標也符合統(tǒng)計學意義，混合回歸模型R2比較高，DW也比較合理，說明混合回歸模型的設定比較合理。所以采用模型2的估計結果作為模型的最終估計結果，根據(jù)模型2的估計參數(shù)，得到以下的估計模型：

表3 固定效應變截距模型與混合回歸模型估計

其中，i=1，2，3；t=1979，1980，…2011?；旌夏Ｐ偷乃袇?shù)估計值的t統(tǒng)計量在1%的檢驗水平上都是顯著的。解釋變量COMPI、COMSI、COMTI的系數(shù)估計值符號為正，與期望一樣，說明第一產(chǎn)業(yè)結構變化COMPI、第二產(chǎn)業(yè)結構變化COMSI和第三產(chǎn)業(yè)結構變化COMTI對產(chǎn)業(yè)貢獻CON均有正的影響。模型（12）顯示若第一產(chǎn)業(yè)結構變化1%，產(chǎn)業(yè)貢獻率增加0.729065%；若第二產(chǎn)業(yè)結構變化1%，產(chǎn)業(yè)貢獻率增加1.110636%；若第三產(chǎn)業(yè)結構變化1%，產(chǎn)業(yè)貢獻率增加1.000491%。產(chǎn)業(yè)結構升級對經(jīng)濟增長貢獻是正向作用的，但是對經(jīng)濟增長貢獻的大小并不一樣，因此在1979—2011年這一時期，模型估計結果表明對經(jīng)濟增長貢獻最大的是第二產(chǎn)業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)相差不大，第一產(chǎn)業(yè)貢獻最小。

產(chǎn)業(yè)結構升級對經(jīng)濟增長貢獻是正向作用的，為了驗證它們之間是否存在格蘭杰因果關系，對廣東1979—2011年的面板數(shù)據(jù)進行格蘭杰關系檢驗，檢驗結果采用滯后2期的估計結果，存在6個格蘭杰因果關系，如表4所示：

表4 面板數(shù)據(jù)格蘭杰因果關系檢驗

格蘭杰因果關系檢驗顯示：第一產(chǎn)業(yè)結構是第二產(chǎn)業(yè)結構的格蘭杰因果關系；第三產(chǎn)業(yè)結構是第二產(chǎn)業(yè)結構的格蘭杰因果關系；第二產(chǎn)業(yè)貢獻率是第三產(chǎn)業(yè)結構的格蘭杰因果關系；第三產(chǎn)業(yè)貢獻率是第三產(chǎn)業(yè)結構的格蘭杰因果關系；第一產(chǎn)業(yè)貢獻率是第二產(chǎn)業(yè)貢獻率的格蘭杰因果關系；第三產(chǎn)業(yè)貢獻率是第二產(chǎn)業(yè)貢獻率的格蘭杰因果關系。格蘭杰因果關系的檢驗表明了產(chǎn)業(yè)結構不僅與產(chǎn)業(yè)貢獻率之間存在格蘭杰因果關系，產(chǎn)業(yè)結構和產(chǎn)業(yè)貢獻率內(nèi)部之間也存在格蘭杰因果關系，因此在產(chǎn)業(yè)結構升級過程中地方政府要注意產(chǎn)業(yè)結構升級過程中產(chǎn)業(yè)之間的相互關系，需要進一步研究產(chǎn)業(yè)結構升級過程的一般規(guī)律。

四、研究結論

傳統(tǒng)增長理論主要基于可觀測的因素對經(jīng)濟增長的作用進行研究，并尋找它們之間的內(nèi)在關系，新增長理論則更加強調(diào)指標的可比性和非觀測性，這樣能從更深入的角度研究經(jīng)濟增長問題。產(chǎn)業(yè)結構升級是經(jīng)濟增長的最直接原因，但產(chǎn)業(yè)結構升級并不直接導致經(jīng)濟增長，通過對產(chǎn)業(yè)貢獻率的體現(xiàn)對經(jīng)濟增長產(chǎn)生貢獻，構建的理論模型實證表明：1979—2011年廣東產(chǎn)業(yè)結構與產(chǎn)業(yè)貢獻率之間存在協(xié)整關系；產(chǎn)業(yè)結構對產(chǎn)業(yè)貢獻率均具有正向的作用，但彈性大小并不相同；產(chǎn)業(yè)結構內(nèi)部、產(chǎn)業(yè)貢獻率內(nèi)部、產(chǎn)業(yè)結構與產(chǎn)業(yè)貢獻率之間均存在格蘭杰因果關系，地方政府在實施產(chǎn)業(yè)治理時需要特別注意。

產(chǎn)業(yè)結構升級與經(jīng)濟增長的路徑機理從結構視角考察增長問題，能深入反映產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長的內(nèi)在機理，非直接觀測的指標對經(jīng)濟增長的衡量更具意義。新增長理論需要更加廣泛和不同的視角來衡量經(jīng)濟績效，產(chǎn)業(yè)指標依然是唯一有效路徑，因此產(chǎn)業(yè)結構與產(chǎn)業(yè)貢獻率尤為重要，對新增長理論的實證研究是有效的補充，以面板數(shù)據(jù)進行研究使結果的截面空間得到擴展，從改革開放33年來制度的特殊性來考察地方政府在制度異質(zhì)性所取得的經(jīng)濟績效，非常有意義。

［1］ 西蒙·庫茲涅茨.各國的經(jīng)濟增長［M］.北京：商務印書館，2005.

［2］ 羅伯特J·巴羅，哈維爾·薩拉伊馬丁.經(jīng)濟增長［M］.北京：中國社會科學出版社，2000.

［3］ 林毅夫.新結構經(jīng)濟學：重構發(fā)展經(jīng)濟學的框架［J］.經(jīng)濟學季刊，2010（10）：1－25.

［4］ 邵帥，楊莉莉.自然資源豐裕、資源產(chǎn)業(yè)依賴與中國區(qū)域經(jīng)濟增長［J］.管理世界，2010（9）：26－44.

［5］ 彭國華.中國地區(qū)經(jīng)濟增長及差異的來源［J］.世界經(jīng)濟，2005（9）：42－50.

［6］ 黃永興，徐鵬.經(jīng)濟地理、新經(jīng)濟地理、產(chǎn)業(yè)政策與文化產(chǎn)業(yè)聚集：基于省級空間面板模型的分析［J］.經(jīng)濟經(jīng)緯，2011（6）：47－51.

［7］ 黃茂興，李軍軍.技術選擇、產(chǎn)業(yè)結構升級與經(jīng)濟增長［J］.經(jīng)濟研究，2009（7）：143－151.

［8］ 鄭若谷，干春暉，余典范.轉(zhuǎn)型期中國經(jīng)濟增長的產(chǎn)業(yè)結構和制度效應：基于一個隨機前沿模型的研究［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟，2010（2）：58－67.

［9］ 陳體標.經(jīng)濟結構變化和經(jīng)濟增長［J］.經(jīng)濟學季刊，2007（4）：1053－1074.

［10］ 黃利秀.江蘇省沿海空間經(jīng)濟形成機制探析［J］.學術論壇，2011（7）：125－130.

［11］ 林民書，劉名遠.制度性產(chǎn)業(yè)結構趨同內(nèi)在機理及其治理對策路徑研究［J］.經(jīng)濟問題探索，2012（6）：11－15.

MechaniSm of InduStrial Structure Upgrade and Economic Growth：BaSed on Guangdong 1979-2011 Pannel Data

PENG Su i.Sheng1，2
（1.Suixi Party Committee School of CPC，Suixi524300，China；2.Suixi Administrative School，Suixi524300，China）

With the industry upgrade，traditional growth theory which emphasizes the influence of industrial structure cannot fully explain this problem.New industrial economic growth theory emphasizes growth contribution on the basis of Guangdong 1979－2011 panel data，mechanism of the industrial structure upgrade of 33 years and economic growth contribution.The results show that industrial structure upgrade has some positive effects on industry contribution rate and cooperatively promotes economy growth.

industrial structure；industry contribution rate；economic growth

F061.2

A

1009－0312（2014）04－0076－06

2014－01－04

彭穗生（1985—），男，廣東湛江人，碩士，主要從事治理機制、經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究。