趙聰

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遼寧省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)影響因素的實(shí)證分析

趙聰

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)是在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過程中所出現(xiàn)的必然現(xiàn)象。在研究遼寧省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的影響因素時(shí)，選取1986-2013 年Moo r e指數(shù)作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的測(cè)量指標(biāo)，并以同時(shí)期的最終消費(fèi)支出、資本形成總額和就業(yè)彈性分別作為衡量消費(fèi)、投資和就業(yè)結(jié)構(gòu)的指標(biāo)，建立產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)與其影響因素的計(jì)量模型。實(shí)證結(jié)果表明：消費(fèi)和就業(yè)對(duì)于遼寧省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)有正向影響作用，投資有負(fù)向影響作用，其中就業(yè)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的影響最為顯著。并對(duì)其提出了相關(guān)的政策建議。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)；消費(fèi)；投資；就業(yè)

一、引言

1.研究背景和意義

產(chǎn)業(yè)是一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在很大程度上決定了該地區(qū)資源的配置效率和經(jīng)濟(jì)的發(fā)展速度。遼寧省作為我國(guó)最重要的重化工業(yè)基地，在改革開放的過程中結(jié)構(gòu)調(diào)整緩慢，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)落后于東南沿海地區(qū)，其原因是多方面的。如何進(jìn)一步對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)行優(yōu)化與升級(jí)，是遼寧省面臨的關(guān)鍵問題。通過對(duì)遼寧省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)是否與其影響因素的變動(dòng)相協(xié)調(diào)的實(shí)證分析，研究改革開放后20余年遼寧省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的影響因素，把握遼寧產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)直接或間接的影響因素，進(jìn)而找出推進(jìn)遼寧產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的對(duì)策，對(duì)實(shí)現(xiàn)遼寧經(jīng)濟(jì)的新發(fā)展具有重大意義。

2.文獻(xiàn)綜述

總結(jié)近年來影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的因素，學(xué)者大都從科技水平、人均收入、勞動(dòng)生產(chǎn)率、技術(shù)進(jìn)步、消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化、國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、國(guó)外經(jīng)濟(jì)環(huán)境等角度來研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的影響因素。劉秉鋪、劉勇利用主成分分析法，探究我國(guó)各區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)能力各不相同。魏喜成也從多角度對(duì)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演化的因素進(jìn)行了分析，主要從區(qū)域內(nèi)需求、供給和產(chǎn)業(yè)政策三個(gè)方面進(jìn)行了的深入探討。除此之外，孫韓鈞利用誤差修正模型和Chow檢驗(yàn)對(duì)經(jīng)濟(jì)總量水平等因素進(jìn)行研究，得出經(jīng)濟(jì)總量、技術(shù)進(jìn)步和投資需求在短期內(nèi)的影響更為明顯的結(jié)論。杜炎認(rèn)為如果政府消費(fèi)規(guī)模合理，就會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)變動(dòng)起到積極地促進(jìn)作用。

綜上所述，國(guó)內(nèi)學(xué)者大多從消費(fèi)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步、人力資本、金融深化、對(duì)外貿(mào)易、地理資源、就業(yè)結(jié)構(gòu)等因素來分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)，單獨(dú)進(jìn)行區(qū)域?qū)用娴木唧w分析比較少。本文的創(chuàng)新點(diǎn)在于從區(qū)域?qū)用妫x取時(shí)間序列數(shù)據(jù)，重點(diǎn)研究遼寧省1986-2013年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的影響因素，具體且明確；另外，本文主要從需求、供給、勞動(dòng)力三個(gè)層面考慮，并重點(diǎn)選取投資、消費(fèi)、就業(yè)結(jié)構(gòu)作為影響因素進(jìn)行分析，重點(diǎn)突出。

二、遼寧省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響因素的實(shí)證研究

1.變量指標(biāo)（被解釋變量、解釋變量）

⑴被解釋變量。本文選擇Moore結(jié)構(gòu)變動(dòng)指數(shù)作為被解釋變量，來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的快慢。該指標(biāo)運(yùn)用空間向量測(cè)定法，以向量空間夾角為基礎(chǔ)，將n個(gè)產(chǎn)業(yè)視為一組n維向量，把兩個(gè)時(shí)期間兩組向量的夾角作為表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化程度的指標(biāo)。該指標(biāo)從總體上反映產(chǎn)業(yè)變動(dòng)情況。計(jì)算遼寧省1986-2013年的Moore指數(shù)

其中，Wi，t1為t1期第i產(chǎn)業(yè)所占比重，Wi，t2為第t2期第i產(chǎn)業(yè)所占比重。θ值越大，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的速率越大。

圖1　Moore結(jié)構(gòu)變動(dòng)指數(shù)

從圖1可以看出，遼寧省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)值在1986-1994年變動(dòng)較快，1994-1998年趨于平穩(wěn)，1999-2002變動(dòng)最快，2003之后變動(dòng)較緩。值得注意的是，除了1988、1994、2003、2009、2011年Moore指數(shù)為0，1998-2002年變動(dòng)趨勢(shì)先增加再下降，在2000年達(dá)到頂峰。21世紀(jì)初，遼寧省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由“一二三”的序列轉(zhuǎn)向“二三一”序列，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生了巨大變化，變動(dòng)幅度比較大。2003年以后，一、二、三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部變動(dòng)已明顯減弱，變動(dòng)幅度較小。

⑵解釋變量。①消費(fèi)因素。消費(fèi)活動(dòng)既是再生產(chǎn)過程的終點(diǎn)，又是下一個(gè)再生產(chǎn)過程的起點(diǎn)，處于承前啟后的關(guān)鍵地位，起著經(jīng)濟(jì)循環(huán)的先導(dǎo)作用。消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)會(huì)引起生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)，會(huì)使生產(chǎn)者在市場(chǎng)機(jī)制的作用下對(duì)生產(chǎn)計(jì)劃、資源進(jìn)行調(diào)整和重新配置，最終導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生變動(dòng)。因此，消費(fèi)因素可以作為影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變量指標(biāo)，選取最終消費(fèi)總額作為代表因素。

②投資因素。影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的因素中，投資具有較大的影響作用。投資因素是構(gòu)成現(xiàn)實(shí)最終需求、形成新的生產(chǎn)能力和實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張的重要條件。因此投資結(jié)構(gòu)，即資金投向不同產(chǎn)業(yè)方向所形成的投資配置量比例，是改變?cè)挟a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的直接原因。衡量投資因素的指標(biāo)為資本形成總額，本文選取了能影響當(dāng)期需求因素、又能下期創(chuàng)造供給的資產(chǎn)形成總額作為投資因素的代表。

其中，L表示就業(yè)人數(shù)，Y表示產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值。

2.模型構(gòu)建

為了實(shí)證研究影響遼寧省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的因素，本文使用遼寧省1986-2013年共28個(gè)時(shí)間序列數(shù)據(jù)，且由于選取了消費(fèi)因素、投資因素和就業(yè)因素這三個(gè)因素作為解釋變量，所以在研究此問題時(shí)樣本容量較大，使其計(jì)量結(jié)果降低了誤差的可能性，使研究更具有科學(xué)性和可信性。在模型構(gòu)建時(shí)，將解釋變量的最終消費(fèi)總額（X1）和資本形成總額（X2）進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，取lnx1和lnx2。進(jìn)行此項(xiàng)操作可以使回歸模型解釋變量的系數(shù)取彈性的含義（解釋變量變動(dòng)百分之一所引起的被解釋變量的變動(dòng)的百分比），避免了數(shù)據(jù)之間的同趨勢(shì)，還可以相對(duì)的降低出現(xiàn)異方差的可能性，減小誤差。而由于就業(yè)因素選取的指標(biāo)為就業(yè)彈性，無需對(duì)其進(jìn)行對(duì)數(shù)變換。因此，建立模型如下：

該方程即為影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)因素時(shí)間序列數(shù)據(jù)模型。其中，Yt為Moore結(jié)構(gòu)變動(dòng)指數(shù)，α為常數(shù)項(xiàng)，β1、β2、β3為各個(gè)解釋變量的回歸系數(shù)，ln X1t和ln X2t分別為各年的消費(fèi)和投資因素，X3t為就業(yè)因素，ut為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

3.影響因素實(shí)證結(jié)果分析

⑴模型估計(jì)。①單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)。從現(xiàn)有的實(shí)證研究成果而言，經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和其他的宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)表現(xiàn)為隨機(jī)游動(dòng)，宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)大多數(shù)是不平穩(wěn)的，不符合傳統(tǒng)的 OLS模型的前提條件。因此有必要對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢查，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1　變量的單位根檢驗(yàn)

從表1可以看出，將各個(gè)變量的ADF檢驗(yàn)值和P臨界值的比較，結(jié)果表明在顯著性水平5%的水平下，變量x3存在著平穩(wěn)性，而lnx1、lnx2這兩個(gè)變量卻存在著非平穩(wěn)性。通過對(duì)lnx1、lnx2進(jìn)行一階差分，發(fā)現(xiàn)存在平穩(wěn)性。因此，lnx1和lnx2是一階單整序列，x3是單整序列，可進(jìn)一步對(duì)此做協(xié)整檢驗(yàn)。

進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，判斷數(shù)據(jù)是否可用。由平穩(wěn)性檢驗(yàn)可知，這四個(gè)變量都是符合一階單整（I（1）），具有協(xié)整關(guān)系，所以它們之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。四個(gè)變量的多元回歸的ADF統(tǒng)計(jì)量為-4.302863，對(duì)應(yīng)的p值為0.0002，表明在5%的顯著性水平下，通過了ADF檢驗(yàn)，變量之間存在協(xié)整關(guān)系，表明數(shù)據(jù)可用。

②回歸估計(jì)。本文選取Moore結(jié)構(gòu)變動(dòng)指數(shù)（y）、最終消費(fèi)支出（lnx1）、資本形成總額（lnx2）和就業(yè)彈性（x3），作為被解釋變量和解釋變量，通過Eviews操作進(jìn)行多元線性回歸估計(jì)。對(duì)其估計(jì)結(jié)果進(jìn)行了T檢驗(yàn)、F檢驗(yàn)、異方差檢驗(yàn)和自相關(guān)檢驗(yàn)，并針對(duì)其誤差進(jìn)行了修正，基于加權(quán)最小二乘法選取權(quán)數(shù)1/（x3）^2，各項(xiàng)指標(biāo)均已達(dá)到最優(yōu)結(jié)果，回歸估計(jì)結(jié)果如下：

⑵估計(jì)結(jié)果分析。①消費(fèi)因素。消費(fèi)因素的回歸系數(shù)為0.053309，表明消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生正向偏離，呈正向關(guān)系。也就是在其他變量保持不變的情況下，最終消費(fèi)支出每增加1%，遼寧省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)就增加0.053309%。隨著最終消費(fèi)支出的增加，有利于遼寧省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)，產(chǎn)生正向影響。主要是由于消費(fèi)在擴(kuò)大內(nèi)需、增加供給方面發(fā)揮的巨大作用，在三次產(chǎn)業(yè)中的比重加大，對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生了較大影響。

②投資因素。投資因素的回歸系數(shù)為-0.032912，這與筆者的判斷有所差別。投資因素對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)有負(fù)向影響，產(chǎn)生了負(fù)偏離的現(xiàn)象。表明投資因素拖延了遼寧省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)，由于系數(shù)相對(duì)較小，也表明了其對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)作用較小。這也說明投資政策對(duì)于遼寧經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)影響程度較小。在影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的這些因素中，實(shí)際利用資本形成總額產(chǎn)生的作用不大，投資主要面向房地產(chǎn)行業(yè)和制造業(yè)這兩大行業(yè)，然而，針對(duì)遼寧的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)狀與發(fā)展程度，遼寧省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)基礎(chǔ)較脆弱，缺乏內(nèi)生增長(zhǎng)動(dòng)力，無法協(xié)調(diào)投資共同推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，導(dǎo)致投資沒有起到拉動(dòng)當(dāng)?shù)貍鹘y(tǒng)產(chǎn)業(yè)或者高新產(chǎn)業(yè)發(fā)展的作用，同時(shí)，投資資本沒有落到實(shí)處，以及資本形成總額也沒有順利轉(zhuǎn)化為社會(huì)經(jīng)濟(jì)動(dòng)力，從而沒有達(dá)到促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的效果。

③就業(yè)因素。就業(yè)因素的回歸系數(shù)為0.509805，且P值通過5%顯著性水平檢驗(yàn)。表明利用就業(yè)彈性對(duì)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)產(chǎn)生正向偏離，具有正向效應(yīng)。在其他變量保持不變的情況下，就業(yè)因素每變動(dòng)1%，所對(duì)應(yīng)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)0.509805%。 就業(yè)因素對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)有正向影響，有利于促進(jìn)遼寧省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)。相對(duì)于其他解釋變量，就業(yè)因素對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響最顯著，這也說明優(yōu)化就業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)起到很大作用。遼寧省作為老工業(yè)基地，以制造業(yè)為主，多為勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，吸納勞動(dòng)力能力較強(qiáng)，勞動(dòng)力需求和供給的變化對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響較大。

三、結(jié)論與對(duì)策

本文通過實(shí)證分析研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的影響因素，得出以下結(jié)論：在影響遼寧省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的因素中，消費(fèi)因素與就業(yè)因素均是正向作用，投資因素在影響遼寧省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)中呈現(xiàn)負(fù)向作用。相對(duì)于其他解釋變量，就業(yè)因素對(duì)遼寧省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)影響程度比較大，這也說明優(yōu)化就業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)起到很大作用。

對(duì)策：第一，加大對(duì)教育的投資，特別是職業(yè)和高等教育的投資，培養(yǎng)專業(yè)技術(shù)人才，為各個(gè)行業(yè)輸送高等人力資源，提高這些產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)效率，以求帶動(dòng)產(chǎn)業(yè)的高速發(fā)展。第二，提高遼寧省居民的消費(fèi)水平，從長(zhǎng)遠(yuǎn)來看，啟動(dòng)消費(fèi)需求成為產(chǎn)業(yè)升級(jí)的關(guān)鍵因素。在刺激消費(fèi)的同時(shí)，逐步完善社會(huì)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)以及優(yōu)化醫(yī)療、教育等服務(wù)體系，控制居民的收入分配差距，改善初次收入分配狀況，進(jìn)行合理再分配。第三，鼓勵(lì)科技創(chuàng)新，調(diào)節(jié)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。加大對(duì)科研項(xiàng)目的投資，鼓勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新，使其成果迅速轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力，對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)行調(diào)節(jié)與優(yōu)化。第四，根據(jù)遼寧省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，找到一條適合遼寧省自己發(fā)展的道路，從而帶動(dòng)遼寧省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)。

［1］劉秉鋪，劉勇.我國(guó)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)能力研究［J］.開放導(dǎo)報(bào)，2006（6）：82-85.

［2］魏喜成.論區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的決定因素［J］.經(jīng)濟(jì)縱橫，2008（10）：23—25.

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（作者單位：遼寧工程技術(shù)大學(xué)工商管理學(xué)院）

10.16653/j.cnki.32-1034/f.2016.16.011