趙蘇婷++姚旭華

摘 要：經濟增長不僅是經濟總量的不斷擴大，也是產業(yè)結構不斷升級的發(fā)展過程。經濟增長能促進產業(yè)結構的調整和升級，產業(yè)機構的優(yōu)化調整又能促進經濟增長。為了分析我國產業(yè)結構與經濟增長的關系，本文在VAR 模型估計的基礎上，運用協(xié)整檢驗、格蘭杰因果關系檢驗、方差分解等動態(tài)經濟計量分析方法，對我國 1978—2014 年的產業(yè)結構變動和經濟增長之間的動態(tài)關系進行實證研究。研究結果表明：我國產業(yè)結構變動和實際經濟增長之間存在雙向 Granger 因果關系。

關鍵詞：產業(yè)結構變動；經濟增長；VAR；模型；協(xié)整檢驗；格蘭杰檢驗

一、引言

經濟增長一直是經濟研究的重要主題。在現(xiàn)實經濟中，尤其是在二戰(zhàn)后，亞洲四小龍等新興工業(yè)國家的經濟飛速發(fā)展，以及中國、印度等眾多發(fā)展中國家的經濟增長都表明：從中長期的經濟發(fā)展過程來看，各個經濟部門在整體經濟中所占的組成部分在發(fā)生著持續(xù)變化并且與經濟增長事實密切相關。經濟學家們將問題集中于：什么是經濟系統(tǒng)中的產業(yè)結構演化過程的動力學機制，以及產業(yè)結構的變化對于經濟增長有著怎樣的影響?！笆濉睍r期，是我國產業(yè)結構調整升級和經濟發(fā)展方式轉變的關鍵時期，因此研究改革開放以來我國產業(yè)結構變動和經濟增長的關系意義非凡。

眾多實證研究表明，產業(yè)結構變動與經濟增長之間的因果關系并沒有十分明確的方向，在不同的國家或地區(qū)、不同的發(fā)展階段可能表現(xiàn)出不同的特征。發(fā)達國家經濟持續(xù)穩(wěn)定增長的實踐表明：在知識經濟時代，一國要保持經濟處于長期穩(wěn)定增長，關鍵在于該國產業(yè)結構演進的戰(zhàn)略框架及效果。這對于中國這樣一個面臨著經濟體制轉軌和經濟增長方式轉變的發(fā)展中國家來說，具有重大的借鑒意義。本文通過建立向量自回歸模型，運用協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗以及方差分解等方法對我國產業(yè)結構變動與經濟增長的動態(tài)關系進行實證分析，對我國的產業(yè)結構與經濟增長關系進行進一步清晰的把握。

二、研究方法與指標數據說明

（一）研究方法

本文將采用向量自回歸模型 （VAR） 來分析我國產業(yè)結構與經濟增長的雙向作用機制。應用向量自回歸模型方法進行估計和檢驗，相關變量必須具備平穩(wěn)的特性，否則容易產生偽回歸，但在實踐中經濟數據大多是非平穩(wěn)的時間序列。為此，本文首先對選取的變量進行單位根檢驗以確定各變量時間序列的平穩(wěn)性；若原序列不平穩(wěn)且為同階單整，再對變量之間的協(xié)整關系進行檢驗；如果協(xié)整關系存在，則檢驗變量之間是否存在 Granger 因果關系，同時運用方差分解，定量研究產業(yè)結構與經濟增長的關系

（二）指標的選取

表示產業(yè)結構變化的變量通常有第一、二、三產業(yè)的產值結構、勞動就業(yè)結構、資產結構和技術結構等。為全面反映產業(yè)結構與經濟增長的關系，本文擬采用產值結構和就業(yè)結構兩個指標作為產業(yè)結構的代表變量，分別以 W 和 E 代表。在計算 W 和 E 具體指標值時均以第三產業(yè)的比重結構為例，以體現(xiàn)就業(yè)結構和產業(yè)結構的高級化率，同時本文用人均 GDP（Y） 反映經濟增長情況。

（三）數據說明

本文樣本數據來源于《新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編（1949-1999）》以及《中國統(tǒng)計年鑒2015》。1978 年后，中國經濟發(fā)展逐漸步入正軌，開始了以需求為導向的產業(yè)結構調整。因此，這一時期的樣本數據更符合本文的研究目的。由于數據的自然對數變換不改變原來變量間的協(xié)整關系，并能消除時間序列中的異方差現(xiàn)象，所以分別對人均 GDP（Y）、第三產業(yè)產值占 GDP 的比重 （W） 和第三產業(yè)勞動力占總勞動力的比重 （E） 取自然對數，分別用 LY 、LW 、LE 表示自然對數化后的人均國內生產總值、產值結構和勞動力結構。即：LY =ln Y 、LW =ln W 、LE =ln E。

三、實證分析

（一）時間序列的平穩(wěn)性檢驗

由于自然對數化后的數據在進行回歸時，易造成虛假回歸，從而影響分析的準確性。所以，在對各變量進行協(xié)整檢驗之前，需對各時間序列進行平穩(wěn)性檢驗。

表1的結果表明，時間序列 LY 、LW 、LE 均為非平穩(wěn)序列，但其一階差分后均平穩(wěn)，故各時間序列均為一階單整序列，滿足兩變量間的協(xié)整前提條件。

（二）VAR 模型的建立

由于 Johansen 協(xié)整檢驗是基于 VAR 模型的檢驗方法，所以在進行協(xié)整檢驗之前，需先確定 VAR 模型的結構。在建立 VAR 模型時，需先確定變量的滯后階數，本文采用對數似然值和 AIC 與 SC 準則來決定滯后階數。

（三）協(xié)整檢驗

VAR 模型建立后，進行 Johansen 協(xié)整檢驗，依據前面的分析，協(xié)整檢驗的VAR 模型滯后期為2。表3的結果表明，三個變量之間至少存在一個協(xié)整關系，即產業(yè)結構與經濟增長之間具有長期均衡關系。

（四）因果關系檢驗

協(xié)整方程只是反映各變量之間的長期均衡關系，并不能說明他們之間的回歸關系，因此需進一步驗證這種均衡關系是否構成因果關系。

表4格蘭杰檢驗結果可知的結果表明，第三產業(yè)產值比重和第三產業(yè)就業(yè)人口比重增加是人均 GDP 增加的 Granger 原因；人均 GDP 的增加是第三產業(yè)產值比重增加和第三產業(yè)就業(yè)人口比重增加的 Granger 原因。

（五）方差分解

方差分解是將整個系統(tǒng)的預測方差分解成系統(tǒng)中各變量沖擊所作的貢獻，體現(xiàn)每一個變量沖擊的相對重要性。

表5的結果表明，產值結構沖擊對 GDP 有較大影響。產值結構的貢獻率均逐漸遞增，就業(yè)結構的貢獻率有遞減趨勢，產值結構的貢獻率在第十期達到最高46.57308% ，就業(yè)結構的貢獻率在第二期達到最大高2.039340% ，說明產值結構對經濟增長的影響要大于就業(yè)結構的影響。

表6的結果表明，就產值結構的分解來看，經濟增長和就業(yè)結構在第十期的貢獻率分別達到了8.389855% 和21.66437%，說明從長期來看，就業(yè)結構對產值結構的影響更大，并且遠超過經濟增長對產值結構的影響。

表7的結果表明，從就業(yè)結構的方差分解可看出，經濟增長和產值結構在第十期的貢獻率分別為39.92625% 和32.94771%，經濟增長對就業(yè)結構的影響在第五期達到最大，之后影響逐漸減小，而產值結構對就業(yè)結構的貢獻逐期增加，并且在第十期產值結構的貢獻度已幾乎接近經濟增長的貢獻度。預計未來階段，產值結構對就業(yè)結構的影響將超過經濟增長的影響。

四、結論與建議

本文運用協(xié)整理論和格蘭杰因果關系檢驗等動態(tài)計量分析方法，對我國的產業(yè)結構變動與經濟增長之間的關系進行實證研究，研究結果表明，我國產業(yè)結構變動和實際經濟增長之間存在雙向格蘭杰因果關系。雖然我國經濟增長與產業(yè)結構變動都不具有平穩(wěn)性，但從長期看，產業(yè)結構變動與經濟增長之間具有協(xié)同關系，產業(yè)結構變動是影響我國實際經濟增長的重要原因，實際經濟增長對我國產業(yè)結構變動沒有顯著影響，經濟增長不是推動我國產業(yè)結構變動的重要原因。據此，針對合理調整產業(yè)結構，促進經濟增長，提出以下建議：

1.加強規(guī)劃引導，明確產業(yè)結構調整的總體思路

堅持“一轉四化”產業(yè)轉型模式：產業(yè)梯度性轉移、產業(yè)集聚化、產業(yè)園區(qū)化、產業(yè)融合化、產業(yè)生態(tài)化。鞏固基礎，把握第一、第二產業(yè)的基礎地位，鼓勵引導第三產業(yè)的發(fā)展，實現(xiàn)產業(yè)結構高度化和合理化。

農業(yè)是國之根本，在產業(yè)調整過程中，必須保證農業(yè)產量。同時，改革現(xiàn)行的農村土地產權制度，使我國農民得到長期而穩(wěn)定的土地所有權和使用權，激發(fā)農民生產的積極性。加強農業(yè)基礎設施的建設，開發(fā)綠色食品、安全食品，優(yōu)化農產品結構，開拓國外市場，提高農民收入。積極推動農業(yè)產業(yè)化發(fā)展，建立新型的產業(yè)組織結構和體系，發(fā)揮比較優(yōu)勢，促進第一產業(yè)升級。

堅持第二產業(yè)的基礎地位。第二產業(yè)的增長依靠重工業(yè)，重工業(yè)的發(fā)展依賴資源開發(fā)、創(chuàng)新驅動和人才建設。重工業(yè)的發(fā)展應充分利用自身優(yōu)勢，帶動周邊地區(qū)和其他產業(yè)的發(fā)展，充分利用先進設備技術，開發(fā)與資源優(yōu)勢相適應的新型產品，可持續(xù)開發(fā)資源，轉變經濟發(fā)展方式。同時，徹底改革產權制度，解決經濟運行中的深層次問題，開展真正的產業(yè)結構調整。建立人才引進和培養(yǎng)制度，人盡其才。勇于創(chuàng)新，積極創(chuàng)新，支持高新技術產業(yè)，做大做強民族企業(yè)，形成民族品牌。同時，將環(huán)境保護和經濟發(fā)展結合，重視工業(yè)對環(huán)境因素的影響，做到綠色發(fā)展和可持續(xù)發(fā)展。

第三產業(yè)是國民經濟的重要組成部門，是連接生產和消費的橋梁，也是衡量一個國家現(xiàn)代化程度的政要標志。第三產業(yè)的發(fā)展需要正確適當的引導和鼓勵，在適應第一第二產業(yè)要求的同時，突出重點，實施產業(yè)集群戰(zhàn)略，完善相關新興行業(yè)的法律法規(guī)制度建設，消除一些行業(yè)的進入壁壘，優(yōu)化信息網絡資源的配置，加快建成電子基礎網絡服務平臺，對新事物加以科學引導和規(guī)范，保證經濟的平穩(wěn)快速發(fā)展。

基于三大產業(yè)之間的有機聯(lián)系，在三大產業(yè)內部結構優(yōu)化的同時，更需要重視三大產業(yè)的協(xié)調發(fā)展，三大產業(yè)相互促進，相互服務。

2.深入實施區(qū)域發(fā)展總體戰(zhàn)略，重點實施“三大戰(zhàn)略”

實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略，推進東北等老工業(yè)基地振興發(fā)展。加強“一帶一路”建設，圍繞重點方向、重點國別、重點項目，落實好標志性工程，打造合作樣板示范。推動京津冀協(xié)同發(fā)展，有序疏解北京非首都功能，推進交通、生態(tài)環(huán)保、產業(yè)3個重點領域率先突破，構建協(xié)同發(fā)展體制機制。推進長江經濟帶發(fā)展，建設綠色生態(tài)廊道，實施一批長江黃金水道重大項目。同時，積極培育以粵港澳大灣區(qū)為龍頭，珠江—西江經濟帶為支撐，西南、中南地區(qū)為腹地，輻射南亞、東南亞，對接“一帶一路”的新的經濟支撐帶。著力培育區(qū)域經濟增長極、增長帶、增長點。把握世界科技革命和產業(yè)變革的發(fā)展趨勢，統(tǒng)籌推進國際國內合作，在開放型世界經濟和全球自貿體系下，著力推進結構調整。

3.積極利用適當的產業(yè)政策，突出重點，優(yōu)化資源配置，有序推進產業(yè)結構優(yōu)化升級

年輕的資源配置的市場調節(jié)機制還不能充分發(fā)揮市場對資源配置的主導調節(jié)作用，產業(yè)結構變動在根本上是國家產業(yè)政策作用的結果。但產業(yè)結構變動方式與實際經濟總量的差距限制了產業(yè)結構優(yōu)化的進程，可能導致產業(yè)結構變動的失衡。為此，在制定產業(yè)政策時，應具有針對性和引導性，同時加強市場體系建設，實現(xiàn)資源在各部門間的優(yōu)化配置，使產業(yè)結構能適應經濟總量增長的變化和需要。

4.提高資源配置效率，盡快由粗放型經濟增長轉變?yōu)榧s型經濟增長。

在某種意義上可以說，發(fā)展中國家的經濟增長方式本質上就是結構主導型增長方式，即以產業(yè)結構變動為核心的經濟增長。因此，盡快實現(xiàn)我國實際經濟增長由傳統(tǒng)的依靠增加投入的粗放型方式向依靠結構轉換、提高資源配置效率的集約型方式的根本性轉變，是推動我國國民經濟持續(xù)、快速、健康發(fā)展的有效途徑。

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