董 康

（中國社會科學院大學數(shù)量經(jīng)濟與技術經(jīng)濟系 北京 102488）

產(chǎn)業(yè)結構變化與經(jīng)濟周期波動都是結構性變化，兩者總是同時發(fā)生，目前研究普遍認為，產(chǎn)業(yè)結構變化與經(jīng)濟周期波動之間的關系非常密切。產(chǎn)業(yè)結構變化主要由三次產(chǎn)業(yè)占GDP 比重的變動所體現(xiàn)，而經(jīng)濟波動主要指的是經(jīng)濟狀況偏離長期趨勢的程度。產(chǎn)業(yè)結構變化會導致結構效果發(fā)生改變，而這種改變會對經(jīng)濟增長速度產(chǎn)生影響，繼而產(chǎn)生經(jīng)濟波動，所以產(chǎn)業(yè)結構變化是分析經(jīng)濟波動時必須要考慮的一點[1]。

改革開放后，中國產(chǎn)業(yè)結構發(fā)生了翻天覆地的變化，1979 年我國三次產(chǎn)業(yè)占比分別為30.7%、47.0%、20.3%，到2018 年變?yōu)?.0%、39.7%、53.3%。改革開放之后我國第一產(chǎn)業(yè)對國家經(jīng)濟的貢獻逐步下降，第二產(chǎn)業(yè)占GDP 比重變化較小，而第三產(chǎn)業(yè)占GDP 比重持續(xù)增加，我國三次產(chǎn)業(yè)的占比也逐漸趨于合理。而這段時期正是我國經(jīng)濟騰飛的時期，也經(jīng)歷了很多的經(jīng)濟波動。習近平總書記2019 年提出經(jīng)濟發(fā)展在追求“量”的基礎上，更要追求“質(zhì)”，從而形成高質(zhì)量發(fā)展的區(qū)域經(jīng)濟布局[2]。中國要想實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展，就要擺脫僅僅依賴資本、勞動力投入的經(jīng)濟增長模式，促進資源配置優(yōu)化與產(chǎn)業(yè)結構升級。中國經(jīng)濟目前已經(jīng)是世界經(jīng)濟的重要組成部分，在經(jīng)濟發(fā)展方面中國取得的成就舉世矚目，但仍然存在產(chǎn)業(yè)結構低級化、處于全球價值鏈底端等發(fā)展中國家面臨的普遍問題。產(chǎn)業(yè)結構低級化問題會導致資源生產(chǎn)效率低下，造成大量資源的浪費，進一步阻礙產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。需要注意的是，在注重產(chǎn)業(yè)結構升級的同時，也不能忽視經(jīng)濟穩(wěn)定增長的重要性[3]，經(jīng)濟波動會對社會發(fā)展造成極大的危害，因此，研究產(chǎn)業(yè)結構變化對經(jīng)濟波動的影響是十分必要的。

一、文獻綜述

目前，國內(nèi)外已有很多學者就產(chǎn)業(yè)結構變化對經(jīng)濟波動的影響這一問題做了大量研究。Schum Peter 在1928 年指出某些產(chǎn)業(yè)出現(xiàn)技術創(chuàng)新后會向其他產(chǎn)業(yè)擴散，從而產(chǎn)生新的產(chǎn)業(yè)并淘汰舊的產(chǎn)業(yè)，導致產(chǎn)業(yè)結構改變，而這個過程會造成經(jīng)濟的長期波動[4]。Lewis 在1954 年最早提出了“兩部門剩余勞動”模型，指出經(jīng)濟社會中存在著農(nóng)業(yè)與工業(yè)兩個部門，在經(jīng)濟發(fā)展初期大量勞動力在農(nóng)業(yè)部門，這導致農(nóng)業(yè)部門邊際產(chǎn)量降低，而邊際產(chǎn)量較高的工業(yè)部門會吸引勞動力進入。這個兩部門的經(jīng)濟結構會不斷調(diào)整，而兩部門結構上的變化會導致經(jīng)濟增長的速度產(chǎn)生變化，從而造成經(jīng)濟波動[5]。產(chǎn)業(yè)結構變化會促進經(jīng)濟增長，但是產(chǎn)業(yè)結構變化在對經(jīng)濟增長做出貢獻的同時也會引發(fā)問題，技術進步所導致的產(chǎn)業(yè)結構變化會影響經(jīng)濟原本的均衡狀態(tài)，對某些生產(chǎn)部門造成沖擊，導致經(jīng)濟波動[6]。Eggers and Ioannides 將GDP 分為10 個產(chǎn)業(yè)，運用方差分解的方法分析美國10 個大類產(chǎn)業(yè)的結構重化與GDP 波動之間的關系，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構變化可以解釋一半以上的經(jīng)濟波動，并且平穩(wěn)性比較高的產(chǎn)業(yè)如金融業(yè)、服務業(yè)的比例提高，平穩(wěn)性較低的產(chǎn)業(yè)如制造業(yè)的比例降低，可以很大程度上抑制經(jīng)濟波動[7]。Kuznets在1971 年指出產(chǎn)業(yè)結構的變化是經(jīng)濟波動之中存在的重要事實[8]，而后在1989 年又進行了更為深入的研究，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構變化是經(jīng)濟周期波動的主要驅(qū)動力之一[9]。袁阡右在創(chuàng)新理論、長波理論的基礎上，從產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟周期之間的聯(lián)系等方面出發(fā)研究產(chǎn)業(yè)發(fā)展對于經(jīng)濟周期的作用。他認為產(chǎn)業(yè)發(fā)展就是國民經(jīng)濟中各個產(chǎn)業(yè)重要性發(fā)生變化的過程，在這個過程中主導產(chǎn)業(yè)發(fā)生變化是導致經(jīng)濟波動的重要原因[10]。在發(fā)達國家產(chǎn)業(yè)結構也會對經(jīng)濟波動產(chǎn)生影響，1997 年金融危機以后，新加坡的經(jīng)濟發(fā)生了嚴重的波動，而造成波動的主要原因就是當時新加坡產(chǎn)業(yè)結構較為單一，產(chǎn)業(yè)結構不合理[11]。

進入21 世紀后，隨著中國經(jīng)濟迅速崛起，越來越多的國內(nèi)外學者開始研究中國產(chǎn)業(yè)結構變化對經(jīng)濟波動的影響。徐敬君等對中國1952—2003年之間三次產(chǎn)業(yè)的變化情況進行分析，認為三次產(chǎn)業(yè)對國民經(jīng)濟波動的影響是有差異的?？偟膩碚f，1953 年以后第二產(chǎn)業(yè)的變化是影響國民經(jīng)濟波動的最重要因素；第一產(chǎn)業(yè)影響力較弱，但農(nóng)業(yè)對國民經(jīng)濟發(fā)展的重要作用仍然不容忽視；第三產(chǎn)業(yè)的變化對國民經(jīng)濟波動的作用正在加強[12]。趙旭杰等也同樣發(fā)現(xiàn)我國三次產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟波動影響不同，第一產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟波動的影響較為微弱，第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟過熱時對經(jīng)濟波動影響較大，而在經(jīng)濟蕭條時對經(jīng)濟波動影響較小[13]。王宇等也通過對中國1992—2010 年之間三次產(chǎn)業(yè)與GDP 的結構突變造成中國經(jīng)濟波動的研究，發(fā)現(xiàn)第一產(chǎn)業(yè)對中國經(jīng)濟影響很小，主要是第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)決定中國經(jīng)濟增長的波動性[14]。董餛等在之前研究的基礎上，構造了衡量產(chǎn)業(yè)結構變化和經(jīng)濟波動的指標，對中國的產(chǎn)業(yè)結構變化與經(jīng)濟波動之間的關系進行了Granger 因果檢驗，得出的結論是產(chǎn)業(yè)結構變化會導致經(jīng)濟波動，中國經(jīng)濟波動的強弱主要是由產(chǎn)業(yè)結構變化趨勢導致的[15]，并且經(jīng)過研究發(fā)現(xiàn)，中國經(jīng)濟波動的重要特征就是經(jīng)濟增長和結構分化同時發(fā)生，當經(jīng)濟波動增大時經(jīng)濟結構分化就會加劇，當經(jīng)濟波動減弱時經(jīng)濟結構的不平衡也會減小[16]。李猛證實了短期內(nèi)產(chǎn)業(yè)結構的變化在促進經(jīng)濟增長的同時，也會造成經(jīng)濟增長速度的變化。而從長期看，經(jīng)濟增長速度的加快或減慢就會造成經(jīng)濟增長的波峰與波谷，從而導致經(jīng)濟波動的發(fā)生[17]。徐舒等通過對1989—2008 年之間的數(shù)據(jù)進行分析。得出技術擴散是中國相對技術波動的重要解釋變量的結論[18]。隨后的很多研究又將產(chǎn)業(yè)結構變化細分為產(chǎn)業(yè)結構合理化與產(chǎn)業(yè)結構高級化。李強通過實證研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構的合理化與高級化都會對經(jīng)濟波動有抑制作用，但是高級化的作用要大于合理化的作用[19]。中國省會城市產(chǎn)業(yè)結構合理化與高級化程度越高，經(jīng)濟波動就會越小，但這些效應會因城市的不同而發(fā)生改變[20]。王筱欣等也證實了產(chǎn)業(yè)結構合理化會抑制經(jīng)濟波動，并且其抑制作用在不同時間段內(nèi)存在差異[21]。然而，張明等發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構合理化并不總是抑制經(jīng)濟波動，當經(jīng)濟過熱時產(chǎn)業(yè)結構合理化就會促進經(jīng)濟波動[22]。

通過對現(xiàn)有文獻進行梳理發(fā)現(xiàn)，目前研究中使用的衡量產(chǎn)業(yè)結構變化以及經(jīng)濟波動的指標差異較大，在做實證分析時選用的控制變量也各不相同，對于如何選取指標與控制變量還未達成共識。同時，產(chǎn)業(yè)結構一般都是年度數(shù)據(jù)，很多研究中的觀測值只有幾十個，會使結果有較大的誤差。并且現(xiàn)有文獻中對產(chǎn)業(yè)結構變化與經(jīng)濟波動之間的因果關系研究較少，一些研究因果關系的文獻也因為觀測值較少而使得結果準確性較低。針對現(xiàn)有研究的不足，本文對產(chǎn)業(yè)結構變化用合理化、高級化以及結構變化值三個指標進行衡量，運用HP 濾波法得出經(jīng)濟波動，并使用一個簡潔的模型避免了因控制變量選取不當而造成的誤差。本文使用中國284 個城市1999—2018 年間的面板數(shù)據(jù)，有效地增加了觀測值，使得結論更為準確。還使用了面板數(shù)據(jù)的Granger 因果檢驗，在大量觀測值的基礎上研究產(chǎn)業(yè)結構變化與經(jīng)濟波動之間的因果關系，使結果可信度更高。

二、數(shù)據(jù)與指標說明

（一）數(shù)據(jù)來源

本文選用1999—2018 年中國地級市及以上的城市面板數(shù)據(jù)進行研究，所用數(shù)據(jù)為GDP、各市三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值分別占GDP 的比重及三次產(chǎn)業(yè)勞動力數(shù)量分別占勞動力總量的比重。運用面板數(shù)據(jù)可以有效地增加樣本容量，使估計的結果更為準確，并且可以解決不同城市之間存在的無法觀測到的遺漏變量問題。本文數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》以及各城市的統(tǒng)計年鑒。由于一些市（主要為新疆、西藏、青海、內(nèi)蒙古四省區(qū)的市）的統(tǒng)計數(shù)據(jù)嚴重缺失，在數(shù)據(jù)處理前對這些市進行剔除，最終保留了284 個城市。由于利用HP 濾波分析經(jīng)濟波動時需要保持數(shù)據(jù)的完整性，在分析時對個別缺失的數(shù)據(jù)，利用移動平均法補全。

（二）產(chǎn)業(yè)結構變化衡量指標

1.產(chǎn)業(yè)結構合理化衡量

產(chǎn)業(yè)結構合理化反映國民經(jīng)濟各產(chǎn)業(yè)之間的協(xié)調(diào)發(fā)展程度，同時也反映本國資源利用水平、生產(chǎn)要素組合優(yōu)化程度。很多研究運用結構偏離度來衡量產(chǎn)業(yè)結構合理化，結構偏離度表示如下：

其中，yi表示的是第i 個產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP 的比重，li表示的是第i 個產(chǎn)業(yè)勞動力數(shù)量占勞動力總量的比重，n 是產(chǎn)業(yè)數(shù)量，E 是結構偏離度。E 值越大，則各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重與各產(chǎn)業(yè)勞動力比重相差越大，產(chǎn)業(yè)結構合理化程度越低。對于目前的中國來說，產(chǎn)業(yè)結構不合理持續(xù)存在，所以E 值不會取0。

由于新疆、西藏、青海、內(nèi)蒙古四省區(qū)絕大部分城市以及個別其他省區(qū)的城市統(tǒng)計數(shù)據(jù)缺失，所以在計算E 值及以下各指標時對這些數(shù)據(jù)缺失的城市進行了剔除。選取2016 年進行分析主要是因為2016 年的數(shù)據(jù)較為完整。從全國范圍來看，京津冀、江浙滬、東南沿海、成渝經(jīng)濟圈等我國目前經(jīng)濟較為發(fā)達的地區(qū)E 值均比較高，這主要是城市經(jīng)濟發(fā)展水平較高造成的。2016 年，我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)排名靠前的省份都處在E 值較高的區(qū)域[23]，并且這些區(qū)域的人才資本發(fā)展水平也高于其他區(qū)域[24]。所以，這些區(qū)域的很多高新技術產(chǎn)業(yè)只需要很少的勞動力就可以創(chuàng)造出較高的產(chǎn)值。比如一些發(fā)達地區(qū)采用高新技術進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，只需要非常少的勞動力就可以產(chǎn)出產(chǎn)值較高的農(nóng)業(yè)產(chǎn)品，從而導致這些地區(qū)E 值升高，產(chǎn)業(yè)結構合理化程度降低；經(jīng)濟欠發(fā)達的地區(qū)人才資本較欠缺、高新技術產(chǎn)業(yè)較少，所以各產(chǎn)業(yè)單位勞動力的產(chǎn)值相差較小，E 值較低。

需要注意的是，E 值沒有考慮到產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟中的重要程度，絕對值也會在研究中產(chǎn)生不便，所以干春暉等認為用泰爾指數(shù)衡量產(chǎn)業(yè)結構合理化程度更為合理[25]。泰爾指數(shù)表示如下：

其中，yi、li、n 與E 值公式中含義相同，TL 表示泰爾指數(shù)。與E 值相同，泰爾指數(shù)也不可能取0，并且泰爾指數(shù)越偏離0 時，產(chǎn)業(yè)結構合理化程度越低?？梢钥吹剑栔笖?shù)將產(chǎn)業(yè)的重要程度也包含在內(nèi)，避免了絕對值的計算。所以，泰爾指數(shù)可以更好地衡量產(chǎn)業(yè)結構合理化。

從全國范圍來看，泰爾指數(shù)的分布情況基本與E 值相同，只是取值范圍遠小于E 值。

2.產(chǎn)業(yè)結構高級化衡量

產(chǎn)業(yè)結構高級化反映產(chǎn)業(yè)結構升級的程度。產(chǎn)業(yè)結構高級化是技術進步引起的，在技術不發(fā)達的時候產(chǎn)業(yè)活動都是人與自然直接發(fā)生關系，主要以勞動密集型產(chǎn)業(yè)為主，而產(chǎn)業(yè)高級化就是產(chǎn)業(yè)由勞動、資本密集型向技術密集型轉(zhuǎn)變的過程[26]。近些年來，隨著信息技術、電子技術的發(fā)展，服務業(yè)的發(fā)展速度要遠高于其他兩個產(chǎn)業(yè)，同時服務業(yè)也是最依賴高新技術的。所以，干春暉等認為產(chǎn)業(yè)結構升級就是經(jīng)濟向服務化的轉(zhuǎn)變，用第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)的比值反映產(chǎn)業(yè)結構高級化比較合理（指標為TU）[25]。當TU 升高時，說明經(jīng)濟正在向服務化轉(zhuǎn)變，產(chǎn)業(yè)結構高級化程度提升。

本文也用第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)的比值作為產(chǎn)業(yè)結構高級化指標。從全國范圍來看，東北地區(qū)、西北地區(qū)等中國最不發(fā)達的地區(qū)以及京津冀、江浙滬、東南沿海等中國最發(fā)達的地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構高級化指標均較高。這主要是因為，在發(fā)達地區(qū)，更依賴高新技術的第三產(chǎn)業(yè)占比較大，而在欠發(fā)達地區(qū)，旅游業(yè)、餐飲業(yè)等第三產(chǎn)業(yè)相對發(fā)達，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值很小，所以這兩部分區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構高級化程度都較高。

3.產(chǎn)業(yè)結構變化值衡量

本文采用Moore 結構變化值指標來衡量產(chǎn)業(yè)結構變化值。Moore 結構變化值將向量空間夾角作為基礎，運用不同時期的夾角度數(shù)代表這個時期內(nèi)產(chǎn)業(yè)結構變化的程度。用公式表示如下：

其中，Mt就是Moore 結構變化值，Pi,t代表第i 產(chǎn)業(yè)在第t 時期所占GDP 的比重，Pi,t＋1則代表第i 產(chǎn)業(yè)在t＋1 時期所占GDP 的比重。令θt=arccosMt，則θt就代表各個時期產(chǎn)業(yè)結構變化的夾角。從式（3）中可以看到，當Pi,t與Pi,t＋1相等時，θt的值為0。則當Pi,t與Pi,t＋1相差越大時，θt的值越大，表示產(chǎn)業(yè)結構變化的程度越大。

（三）經(jīng)濟波動衡量指標

目前較為常見的衡量經(jīng)濟波動的方法是HP濾波法，該方法適用于各類數(shù)據(jù)，所以運用范圍較廣。HP 濾波法主要將GDP 分為周期部分和趨勢部分，趨勢部分是潛在GDP，周期部分就是實際GDP 與潛在GDP 的差。HP 濾波是要從一個時間序列求出平滑的趨勢部分，也就是以下公式最小化的解：

其中，lnYt是將每一期的實際GDP 取對數(shù)，lnY*t是潛在GDP，也就是趨勢部分，（lnYt-lnY*t）則是周期部分。λ 是平滑參數(shù)，決定了不同的平滑程度，λ 越大表示越平滑。一般來說，年度數(shù)據(jù)都采用Backus and Kehoe（1992）給出的λ=100，這也是一些統(tǒng)計軟件默認的λ 值。

表1 為本文中用到的變量匯總。

表1 變量定義表

三、模型選擇與實證分析

（一）計量模型的選擇

本文的目標是研究產(chǎn)業(yè)結構變化對經(jīng)濟波動的影響。設定以下模型進行分析：

其中，gdpf 代表的是經(jīng)濟波動，TL 與TU 是代表產(chǎn)業(yè)結構合理化與高級化的變量，α 代表無法觀察的遺漏變量，u 是隨機誤差項，下角標i、t分別表示各個城市與時期。

考慮到還有一些其他因素也在影響經(jīng)濟波動，想要更好地研究產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟波動之間的關系，需要引入一些控制變量。但是，影響經(jīng)濟波動的因素非常多，只依據(jù)研究需要或數(shù)據(jù)可得與否來選取控制變量隨意性太強，為避免這一問題，本文放棄使用新的控制變量，將經(jīng)濟波動與產(chǎn)業(yè)結構變化的交互項作為控制變量，并且對各變量進行差分來消除個體效應，差分會導致隨機擾動項具有相關性，因此模型應該運用穩(wěn)健標準差[25]。因此模型進一步優(yōu)化為：

（二）實證分析

1.產(chǎn)業(yè)結構變化對經(jīng)濟波動的影響

本文對所有回歸都做了Hausman 檢驗后得出P 值均接近0，拒絕了隨機效應與固定效應系數(shù)相等的原假設，所以回歸都應該選用固定效應。按照式（6）構造的模型，運用stata15 軟件進行分析，得到回歸結果如表2。

表2 模型分析結果

從表2 中可以看到，將產(chǎn)業(yè)結構合理化與經(jīng)濟波動進行回歸時，系數(shù)為負值，與現(xiàn)有研究不符。產(chǎn)業(yè)結構高級化與經(jīng)濟波動進行回歸時，系數(shù)不顯著且F 值較小。加入交互項作為控制變量后，產(chǎn)業(yè)結構合理化的系數(shù)變?yōu)檎?，并且產(chǎn)業(yè)結構高級化的系數(shù)變得顯著，這說明控制變量的選取是合理的。

從結果來看，產(chǎn)業(yè)結構變化對經(jīng)濟波動的作用十分顯著，并且產(chǎn)業(yè)結構合理化與高級化的系數(shù)符號相反，說明這兩個變量對經(jīng)濟波動的作用是完全不同的。產(chǎn)業(yè)結構合理化系數(shù)為正且與經(jīng)濟波動交互項系數(shù)也為正，說明產(chǎn)業(yè)結構合理化程度升高會導致經(jīng)濟波動下降，產(chǎn)業(yè)結構合理化與其他影響經(jīng)濟波動的變量相互作用會促進經(jīng)濟波動。產(chǎn)業(yè)結構高級化系數(shù)為負，與經(jīng)濟波動交互項系數(shù)為正，說明產(chǎn)業(yè)結構高級化程度升高會導致經(jīng)濟波動下降，產(chǎn)業(yè)結構高級化與其他影響經(jīng)濟波動的變量相互作用同樣會促進經(jīng)濟波動。并且，產(chǎn)業(yè)結構合理化與產(chǎn)業(yè)結構高級化的系數(shù)與它們的交互項系數(shù)之比絕對值小于1，說明在產(chǎn)業(yè)結構合理化與產(chǎn)業(yè)結構高級化程度較低時，這二者的變化對經(jīng)濟波動的影響較小。

2.穩(wěn)健性檢驗

為了驗證前文中得出的關于產(chǎn)業(yè)結構變化對經(jīng)濟波動影響結論的正確性，還需要對這些結論進行穩(wěn)健性檢驗。本文的穩(wěn)健性檢驗將主要從參數(shù)、變量與計量方法三個方面進行。

首先，在進行HP 濾波處理時，選用Ravnand Uhlig（2002）提出的年度數(shù)據(jù)應該采用λ=6.25 進行測算。其次，讓λ 仍然為100，將衡量產(chǎn)業(yè)結構合理化的指標換為前文中的E 值。最后，由于引入交互項可能會導致內(nèi)生性問題，對前文中的模型和數(shù)據(jù)進行差分GMM 回歸。穩(wěn)健性檢驗的結果見表3。

將表3 與表2 進行對比可以看到，三種形式回歸系數(shù)的符號與表2 中的完全相同，顯著性水平基本相同，只是數(shù)字大小存在一定差異，但變化不是非常大。基本可以判定本文中關于產(chǎn)業(yè)結構變化對于經(jīng)濟波動影響的結論穩(wěn)健性較強。

表3 產(chǎn)業(yè)結構變化對經(jīng)濟波動的穩(wěn)健性檢驗

3.因果關系檢驗

本文運用Luciano 和Sylvain 在2018 年提出的面板數(shù)據(jù)Granger 因果檢驗的方法對產(chǎn)業(yè)結構變化與經(jīng)濟波動之間的關系進行因果檢驗[27]。Granger（1969）指出要想判斷x 與y 的因果關系，就要驗證過去的x 值是否對現(xiàn)在的y 值有顯著的作用。李子成等認為在研究產(chǎn)業(yè)結構變化與經(jīng)濟波動的因果關系時，應該選用Moore 結構變化值算出的θ 角來衡量產(chǎn)業(yè)結構變化值[28]。最終得出的面板Granger 檢驗結果見表4。

Luciano 和Sylvain 指出當N 和T 都很大時，應選用Z-bar 值，當T 相對于N 較小時，選用Zbartilde 值[27]。本文中T 為20，而N 為284，T 相對于N 較小，應觀察Z-bartilde 值。從表4 可以看到，在1%的顯著水平下，產(chǎn)業(yè)結構變化與經(jīng)濟波動之間存在雙向的Granger 因果關系，證實了產(chǎn)業(yè)結構變化會導致經(jīng)濟波動。

表4 面板Granger 因果關系檢驗

四、結論

本文旨在研究我國產(chǎn)業(yè)結構變化對于經(jīng)濟波動的影響。通過研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結構合理化與產(chǎn)業(yè)結構高級化程度的提升對經(jīng)濟波動有抑制作用，二者與影響經(jīng)濟波動的其他因素相互作用會促進經(jīng)濟波動。當產(chǎn)業(yè)結構合理化與高級化程度較低時，對經(jīng)濟波動的影響較小。產(chǎn)業(yè)結構變化與經(jīng)濟波動之間存在因果關系，產(chǎn)業(yè)結構變化會導致經(jīng)濟波動。

目前我國經(jīng)濟處在由調(diào)整增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段的關鍵時期，減少經(jīng)濟波動來穩(wěn)定經(jīng)濟增長對我國經(jīng)濟發(fā)展具有重要意義，而減少經(jīng)濟波動的一個重要舉措就是提升產(chǎn)業(yè)結構合理化與高級化程度。第一，由于目前我國各地區(qū)之間經(jīng)濟水平差別較大，在一些相對落后的地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展仍然很不均衡，產(chǎn)業(yè)結構不合理程度較高，國家以及地方政府應結合這些地區(qū)的特點，實施相應政策推動這些地區(qū)的產(chǎn)業(yè)優(yōu)化，提升產(chǎn)業(yè)結構合理化程度。第二，應該認識到第三產(chǎn)業(yè)對我國經(jīng)濟波動的抑制作用。在高質(zhì)量發(fā)展階段，經(jīng)濟增長的主要動力是信息服務、智能服務、文化服務、健康服務等現(xiàn)代服務業(yè)，因此保持第三產(chǎn)業(yè)增長，提升產(chǎn)業(yè)結構高級化程度對我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展有著重要意義。第三，應該注重我國要素市場的發(fā)展。習近平總書記在黨的十九屆五中全會提出：“充分發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用?！倍a(chǎn)業(yè)結構不合理、產(chǎn)業(yè)升級緩慢的本質(zhì)原因就是要素資源配置不合理，使很多生產(chǎn)要素都聚集在欠發(fā)達產(chǎn)業(yè)，而新興產(chǎn)業(yè)無法實現(xiàn)發(fā)展，造成產(chǎn)業(yè)結構停留在低端。因此，應當保證要素充分流動，促進要素資源流向發(fā)展迅速的產(chǎn)業(yè)，使產(chǎn)業(yè)向高級化發(fā)展。

綜上所述，產(chǎn)業(yè)結構變化對經(jīng)濟穩(wěn)定發(fā)展有著重要的作用，應該通過制定一系列政策措施，促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，提升產(chǎn)業(yè)結構合理化和高級化水平，抑制經(jīng)濟波動，使中國經(jīng)濟實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。