潘　團(tuán)

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)　經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽　蚌埠　233030)

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產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)影響因素的實(shí)證分析

潘團(tuán)

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽蚌埠233030)

摘要：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)是轉(zhuǎn)變中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的重要途徑，也是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)能夠持續(xù)健康發(fā)展的內(nèi)在要求。選取中國(guó)2004-2014年30個(gè)省級(jí)面板數(shù)據(jù)構(gòu)建影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的因素指標(biāo)體系，采用面板單位根、協(xié)整和Granger因果檢驗(yàn)分析指標(biāo)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性和長(zhǎng)期趨勢(shì)，并通過(guò)FMOLS對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，研究發(fā)現(xiàn)：長(zhǎng)期內(nèi)，勞動(dòng)力、資本、技術(shù)產(chǎn)出、消費(fèi)水平、政府職能、外商投資、環(huán)保投入、能源投入與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)互為因果關(guān)系；勞動(dòng)力、資本、政府職能和環(huán)保投入與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)存在正相關(guān)關(guān)系；而技術(shù)產(chǎn)出與外商投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)影響并不顯著，消費(fèi)水平和能源投入對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)存在負(fù)向影響關(guān)系。

關(guān)鍵詞：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)；面板單位根檢驗(yàn)；協(xié)整檢驗(yàn)；Granger因果檢驗(yàn)；FMOLS

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)發(fā)展理論的核心，它既是外生介入的手段又是內(nèi)生作用的中介，因此產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)是轉(zhuǎn)變當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式、實(shí)現(xiàn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展的一個(gè)有效突破點(diǎn)。本文從經(jīng)濟(jì)學(xué)多角度深入研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在升級(jí)過(guò)程中的影響因素，可以更深刻地理解產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在升級(jí)過(guò)程中的經(jīng)濟(jì)變量，根據(jù)各個(gè)變量的作用大小為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)措施的制定提供一定的參考建議。

一、文獻(xiàn)綜述

在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系問(wèn)題上，新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論認(rèn)為：在市場(chǎng)完全競(jìng)爭(zhēng)的基礎(chǔ)上，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)就是勞動(dòng)力，資本和技術(shù)三種要素綜合作用的結(jié)果，并且排斥結(jié)構(gòu)因素在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中的作用，而結(jié)構(gòu)主義學(xué)派認(rèn)為在進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)過(guò)程中，結(jié)構(gòu)因素不僅會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，還會(huì)產(chǎn)生一種“結(jié)構(gòu)紅利”，從而加速整個(gè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。Hollis B. Chenery(1960)[1]提出調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的內(nèi)因，同時(shí)提出了“標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)”這一概念，即通過(guò)測(cè)度經(jīng)濟(jì)的發(fā)展程度在不同時(shí)期的有關(guān)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的標(biāo)準(zhǔn)數(shù)據(jù)，強(qiáng)調(diào)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的各種制約因素的分析，如勞動(dòng)力規(guī)模、資本比例、技術(shù)水平等。Walt Whitman Rostow(1988)[2]和Hollis B. Chenery的觀點(diǎn)基本一致，認(rèn)為一些產(chǎn)業(yè)可以通過(guò)積極引入現(xiàn)代技術(shù)要素在提高自身生產(chǎn)率的同時(shí)，還能對(duì)其他產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生“擴(kuò)散效應(yīng)”進(jìn)而提高整個(gè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)率，轉(zhuǎn)變當(dāng)前的生產(chǎn)方式和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。國(guó)內(nèi)學(xué)者大都從影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的經(jīng)濟(jì)因素進(jìn)行了大量探索。郭克莎(2001)[3]從結(jié)構(gòu)主義的理論和方法出發(fā)，從資源優(yōu)化配置為切入點(diǎn)提出了中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在偏差和升級(jí)緩慢是導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展不協(xié)調(diào)的兩個(gè)主要因素，提出要通過(guò)不斷提高全要素生產(chǎn)率來(lái)加速產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。杜傳忠，郭樹(shù)龍(2011)[4]通過(guò)對(duì)中國(guó)30個(gè)省市1997—2009年的面板數(shù)據(jù)研究了中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響因素，結(jié)論是資本投入、外商投資、需求等因素對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有正向作用，而勞動(dòng)者數(shù)量、技術(shù)水平等對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)并不顯著。張翠菊，張宗益(2015)[5]用空間自相關(guān)分析方法對(duì)1997—2012年中國(guó)30個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，結(jié)果顯示資本投資、技術(shù)進(jìn)步、城市化等因素有利于我國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，而投資拉動(dòng)對(duì)中國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有很強(qiáng)的刺激作用。本文在前人研究的基礎(chǔ)上，從供需、技術(shù)水平和對(duì)外開(kāi)放等多角度深入分析和研究影響中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響因素。

二、研究方法

(一)面板單位根檢驗(yàn)

由于一些非平穩(wěn)的序列通常表現(xiàn)出相同的變化趨勢(shì)，但這些序列本身并沒(méi)有相互影響關(guān)系，也就是“虛假回歸”。為了保證估計(jì)結(jié)果有意義，避免偽回歸，對(duì)各序列進(jìn)行平穩(wěn)性單位根檢驗(yàn)。相比于時(shí)間序列單位根檢驗(yàn)方法，面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)方法主要有LL檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、ADF-Fisher檢驗(yàn)和PP-Fisher檢驗(yàn)等。

Levin和Lin(1992)[6]提出的LL檢驗(yàn)雖然具有更強(qiáng)的應(yīng)用性，在一段時(shí)間里得到廣泛使用，適合較大樣本檢驗(yàn)(時(shí)間維度25—250，截面維度10—250)，但LL檢驗(yàn)還存在著嚴(yán)重的局限性。該檢驗(yàn)忽略面板數(shù)據(jù)各剖析面序列的一階滯后項(xiàng)系數(shù)的差異性，要求零假設(shè)和備擇假設(shè)是相同的 。要求所有縱剖面時(shí)間序列或者都含有單位根，或者所有縱剖面時(shí)間序列都是平穩(wěn)序列，顯然不符合實(shí)際。

Im、Pesaran和Shin(1997，2002)提出了IPS檢驗(yàn)，彌補(bǔ)了LL檢驗(yàn)的缺陷，不再要求面板數(shù)據(jù)各剖析面序列的一階滯后系數(shù)必須相同，允許部分剖析面序列含有單位根，最后借助蒙特卡洛模擬，發(fā)現(xiàn)在小樣本條件下，IPS檢驗(yàn)方法明顯比LL檢驗(yàn)合理。但是，IPS檢驗(yàn)同樣存在缺陷。IPS檢驗(yàn)前提是各剖析面序列保持相同的時(shí)間長(zhǎng)度和相同的滯后階數(shù)，所以Maddala和Wu(1997)提出ADF檢驗(yàn)和PP-Fisher檢驗(yàn)解決了這一問(wèn)題，允許各剖析面序列具有不同的時(shí)間長(zhǎng)度和不相的滯后階數(shù)，對(duì)統(tǒng)計(jì)量的滯后長(zhǎng)度和樣本數(shù)大小的選擇比較精確穩(wěn)健。綜上所述，對(duì)于平衡面板數(shù)據(jù)，LL檢驗(yàn)和IPS檢驗(yàn)和ADF檢驗(yàn)和PP-Fisher檢驗(yàn)沒(méi)有差異；對(duì)于非平衡面板數(shù)據(jù)，LL檢驗(yàn)和IPS檢驗(yàn)則無(wú)法精準(zhǔn)，所以本文采用ADF檢驗(yàn)和PP-Fisher檢驗(yàn)。

(二)面板協(xié)整檢驗(yàn)

如果僅用普通最小二乘法和移動(dòng)平均法來(lái)分析非平穩(wěn)序列，會(huì)出現(xiàn)十分荒謬的結(jié)論，不相關(guān)的變量可能高度相關(guān)，存在相關(guān)關(guān)系的變量卻得到毫不相關(guān)的結(jié)論[7]。傳統(tǒng)的辦法無(wú)法驗(yàn)證非平穩(wěn)序列短期內(nèi)各變量的自相關(guān)關(guān)系，但協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)苡行^(qū)分它們之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系問(wèn)題[8]，若存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，傳統(tǒng)的普通最小二乘法已經(jīng)無(wú)法有效估計(jì)模型，可以采用完全修正普通最小二乘法估計(jì)(FMOLS)。

單位根檢驗(yàn)的步驟是，從原序列開(kāi)始單位根檢驗(yàn)，如果無(wú)法拒絕原假設(shè)，存在單位根，則對(duì)其一階差分后繼續(xù)檢驗(yàn)，若拒絕原假設(shè)，檢驗(yàn)終止，反之，繼續(xù)進(jìn)行二階甚至高階差分后檢驗(yàn)，直至平穩(wěn)。在所有變量序列同階單整的條件下，可以進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整性是指，不存在短期均衡關(guān)系的各個(gè)經(jīng)濟(jì)變量之間，通過(guò)某種線性組合之后轉(zhuǎn)化為平穩(wěn)序列，我們就稱這些變量間存在協(xié)整關(guān)系。由Pedroni(1995)首先提出面板協(xié)整檢驗(yàn)方法，經(jīng)過(guò)反復(fù)的演進(jìn)，目前主要存在Kao(1999)、Pedroni(2000)、Larsson(2001)三種方法, 當(dāng)時(shí)間長(zhǎng)度較大時(shí)，這三個(gè)檢驗(yàn)方法都非常高效。但當(dāng)時(shí)間長(zhǎng)度縮小時(shí)，這三種的檢驗(yàn)效率也開(kāi)始下降。若時(shí)間寬度固定為10時(shí)，隨著樣本量變大，Kao(1999)檢驗(yàn)則會(huì)比Pedroni檢驗(yàn)的效率高。但隨著時(shí)間長(zhǎng)度的增大，Pedroni(2000)檢驗(yàn)比Kao(1999)檢驗(yàn)效果更好，且它們兩者的檢驗(yàn)效率都比Larsson檢驗(yàn)好。本文的面板數(shù)據(jù)時(shí)間長(zhǎng)度為11(2004-2014),因此選Kao(1999)檢驗(yàn)。

(三)Granger因果檢驗(yàn)

Granger提出，對(duì)于面板數(shù)據(jù)，如果兩個(gè)非平穩(wěn)時(shí)間變量存在協(xié)整關(guān)系，那么它們之間至少有一個(gè)方向上的Granger因果關(guān)系。Granger因果檢驗(yàn)?zāi)苡行?yàn)證兩個(gè)變量之間是否存在因果關(guān)系，例如變量X的變動(dòng)是否會(huì)引起Y的變化，X過(guò)去的值影響Y變動(dòng)的程度如何？通過(guò)分析解釋變量X的滯后項(xiàng)和被解釋變量Y之間的回歸結(jié)果，如果X在Y的回歸分析中系數(shù)顯著，對(duì)Y的預(yù)測(cè)有益，代表“X是引起Y的原因”[9]。本文采用誤差修正模型[10]作Granger因果檢驗(yàn):

△lnY=β00+∑pβ01p△lnX1t-p+∑pβ02p△lnX2t-p+…+∑pβ08p△lnX8t-p+θ0ecmt-1

△lnX1=β10+∑pβ11p△lnYt-p+∑pβ12p△lnX2t-p+…+∑pβ18p△lnX8t-p+θ1ecmt-1…

△lnX8=β00+∑pβ01p△lnX1t-p+∑pβ02p△lnX2t-p+…+∑pβ08p△lnYt-p+θ8ecmt-1

三、實(shí)證分析

(一)指標(biāo)的選擇及模型設(shè)定

通過(guò)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的初步分析，在設(shè)計(jì)指標(biāo)時(shí)考慮到數(shù)據(jù)之間的可能存在的異方差和共線性，提取供需、技術(shù)進(jìn)步、投資等方面的多個(gè)指標(biāo)作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響因素。指標(biāo)體系見(jiàn)表1所示。

表1　指標(biāo)名稱符號(hào)及定義

為了測(cè)度影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的各種因素，文章選取了與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)密切相關(guān)的八項(xiàng)指標(biāo)，并根據(jù)道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)理論建立如下回歸方程：

lnYit=?0+?1lnX1it+?2lnX2it+?3lnX3it+?4lnX4it+?5lnX5it+?6lnX6it+?7lnX7it+?8lnX8it+εit

其中，i為省市，t為年份，為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。本文選用的數(shù)據(jù)是2004—2014年30個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)(西藏地區(qū)因?yàn)楣I(yè)污染治理總額較多缺失，未包含在內(nèi))，數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒地區(qū)年度數(shù)據(jù)。通過(guò)利用每年美元對(duì)人民幣的匯率將外商投資企業(yè)投資總額換算成人民幣，并將工業(yè)污染治理完成投資總額單位換算成億美元，統(tǒng)一單位。

數(shù)據(jù)預(yù)處理的方法:

(二)計(jì)量模型的估計(jì)

1.面板單位根檢驗(yàn)

對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)程度(lnY)、勞動(dòng)力(lnX1)、資本(lnX2)、技術(shù)產(chǎn)出(lnX3)、消費(fèi)水平(lnX4)、政府職能(lnX5)、外商投資(lnX6)、環(huán)保投入(lnX7)和能源投入(lnX8)及其一階差分作面板單位根檢驗(yàn)，以確定其平穩(wěn)性。

根據(jù)面板單位根檢驗(yàn)的結(jié)果分析得到(見(jiàn)表2)，ADF-Fisher和PP-Fisher檢驗(yàn)的結(jié)果有很強(qiáng)的一致性，對(duì)數(shù)序列中只有變量lnY的檢驗(yàn)結(jié)果拒絕原假設(shè)，不存在單位根，其他變量都無(wú)法拒絕原假設(shè)，存在單位根，均是不平穩(wěn)序列，所以對(duì)數(shù)序列不滿足平穩(wěn)性。繼續(xù)對(duì)一階差分序列作單位根檢驗(yàn)，結(jié)果表明在10%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，所有變量都滿足平穩(wěn)性，可以進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)。

表2　面板單位根檢驗(yàn)的結(jié)果

注：檢驗(yàn)形式設(shè)定為：不含截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，各檢驗(yàn)的原假設(shè)為含有單位根

*顯著性水平在10%的水平上拒絕原假設(shè)，**顯著性水平在5%的水平上拒絕原假設(shè)，***顯著性水平在1%的水平上拒絕原假設(shè)

2.面板協(xié)整檢驗(yàn)

KAO協(xié)整檢驗(yàn)的原假設(shè)為:不存在協(xié)整關(guān)系，拒絕原假設(shè)意味著變量間存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。從表3可以得到，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)程度(lnY)、勞動(dòng)力(lnX1)、資本(lnX2)、技術(shù)產(chǎn)出(lnX3)、消費(fèi)水平(lnX4)、政府職能(lnX5)、外商投資(lnX6)、環(huán)保投入(lnX7)和能源投入(lnX8)通過(guò)檢驗(yàn)，拒絕原假設(shè)，存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。

表3　面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果(KAO)

3.完全修正普通最小二乘法估計(jì)(FMOLS)

對(duì)于具有長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系的面板數(shù)據(jù)，直接采用普通最小二乘法估計(jì)會(huì)產(chǎn)生虛假回歸，需要采用完全修正普通最小二乘法估計(jì)(FMOLS)，能有效解決變量間因序列相關(guān)性和內(nèi)生性而使回歸系數(shù)出現(xiàn)偏差的問(wèn)題[11]。

FMOLS協(xié)整估計(jì)的結(jié)果表4得到，技術(shù)產(chǎn)出和外商投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的估計(jì)系數(shù)不顯著，其他變量系數(shù)都通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，勞動(dòng)力增加1%，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)增長(zhǎng)0.012 7%；資本增加1%,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)增長(zhǎng)0.022 2%；消費(fèi)水平增加1%,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)降低0.047 5%；政府職能水平增加1%,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)增長(zhǎng)0.049 0%；環(huán)保投入增加1%,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)增長(zhǎng)0.003 8%；能源投入增加1%,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)減少0.013 1%?？梢钥闯? 勞動(dòng)力、資本、政府職能和環(huán)保投入對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有正向影響關(guān)系，消費(fèi)水平和能源水平對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有負(fù)向影響關(guān)系，技術(shù)產(chǎn)出和外商投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)影響則不顯著。

表4　完全修正普通最小二乘法估計(jì)結(jié)果

注：*顯著性水平在10%的水平上拒絕原假設(shè)，**顯著性水平在5%的水平上拒絕原假設(shè)，***顯著性水平在1%的水平上拒絕原假設(shè)

4.面板Granger因果檢驗(yàn)

建立誤差修正模型，得到Granger因果檢驗(yàn)的結(jié)果如表5所示，得到如下結(jié)論：

第一，誤差修正項(xiàng)均顯著，說(shuō)明勞動(dòng)力、資本、技術(shù)產(chǎn)出、消費(fèi)水平、政府職能、外商投資、環(huán)保投入、能源投入和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)都存在長(zhǎng)期的Granger因果關(guān)系。在長(zhǎng)期以內(nèi)，變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、資本、技術(shù)產(chǎn)出、消費(fèi)水平、政府職能、外商投資、環(huán)保投入和能源投入是勞動(dòng)力投入變動(dòng)的長(zhǎng)期Granger原因；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、勞動(dòng)力、技術(shù)產(chǎn)出、消費(fèi)水平、政府職能、外商投資、環(huán)保投入和能源投入是資本投入變動(dòng)的長(zhǎng)期Granger原因；同時(shí)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、勞動(dòng)力、資本、消費(fèi)水平、政府職能、外商投資、環(huán)保投入、能源投入是技術(shù)產(chǎn)出變動(dòng)的長(zhǎng)期Granger原因等等?？傊?，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與文中選取的各項(xiàng)影響指標(biāo)存在長(zhǎng)期的Granger因果關(guān)系。

第二，根據(jù)各差分項(xiàng)的顯著性判斷，短期內(nèi)技術(shù)產(chǎn)出和政府職能對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)存在單向的Granger因果關(guān)系，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)消費(fèi)水平、政府職能、環(huán)保投入和能源投入存在單向的Granger因果關(guān)系。即政府職能和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)互為Granger因果關(guān)系，技術(shù)產(chǎn)出是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的原因，但產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)不是技術(shù)產(chǎn)出的原因。

表5　Granger因果檢驗(yàn)的結(jié)果

注：*顯著性水平在10%的水平上拒絕原假設(shè)，**顯著性水平在5%的水平上拒絕原假設(shè)，***顯著性水平在1%的水平上拒絕原假設(shè)

四、結(jié)語(yǔ)

通過(guò)以上分析與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)相關(guān)的影響因素和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)是否存在Granger因果關(guān)系，以及對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響程度等相關(guān)重要問(wèn)題進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，得出以下結(jié)論：

第一，通過(guò)Granger因果檢驗(yàn)得到，在長(zhǎng)期內(nèi)勞動(dòng)力、資本、技術(shù)產(chǎn)出、消費(fèi)水平、政府職能、外商投資、環(huán)保投入、能源投入與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)互為因果關(guān)系，而在短期內(nèi)，只有技術(shù)產(chǎn)出和政府職能是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的原因，其他因素對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的短期影響較小。

第二，勞動(dòng)力、資本、政府職能和環(huán)保投入對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有正向影響關(guān)系，隨著我國(guó)政府逐漸轉(zhuǎn)變政府職能建立服務(wù)型政府，通過(guò)加大對(duì)教育的投入力度，尤其是加大對(duì)農(nóng)民工的再培訓(xùn)力度，使得我國(guó)的勞動(dòng)力素質(zhì)逐漸得到提升，由于資本的利用效率進(jìn)一步得到提升和政府在節(jié)能環(huán)保這方面措施的不斷完善，在加速我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)過(guò)程中發(fā)揮了重要作用。

第三，消費(fèi)水平和能源水平對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有負(fù)向影響關(guān)系，這與我國(guó)實(shí)際情況相一致，由于我國(guó)的生存型消費(fèi)比重偏高，消費(fèi)結(jié)構(gòu)不太合理，從而導(dǎo)致居民整體消費(fèi)水平不高，能源的利用效率提升緩慢，在一定程度上阻礙了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的加速。為此我國(guó)應(yīng)該突出擴(kuò)大居民消費(fèi)比重和提升能源利用水平在推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)方面的作用。

第四，技術(shù)產(chǎn)出和外商投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)影響不顯著，這是因?yàn)槲覈?guó)企業(yè)對(duì)產(chǎn)品研發(fā)投入與西方發(fā)達(dá)國(guó)家相比還存在一定的差距，高科技產(chǎn)品產(chǎn)出量不足，產(chǎn)品的附加值不高，相比于技術(shù)產(chǎn)出，外商投資一般都集中于沿海發(fā)達(dá)地區(qū)，造成區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不協(xié)調(diào)，而且服務(wù)業(yè)的貿(mào)易比重較小，對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)作用有限，為此我國(guó)應(yīng)該重視對(duì)產(chǎn)品的研發(fā)投入和成果的轉(zhuǎn)化，有效結(jié)合產(chǎn)品的研發(fā)和生產(chǎn)，同時(shí)積極引導(dǎo)外商投資向中部、西部轉(zhuǎn)移，提高外來(lái)資本的利用率加速我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)。

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文章編號(hào)：2095-4654(2016)04-0033-05

收稿日期：2015-12-13

基金項(xiàng)目：安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)研究生科研創(chuàng)新基金項(xiàng)目“安徽經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)的水平測(cè)度與提升路徑”(ACYC2015071)

中圖分類號(hào)：F062.9

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A