劉毛桃，方徐兵

(安徽財經大學a.金融學院;b. 國際經濟貿易學院，安徽 蚌埠 233030)

0 引 言

改革開放以來，中國經濟發(fā)展取得了舉世矚目的成就。[1]我國國內生產總值平均增速達到7.95%，增長速度位居世界前列。[2]當前，我國經濟處在高質量發(fā)展階段，政府高度重視發(fā)展方式的轉變，經濟結構的優(yōu)化和增長動力的轉換[3]，而產業(yè)結構升級是優(yōu)化經濟結構，實現經濟高質量發(fā)展的必要路徑[4]，那么，產業(yè)結構升級是否會影響經濟增長？根據配第-克拉克定理，經濟增長速率是否會通過影響PGDP影響產業(yè)結構升級呢？鑒于此，本文選取中國1978—2018年的數據，基于VAR模型，考察我國產業(yè)結構升級和經濟增長之間的關系。

1 文獻綜述

古典經濟學認為勞動力、儲蓄和技術進步等要素推動了經濟增長。[5]對于產業(yè)結構升級與經濟增長之間關系的研究：第一，產業(yè)結構升級會推動經濟增長。鄭萬吉和葉阿忠[6]研究發(fā)現，短期內產業(yè)結構升級與經濟增長之間存在顯著的正向促進關系；傅元海等[7]采用SYS-GMM估計，發(fā)現產業(yè)結構合理化能夠顯著促進經濟增長；王銳和朱顯平[8]研究發(fā)現產業(yè)結構高級化對經濟增長存在顯著正向促進作用；何德平和閆子恒[9]基于VAR模型發(fā)現，優(yōu)化產業(yè)結構可以顯著促進經濟增長；張蕊等[10]通過測算TFP增長率，發(fā)現產業(yè)結構升級對經濟增長存在顯著的正向促進影響。

產業(yè)結構升級會放緩經濟增長的速度。相關學者認為產業(yè)結構升級使我國經濟發(fā)展滋生“結構性減速”的現象，進而使經濟發(fā)展速度放緩[11-12]；劉偉和李紹榮[13]認為經濟發(fā)展若始終擴展第三產業(yè)，會導致產業(yè)結構失衡，阻礙經濟增長；付凌暉[14]研究發(fā)現產業(yè)結構升級對經濟增長促增效應不明顯；鄭萬吉和葉阿忠[6]研究發(fā)現長期內產業(yè)結構升級對經濟增長存在負向影響，即阻礙經濟增長；傅元海等[7]研究得出產業(yè)結構高級化與經濟增長間存在負向抑制關系。

產業(yè)結構升級與經濟增長之間可能存在非線性關系。[15]韓永輝等[16]利用1978—2012年數據，研究發(fā)現產業(yè)結構升級與經濟增長之間存在倒U型曲線關系；反之，李翔和鄧峰[17]通過門檻回歸估計發(fā)現產業(yè)結構高級化與經濟增長之間存在正U型曲線關系。另外，關于經濟增長與產業(yè)結構升級關系的研究：經濟增長速度放緩引致的居民人均收入降低，進而會影響產業(yè)結構升級。[18]相反，有學者[14]研究得出經濟增長能明顯帶動產業(yè)結構的升級。因而，經濟增長對產業(yè)結構升級的影響效應不能忽視。

2 機制分析

產業(yè)結構升級對經濟增長的影響機制比較復雜。Rostow[19]通過研究得出，產業(yè)結構升級促進了技術進步等，進而推動區(qū)域經濟的進步與發(fā)展；李曉陽等[20]認為產業(yè)結構升級可以通過提高產業(yè)間的協調度，進而提高區(qū)域經濟的發(fā)展質量；鄧向榮和曹紅[21]通過研究產業(yè)結構升級路徑發(fā)現，產業(yè)結構升級通過重組產品空間結構，進而促進經濟的發(fā)展。產業(yè)結構升級推動經濟增長主要是通過產業(yè)結構調整、產業(yè)素質升級和產業(yè)價值轉換起到推動作用。[22]

2.1 產業(yè)結構調整

Sachs[23]對比中國和俄羅斯經濟發(fā)展，發(fā)現產業(yè)結構調整使中國經濟得到穩(wěn)步增長；王妤和李劍[24]發(fā)現，產業(yè)結構調整能夠顯著促進經濟的增長。在經濟發(fā)展進程中，不能一味地追求第三產業(yè)的發(fā)展[13]，要對第一、二產業(yè)的生產結構、方式進行轉變和改造，并對第三產業(yè)的生產布局、規(guī)模進行優(yōu)化，增強三次產業(yè)發(fā)展的協調性和耦合性。[25]另外產業(yè)由第一產業(yè)逐漸向第二、三產業(yè)轉變，這種產業(yè)結構變動會引致生產要素流向高效率的產業(yè)[26]，提高生產和要素資源的配置效率，促進經濟增長。[27]

2.2 產業(yè)素質升級

第一，產業(yè)技術水平進步會帶來社會就業(yè)人數增加，帶動高技術產業(yè)發(fā)展，提升產業(yè)發(fā)展層次，強化產業(yè)競爭能力。[28]第二，高素質勞動力擁有創(chuàng)新意識、專業(yè)知識儲備和實際操作能力，能夠較好滿足產業(yè)的用人需求，降低企業(yè)生產成本，帶動經濟增長。[29]第三，產業(yè)集聚會調整三大產業(yè)結構，提高要素資源配置效率；會縮進企業(yè)間地理距離，方便彼此間交流，利于企業(yè)學習或模仿其他企業(yè)先進的生產技術和創(chuàng)新意識，提高自身的創(chuàng)新效應。[25]

2.3 產業(yè)價值轉換

我國生產要素缺乏，相關產業(yè)可以通過提高信息化等水平，改善產品生產結構，提高產品的附加值[25]，推動經濟發(fā)展。

3 實證檢驗

3.1 變量與數據來源說明

3.1.1 變量說明

被解釋變量：經濟增長率(lnGDP)。對于經濟增長的度量方法，學者們采用GDP增長率[30]、年度GDP增加值[31]以及第三產業(yè)就業(yè)比重的變化率[32]等來衡量，為剔除價格因素的影響，本文借鑒計小青等[33]、錢海章等[34]的研究，以1978年為基期計算國內生產總值(GDP)指數，進而以國內生產總值(GDP)指數的自然對數作為衡量地區(qū)經濟增長的指標。。

解釋變量：產業(yè)結構升級(IS)。已有大量研究中含有衡量產業(yè)結構升級的指標，有的采用農業(yè)與非農業(yè)產值比例來衡量，有的則在描述產業(yè)結構的時候加大第二產業(yè)和第三產業(yè)在指標中的權重，因此，本文借鑒靖學青[35]和徐德云[36]的研究，使用“產業(yè)結構指數”構建“產業(yè)升級指數”，采用第一產業(yè)比重×1+第二產業(yè)比重×2+第三產業(yè)比重×3的綜合指數作為衡量產業(yè)結構升級的指標。

3.1.2 數據來源說明

被解釋變量經濟增長率的數據來自歷年中國統計年鑒、各省份統計年鑒、國家統計局；解釋變量產業(yè)結構升級的數據來源于“國家數據”平臺和《EPS全球統計數據》。

3.2 VAR模型設定

1980年，Sims將VAR模型引入經濟學，促進了經濟系統動態(tài)分析的廣泛應用。該VAR模型采用多方程聯立的形式，不是基于經濟理論，而是將回歸模型中內生變量對所有內生變量的滯后期回歸，從而估計所有內生變量的動態(tài)關系并進行預測。

一般向量自回歸模型數學表達式為：

Yt=Y0+A1Yt-2+…+ApYt-p+B1Xt+…+BqXt-q+Ut

其中：Yt是m維內生變量向量，Xt是r維外生變量向量，A0,A1,A2,…Ap和B1,…,Bq是待估計參數矩陣，內生變量和外生變量分別有p和q階滯后期，Ut是隨機誤差項。

3.3 實證結果及分析

3.3.1 ADF檢驗

本文采用ADF檢驗方法對lnGDP、IS序列進行單位根檢驗，表1為ADF檢驗的結果。由表1可知，lnGDP、IS序列在5%的顯著性水平下存在單位根，說明lnGDP、IS序列是不平穩(wěn)的，但是其一階差分平穩(wěn)，即△lnGDP和△IS是平穩(wěn)時間序列。

表1 ADF檢驗結果

3.3.2 VAR模型滯后期的選擇

在利用VAR模型進行分析時，要確定最優(yōu)的滯后階數。表2為VAR模型滯后長度選擇。由表2可知，根據LR、FPE、AIC、SC及HQ五個常用指標為檢驗標準，確定了本文VAR模型最佳滯后階數為2。

3.3.3 協整檢驗

本文采用Johanson協整檢驗方法對兩個變量進行協整檢驗。表3為Johanson協整檢驗結果。由表3知，在5%的顯著性水平下的P值是0.021 7，說明兩變量存在長期協整關系。通過Johanson檢驗，得到的標準化協整系數為0.11，表明產業(yè)結構升級能夠促進經濟增長。

表3 Johanson協整檢驗結果

3.3.4 VAR模型平穩(wěn)性檢驗

本文利用AR根對該模型進行檢驗，圖1為VAR模型平穩(wěn)性檢驗結果。由圖1可知，VAR(2)模型特征根落在了單位圓以內，表明VAR模型是穩(wěn)定的，可以進行下文的脈沖響應函數分析和方差分解分析。

圖1 VAR模型平穩(wěn)性檢驗結果

3.3.5 脈沖響應分析

采用脈沖響應函數來分析產業(yè)結構升級與經濟增長之間的沖擊響應。其中，設置預測期為10期，其中橫坐標表示沖擊作用的期數，縱坐標表示產業(yè)結構升級對經濟增長的變化程度。我國產業(yè)結構升級與經濟增長的脈沖響應軌跡，由圖2可知，前期我國經濟的發(fā)展伴隨著產業(yè)結構不斷升級而降低，隨著時間的推移，經濟增長對產業(yè)結構升級而增加，但長期來看，經濟增長對產業(yè)結構升級的依賴度越來越有限，即從第六期開始呈現逐漸收斂并趨向于穩(wěn)定的整體趨勢，產業(yè)結構升級對經濟增長的促進作用越來越小，表明產業(yè)結構調整在一定程度上促進經濟的增長，但長期來看，這種沖擊的影響程度越來越小。這一結果也驗證了所估計的VAR模型是平穩(wěn)的。

圖2 產業(yè)結構升級對經濟增長的脈沖響應

3.3.6 方差分解

在脈沖響應函數分析的基礎上，為了進一步了解產業(yè)結構升級與經濟發(fā)展之間的相互貢獻程度，通過構建方差分解來定量研究兩者之間的動態(tài)變化關系，評價不同內生變量沖擊的重要性。第1列為預測期，第2列S.E.為變量IS的各期預測標準誤差。其他各列分別代表IS、LNGDP為因變量的方程新息對各期預測誤差的貢獻度，每行加起來是100。由輸出結果可知，方差分解結果基本穩(wěn)定，來自產業(yè)結構升級本身新息的影響占據主導，約占其預測誤差的86.6%以上，因此該變量最重要。

表4 方差分解結果

3.3.7 格蘭杰因果檢驗

產業(yè)結構升級與經濟增長之間存在長期的穩(wěn)定關系但是并不意味著兩者會存在因果關系，因此本文通過對變量進行了Granger因果檢驗，檢驗結果如表4所示。通過表4我們可以得出：在VAR模型最佳滯后長度為2的情況下，產業(yè)結構升級與經濟增長存在雙向的因果關系，產業(yè)結構升級和經濟增長之間相互影響，產業(yè)結構升級能夠促進經濟增長，反過來經濟增長也會加速產業(yè)結構的升級。

表5 Granger因果關系檢驗結果

4 結論與建議

4.1 結 論

(1)產業(yè)結構升級、實際GDP的對數值均存在長期的穩(wěn)定關系。(2)脈沖響應與方差分解均符合本文的預期，當產業(yè)結構受到正向沖擊時，經濟增長面臨的反應先減少后增加，最終趨于平穩(wěn)的趨勢。方差分解結果基本穩(wěn)定，來自產業(yè)結構升級本身新息的影響占據主導，約占其預測誤差的86.6%以上。(3)產業(yè)結構升級與經濟增長存在雙向因果關系。

4.2 建 議

基于以上分析，有如下四點建議：⑴企業(yè)降低生產成本，重視產出質量，淘汰落后產能，提供優(yōu)質量的產出。⑵提高產業(yè)效率，注重產業(yè)技術創(chuàng)新，優(yōu)化市場生產要素配置，優(yōu)化產業(yè)結構。⑶建立區(qū)域間協調機制，形成區(qū)域間產業(yè)協同管理、穩(wěn)定發(fā)展格局；⑷產業(yè)結構升級與經濟增長應并駕齊驅，共同發(fā)展。