产业结构高级化与经济增长关系实证研究

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产业结构高级化与经济增长关系实证研究
本文应用产业结构高级化指标，对全国以及京沪粤鄂四省市1978-2010年产业结构高级化与经济增长的关系进行了实证分析。

研究发现，产业结构高级化水平都得到了极大的提高，也表现出了相同的趋势和阶段性波动特征。

在湖北，经济增长与产业结构的高级化相互促进，但是这一作用在其他发达地区却并不明显。

关键词：产业结构高级化经济增长协整检验格兰杰因果检验政策建议
引言
产业结构转变是衡量发展中国家与发达国家经济发展的一个重要指标，也是发展中国家加快经济发展的本质要求。

对于我国及区域的产业结构变动与经济增长的关系，国内学者并没有一致性的结论。

刘伟、张辉（2008）以及干春晖等（2009）的研究表明，产业结构转变对经济增长有积极的影响，但他们指出这种“结构红利”随着经济改革的推进正在逐步减弱。

而吕铁（2002）在研究我国制造业的过程中，发现产业结构转变带来的“结构红利”并不显著。

付凌晖（2010）采用产业高级化指标作为我国产业结构升级的衡量指标，发现我国经济增长对产业结构升级具有明显的促进作用，而产业结构高级化对促进经济增长的作用却并不显著；闫海洲（2010）根据长三角、江浙沪三地的产业结构层次系数，发现产业结构升级存在区域差异和趋势趋同的特征；王延军等（2011）采用结构变化K 值和Moore结构变化值测量我国产业结构变动，指出产业结构转变不是我国经济波动的格兰杰原因，而经济波动是产业结构变动的格兰杰原因。

余子鹏（2011）借助数理模型研究湖北省经济增长与产业结构升级的关系，指出引导第三产业向高技术、资金密集型方向发展，可以更好地促进三大产业之间的耦合，促进产业结构的进一步优化。

本文在付凌晖（2010）对全国数据研究的基础上，采用产业结构高级化指标，对全国及北京、上海、广东、湖北四省市的产业结构高级化与经济增长之间的关系进行对比研究，分析它们之间的异同点，并提出政策建议。

产业结构高级化指标的构建
产业结构高级化是指随着经济的不断增长，产业结构由低层次向高层次发展演变的过程。

衡量产业结构升级的程度，主要表现在产业结构重心由第一、第二产业向第三产业逐渐转移的过程。

即第一、第二产业所占GDP比重逐渐下降，第三产业所占GDP比重逐渐提高。

根据克拉克定律，一般学者采用非农业产值占GDP比重作为产业结构高级化的度量。

为了反映“经济服务化”的趋势，干春晖等（2011）采用第三产业产值与第二产业产值之比作为产业结构高级化的度量。

付凌晖（2010）发现三次产业比重向量与对应坐标轴的夹角能构建更精确的产业高级化指标。

具体过程如下：
三大产业增加值占GDP的比重作为空间向量中的一个分量，从而构成一组3 维向量X0 =（x1，0，x2，0，x3，0）。

然后分别计算X0与产业由低层次到高层次排列的向量X1 =（1，0，0），X2 =（0，1，0 ），X3 =（0，0，1 ）的夹角θ1，θ2，θ3：
其中j=1，2，3，定义产业结构高级化指标TS 的计算公式为：，TS值越大，表示产业结构高级化程度越高。

数据来源
对于经济增长，本文选取全国以及北京、上海、广东、湖北四省市在1978-2010年的实际GDP为衡量指标。

为计算产业结构高级化值TS，需要1978-2010年三次产业增加值比重、1978年的GDP、1978-2010年GDP 指数（1978年= 100）。

所有数据均取自于《中国五十五年统计资料汇编》和《中国统计年鉴》（2006-2011年）。

运用相关数据，计算各地区TS值，如图1 所示。

从图1可以看出，全国及京沪粤鄂四省市的产业结构升级都有不断加强的趋势，而且都表现出大致相同的阶段性波动特征。

北京、上海的结构高级化程度远高于全国平均水平且一直处于领先地位，而湖北省的结构高级化程度稍低于全国平均水平，但与北京、上海、广东等发达地区相比，却还有较大差距。

实证分析
对于产业结构高级化与经济增长的协整检验，本文采用Engle-Granger 两步检验法。

对各地区产业结构高级化TS值与生产总值GDP两变量取自然对数，分别记为LTS和LGDP。

首先对每个地区的LTS和LGDP进行平稳性检验。

若变量为同阶单位根序列，则可使用最小二乘法对LTS和LGDP进行回归，然后对回归得到的残差项进行平稳性检验。

若残差项平稳，则表明两变量存在长期稳定的协整关系。

其次，利用格兰杰因果关系检验方法，分析产业结构高级化与经济增长间的因果关系。

（一）变量的平稳性检验
本文采用ADF 检验法对各个变量进行单位根检验，用SIC准则确定最优滞后期，结果发现五组变量（LGDP LTS）均为非平稳序列，因此对它们的一阶差分再次进行ADF检验。

检验结果（见表1）表明：全国、北京、上海、广东、湖北的LGDP、LTS都是一阶平稳的。

（二）协整关系检验
协整关系检验的目的是为了验证产业结构高级化与经济增长之间存在长期稳定的关系。

根据Engle-Granger两步检验法，对全国及京沪粤鄂四地区的数据，使用变量LGDP对LTS进行回归，分别得到以下五个回归方程：
全国：LGDP= -19.808+16.335LTS
（-19.596）（29.183）R2=0.96
北京：LGDP= -24.769+16.026LTS
（-16.897）（21.148）R2=0.93
上海：LGDP= -36.477+22.757LTS
（-20.849）（24.880）R2=0.95
湖北：LGDP= -18.549+14.187LTS
（-14.716）（19.943）R2=0.93
广东：LGDP= -24.881+17.593LTS
（-21.999）（28.449）R2=0.96
本文进而对每个回归方程的残差项RE进行ADF 单位根检验，检验结果（见表2）表明，五组方程的残差项RE均为平稳变量。

即说明全国、北京、上海、广东、湖北的LGDP 和LTS具有协整关系。

因此，这些地区的产业结构升级和经济增长之间存在着长期的均衡关系。

（三）格兰杰因果关系检验
格兰杰因果关系检验的条件是全部变量为平稳变量，或变量之间存在着协整关系。

全国及京沪粤鄂四省市的数据都是一阶平稳的且存在协整关系，故可以进行格兰杰因果关系检验；另外，选择不同的滞后期对检验结果是相当敏感的，本文综合考虑FPE准则，以确定最优的滞后期。

格兰杰因果关系检验结果（见表3）表明：全国范围的数据关系表明，在1% 的显著性水平下，经济增长是产业结构高级化的格兰杰原因，但是产业结构高级化不是经济增长的格兰杰原因。

即我国经济增长对产业结构升级具有明显的促进作用，而产业结构升级对经济增长的作用却不显著。

与全国数据不同，北京的数据关系表明，该地区的经济增长和产业结构升级之间的相互促进作用并不明显。

与全国数据相反的是，上海的数据关系表明，在5%的显著性水平下，产业结构升级是经济增长的格兰杰原因，但是经济增长不是产业结构升级的格兰杰原因。

与全国数据类似，广东的数据关系表明，在5%的显著性水平下，经济增长是产
业结构高级化的格兰杰原因，但是产业结构高级化不是经济增长的格兰杰原因。

湖北的数据关系表明，在5%的显著性水平下，经济增长是产业结构高级化的格兰杰原因，而且在1%的显著性水平下，产业结构高级化是经济增长的格兰杰原因。

政策建议
本文从构建产业结构高级化程度指标出发，通过分析1978-2010年全国以及北京、上海、广东、湖北的产业结构高级化程度，进而研究其与经济增长的关系。

其中，作为中部地区的核心省份，湖北地区有着经济后发优势。

经济增长促进着产业结构由第一、第二产业向第三产业转变，同时产业结构的升级也进一步促进地区经济的增长，经济增长与产业结构的高级化互相促进，两者形成良性循环。

但是，当产业结构升级达到一定阶段后，地区的经济增长与产业结构高级化的相互作用不再明显。

综上所述，本文提出以下两点政策建议：第一，湖北政府在制定产业结构政策时应努力促进第一、第二产业向第三产业转变，进一步发挥地区的后发优势。

第二，在注重产业结构升级的同时，湖北政府还应根据地方实际情况制定恰当的产业政策，促进产业结构的合理化进程，提高要素投入结构和产出结构的耦合程度。

因此，政府一方面要提高高等教育质量，缓解本地高端产业人才短缺的现状。

另一方面要合理利用湖北地区丰富的劳动密集型产业，鼓励专业技能培训，促进农民工就业并加快推进城市化进程，进一步带动产业结构的高级化。

参考文献：
1.付凌晖.我国产业结构高级化与经济增长关系的实证研究.统计研究，2010（8）
2.郑少智，陈志辉.产业结构高级化与经济增长关系实证研究—基于全国、广东省及广州市数据的对比分析.产经评论，2011（3）
3.干春晖，郑若谷，余典范.中国产业结构变迁对经济增长和波动的影响.经济研究，2011（5）
4.王延军，温娇秀，吴静茹.产业结构变动与我国宏观经济波动.华东经济管理，2010（2）
5.焦继文，李冻菊.再论产业结构合理化的评判标准.经济经纬，2004（4）
6.刘伟，张辉.中国经济增长中的产业结构变迁和技术进步.经济研究，2008（11）
7.干春晖，郑若谷.改革开放以来产业结构演进与生产率增长研究.中国工业经济，2009（2）
8.吕铁.制造业结构变化对生产率增长的影响研究.管理世界，2002（2）
9.闫海洲.长三角地区产业结构高级化及影响因素.财经科学，2010（12）
10.余子鹏，陈叶玲.产业结构调整与就业演变—基于湖北经济的实证分析.当代经济，2011（15）。

产业结构升级对经济增长的影响研究

产业结构升级对经济增长的影响研究随着社会经济的不断发展，产业结构升级已成为推动经济增长的重要手段之一。

产业结构升级指的是通过调整和改变不同产业在国民经济中的比重和发展方式，以提高经济的效益和竞争力。

本文将围绕产业结构升级对经济增长的影响展开讨论。

首先，产业结构升级能够推动经济增长的质量和效率。

在过去的经济发展中，往往是靠数量的扩张来实现经济增长。

而随着产业结构的升级，经济将更多地依赖技术创新和提高劳动生产力，从而实现经济增长的质量和效率的提升。

通过推动新兴产业和技术创新的发展，可以加快经济结构的优化和升级，提高劳动生产率和资源利用效率，进而推动经济增长。

其次，产业结构升级能够提高经济增长的可持续性。

传统产业往往对环境资源消耗较大，容易导致环境污染和生态破坏，给经济可持续发展带来挑战。

而通过产业结构升级，可以促进清洁能源和环保产业的发展，减少对环境资源的消耗，降低环境污染排放，提高经济增长的可持续性。

同时，产业结构升级还可以促进农业现代化和农村产业发展，缓解城乡发展差距，促进经济的协调发展。

此外，产业结构升级可以带动就业增长和收入提高。

新兴产业和高技术产业的发展往往需要更多的人力资源，通过产业结构升级，可以提供更多的就业机会，促进就业增长。

同时，高技术产业的发展还可以提高劳动者的技能水平和收入水平，促进收入的增长。

在经济增长的过程中，产业结构升级能够实现就业和收入的多元化，提高居民的生活质量和福利水平。

然而，产业结构升级也面临一些挑战和问题。

首先，产业结构升级往往需要大量的投资和技术支持，这对于发展中国家和地区来说会存在较大的压力。

其次，产业结构升级可能导致传统产业的衰退和劳动力的再分配问题，这可能会带来社会不稳定和就业压力。

此外，产业结构升级还需要与国际市场的需求和竞争相适应，这对于国家的产业政策和贸易政策提出了更高的要求。

鉴于以上挑战和问题，政府应当发挥积极的作用，加大对产业结构升级的支持和引导。

产业结构升级与经济增长关系的实证研究_王辉

即以三次产业比重向量与对应坐标轴的夹角来反映产业结构的高级化。其中， IF 值越大，可以表明产业结构高级化水平越高。通过罗神清（2013）等人的实证表明 IF 可以精确地反映产业结构的高级化指标。（2）产业结构合理化及其度量。产业结构合理化，是指由于经济发展过程中需求结构的。需要说明的是，合理化与高级化是两个不同的概念。结构的高级化是从效率的角度刻画产业结构的演进过程，是指产业结构的调整是实现产业整体效率提升的过程；合理化则是从均衡的角度进行描述，是指实现产业结构与需求结构、资源供给结构和技术结构相适应的状态。研究产业结构合理化时，根据古典经济学假设，经济最终处于均衡状态，各部门生产率水平相同。因而可选用结构偏离度进行衡量，在此将其命名为产业结构合理化值（IR）。其计算公式为：
首先，以三次产业对 GDP 贡献度为分量构造向量
高层次排列的向量 x1 = (1 0 0) ， x 2 = (0 1 0) ， θ2， θ3： x3 = (0 0 1) 的夹角θ1，
æ x0·x j ö θ j = arccosç ÷ j = 1 2 3 è |x0||x j| ø 最后，定义产业结构高级化值 IF 计算公式如下 IF = å å θ j
程。根据克拉克定理，经济社会的发展可以视为由以农业 0 引言作为经济结构的重要组成部分，产业结构与经济增长之间密不可分。在古典经济学时代，传统经济增长理论曾在很长时期内忽略了产业结构变动与经济增长的内在联系。自 20 世纪 60 年代以来，以库茨涅茨、罗斯托、钱纳里等人为代表进行的研究证明了产业结构的演化升级与经济增长之间的内在联系。然而，现有的研究大多仅选取产业结构的某一角度进行分析。并且，自 1981 年日本教授田地龙一郎正式提出 “产业结构软化” 的概念以来，也少结构软化同经济增长关系的研究。为此，本文运用产业结构的高级化、合理化和软化（以下简称 “三化” ）三个指标来度量产业结构的升级，进而分析湖北省产业结构与经济增长的关系。 1 产业结构升级的理论分析 1.1 产业结构升级概念产业结构的升级，是指一国经济发展重点或产业结构重心由第一产业向第二产业和第三产业逐次转移的过影响到居民的消费选择。基于以上分析，我们认为当前由于中国的住房制度不合理，导致了居民的边际消费倾向出现了递减的趋势，从而不利于中国经济的持续增长，并增加了经济的波动和消费者生活质量的提高。为了解决这一问题，我们认为有以下几点可以去完成：（1）尽快改革收入分配制度，提高居民收入占国内生产总值的份额。（2）采取切实有效的措施，稳定房地产市场，抑制房地产价格过快上涨的趋势，防止房地产泡沫的出现。（3）由于收入比资产对于居民的消费行为产生更大的影响，因此，在提高居民收入的同时还要拓展居民的理财渠道。为主过渡到以制造业为主，再到以商业、服务业为主发展的过程。随着经济的发展，产业结构的重心也随之由第一产业向第二产业和第三产业转移，即产业结构朝着升级的方向演进。 1.2 衡量指标产业结构的衡量标准中，比较著名的是钱纳里提出的 “标准结构” 方法。钱纳里将各国国民生产总值和人口带入国民生产总值的市场占有率模型中，得出一个标准结构。再通过比较一国的部门结构与标准结构的差异，以评价其产业结构的升级程度。标准结构与实际产业结构之间的偏差虽可作为判断产业结构状况的参考指标，但由于每个国家政治、经济、自然资源等条件因素存在差异，使得该方法受到一定程度的限制。当前，学术界对产业结构升级的衡量主要从产业结构高级化、合理化和软化三个角度进行刻画。（1）产业结构高级化及其度量。产业结构高级化，是指随着科技的发展和分工的深化，高附加值、技术化、集约化的产业在结构中比重不断增大的一种趋势。在研究产业结构高级化时，研究者一般采用 Moore 结构变化值进行度量。付凌晖（2010）基于 Moore 结构变化值定义了一种

我国产业结构与经济增长相互关系的实证研究

我国产业结构与经济增长相互关系的实证研究在一定技术条件下，经济通过专业化和社会分工会形成一定的产业结构，而产业结构在一定意义上又决定了经济的增长方式。

经济增长主要是通过一国国民生产总值的增加来度量的。

本文从产业结构对我国经济增长的贡献以及产业结构对经济规模和要素效率的影响两个方面进行实证研究。

关键词：产业结构经济增长相互关系实证研究模型设定和数据说明（一）产业结构对经济增长产生贡献的计量模型索罗（Romer，2000）认为长期经济增长是由技术进步（含经济制度的变迁）贡献的。

考虑不同产业结构对生产影响的函数Y=F（X1，X2，...XK，A）。

其中，Y表示国内生产总值，Xi（i=1，2，...k）表示第i产业的产业量；A表示经济的制度和技术水平。

从国民经济核算的统计角度来看总产量，恒等于所有产业的产业量之和，然而在一定经济制度之下，有的产业之间会出现极高的共线性，或有的产业自身对总产出没有显著的贡献，但与其他产业合在一起却对总产业有极大的解释作用。

这部分产业视为经济制度的一部分，而非经济的一个产业部门。

因此，在Y=F（X1，X2，...XK，A）中可能不存在总产出等于所有产业产出量之和的恒等关系。

其中，Y表示国内生产总值，X1，X2，X3表示第一、第二、第三产业的产出量。

（二）数据说明本文主要研究改革开放以来我国产业结构对经济增长的影响，因此研究的主要对象是1978年以后的经济产业结构划分，数据均取用《中国统计年鉴》（2009）上的产业划分数据。

由此可得出1978-2007年的国内生产总值第一产业的产出量X1、第二产业的产出量X2、第三产业的产出量X3。

X21、X22分别为第二产业中的工业产出量和建筑业产出量，而第三产业中的交通运输、仓储、邮政业为X31、批发和零售业为X32、住宿和餐饮业为X33、金融业为X34、房地产业为X35和其它第三产业为X36。

用这些样本观测值对模型进行回归得出方程。

对我国产业结构与经济增长的实证研究根据国内生产总值表可以得到1978-2008年的样本观测值，其中，Y为国内生产总值，X1，X2，X3分别为第一、二、三产业的产出值，并运用Eviews5.0的经济计量软件可得以下的经济计算模型：LnY=1.085737+0.154453LnX1+0.570320LnX2+(15.14969) (5.960426)(22.19896)0.26697LnX3(11.179947)R2=0.999917 R2=0.999908 D.W=0.432706F=104497.8（1）从该回归方程的判决系数可知，第一、第二、第三产业对国内生产总值有整体的解释意义；但D.W值为0.432706，说明回归方程的残差项存在序列相关，于是对该回归方程进行修正，再回归得出方程：LnY=0.903170+0.233224LnX1+0.500495LnX2+(9.873103) (16.66101)(19.55446)0.283411LnX3+1.384811AR(1)-0.496039AR(2)(11.88666)(8.456037) (-2.914729)R2=0.999988 R2=0.999985 D.W=1.840013F=356523.1（2）从方程（2）的判决系数、调整后的判决系数和D.W值与方程（1）相比，都有所提高，这意味着提高了方程解释程度。