一个经济体的国民经济由不同的产业部门组成,各产业部门的发展规模和发展速度决定了一个经济体的整体发展水平。其中国民经济增长速度和各产业部门增长速度的关系为:

对(1)式等号两边时间t取一阶导数得:

其中g_t、g'_t、Y_i分别表示国民经济增长速度、国民经济增长速度的变化率和第i产业部门的国内生产总值。观察式(2)可以看到一个经济体的国民经济增长速度和增长速度的变化率要受到各产业部门的增长速度和产业部门结构变动的双重影响。通过技术进步路径使得某一产业部门生产效率获得大幅提升必然会带来生产要素由低效率生产部门向该部门转移,生产要素转移使得产业结构演变所带来的“结构红利”促进国民经济增长^[8],此即为产业结构演变促进经济增长的模型解释和产业结构促进经济增长的核心原因。

产业结构演变是一个动态的过程,是一个经济体为实现经济更好发展而努力促使第1 第2 第三产业协调发展和向更高层次攀升的过程。国外一些学者(Brandt & Zhu^[9]10-54,2010; Dekle & Vandenbroucke^[10],2012)利用农业部门劳动力份额来表示产业结构演变。干春晖等(2011)^[11]、宫汝凯等(2016)^[12]采用产业结构合理化、产业结构高级化来表示产业结构演变。李冠霖等(2003)^[13]、张抗私等(2013)^[14]、杨家伟(2013)^[15]利用产业结构偏离度来表示产业结构演变。综合以上学者的方法,本文拟从产业结构偏离度和产业结构高级化两个维度来衡量产业结构演变。

(1)产业结构偏离度的度量。传统的产业结构偏离度是指产出增长和就业增长达到相对均衡状态时产业结构的偏离程度,其计算公式为:

式中,E表示产业结构偏离度,Y、L、i、n分别表示国内生产产值、就业人数、产业部门、产业部门数量。可以发现产业结构偏离度始终不小于0,当产业结构偏离度等于0时,此时Y_i/Y=L_i/L,说明经济处于均衡状态,Y_Y、L_i/L分别表示就业结构、产出结构。E值越大表明经济越偏离均衡状态。由于经济非均衡是一种常态,所以E值不可能为0。

美中不足的是这种传统计算方法将各产业部门“一视同仁”,忽视了各产业部门在不同经济体的相对重要性,为此在考虑到各产业部门的相对重要性后研究引入泰尔指数来度量产业结构偏离度。泰尔指数经常被一些学者用来研究地区收入差距问题^[16-17],本文在相关学者研究的基础上对泰尔指数进行重新定义,其计算公式如下:

当经济处在均衡状态下TL同样为0,在考虑到各产业相对重要性的同时还保留了传统指标的理论基础和经济含义,故而是对产业结构偏离度的一个更好度量。TL不等于0,表示经济偏离均衡状态。

(2)产业结构高级化的度量。产业的高级化是指产业的高技术化、高附加值化和高加工度化,产业的总体经济效益和宏观经济效益提高,而产业结构高级化是指一个经济体迈向更具获利能力的经济领域。付宏等(2013)采用新产品产值来度量产业结构高级化^[18]。本文借鉴吴敬琏(2008)提出的“经济结构服务化”是指第三产业的增长率要快于第二产业的增长率,将产业结构高级化定义为第三产业增加值与第二产业增加值的比重,并记为TU。

在分析中国产业结构演变特征之前首先对本文新定义的指标泰尔指数和传统的计算方法进行一个简单比较。从表1可以看出,新旧两个指标的相关系数为0.901 5,表明二者具有高度的正相关性。从图2发现,二者在1978—2016年变化趋势基本相同,主要是在变化大小和波动幅度上有所区别(这主要是因为泰尔指数考虑到各产业的结构比重),因此本文新定义的指标泰尔指数可以用来衡量产业结构偏离度。关于产业结构高级化,我们这里将非农产值与农业产值的比例与本文定义的TU值做一比较。发现二者的相关系数为0.892 3,有较强的相关性。但从图1发现,二者的演变趋势存在较大差异,从传统升级指标来看,除极个别年份外,中国产业结构基本上处于升级状态; 而从TU指标来看,考虑到二三产业内部结构的互动效应,产业结构高级化呈现出明显的波浪式走势。就像中国经济体制改革一样,产业结构演变必然也是经历了一个曲折的过程,这一点比较符合中国的经济实践。

表1 产业结构衡量指标的皮尔逊相关性检验

图2 1978-2016年中国产业结构变迁

图1刻画了在1978—2016年产业结构偏离度和产业结构高级化的基本走势。从时间趋势来看,1978—2016年TL值变化呈现出明显的波动性,而TU值表现为呈波浪式上升的基本趋势,这一趋势同中国经济体制变革历程相契合。中国经济体制改革肇始于农村,家庭联产承包责任制一方面极大地刺激了农民的生产积极性,带来农业产出的迅速增加; 另一方面为后来乡镇企业的大发展和城镇化快速推进提供了大量自由、廉价劳动力。而在工业内部主要针对计划经济下重工业优先发展战略进行调整,轻工业迎来发展机遇,因此在70年代末期TL值迅速下降并且TU值也有所下降,此时产业结构偏离度在降低。城市改革困难重重、停滞不前,城市个体经济开始出现,同一时间乡镇集体企业异军突起吸纳了农村当地大量剩余劳动力,期间TL值变动不大; 但是由于城市个体经济从无到有、乡镇集体企业崛起为第三产业的发展创造了条件,因此在整个80年代TU值几乎一直处于上升通道。1992年邓小平南巡讲话和“十四大”的召开表明中国政府明确要建立社会主义市场经济体制,中国城镇化建设吸纳了家庭联产承包责任制下农村出现的大量剩余劳动力,但在这一时期中国剩余劳动力仍处于供大于求的状态,而且改革开放继续深入和FDI的持续进入使第三产业迎来发展良机,因此TL值、TU值在90年代初短暂下降后又开始攀升。2001年中国加入WTO,大量低端生产、加工制造业涌入中国加上各地出现的工业化浪潮使得中国逐渐成为全球的制造中心“世界工厂”,与此同时服务业发展明显滞后,TL和TU表现出同步缩小的现象。2008年美国次贷危机和2012年中国进入经济新常态,进行供给侧结构性改革、去产能,大力发展第三产业和现代服务业,TL值进一步减小,而TU值继续增加。

本文旨在分析产业结构演变对经济增长的影响,利用1978—2016年中国大陆31个省级行政单位构成的动态面板数据和动态面板数据系统GMM估计方法研究这一问题。系统GMM通过有效使用与内生变量高度相关、且与扰动项无关的工具变量来代替内生变量,能够很好地解决模型的内生性问题,并且系统GMM相比较于差分GMM具有偏差更小、估计效率更高的优点。本文将计量模型设定为以下形式来分析产业结构演变对经济增长影响。设计如下模型:

g_it=β_i+β₁TL_it+β₂TU_it+μ_it(5)

式中,i表示地区,t表示时间,g表示经济增长率,β_i为地区不可观测效应,u为独立同分布的随机误差项。因为产业结构选择只是影响经济增长的一个因素,为更明确它们间的相关性和避免选择控制变量的随意性,本文借鉴Frank(2005)的做法,将经济增长和产业结构变迁的交互项作为工具变量,从而计量模型变为:

g_it=β_i+β₁TL_it+β₂TU_it+β₃(g_it*ΔTL_it)+

β₄(g_it*TU_it)+μ_it(6)

进一步进行差分处理以消除个体效应,得到差分模型:

Δg_it=β₁ΔTL_it+β₂ΔTU_it+β₃(Δg_it*ΔTL_it)+β₄(Δg_it*ΔTU_it)+Δμ_it(7)

由于差分处理会产生随机扰动项的相关性,在进行估计时需采用面板稳健性标准差。

对于地区经济增长指标,本文采用各地区每年的GDP增长率作为衡量指标,对于产业结构指标采用TL和TU来描述,本文所有数据来源于《中国统计年鉴》和《(各省)统计年鉴》,个别缺失数据采用移动平均法补齐。

自改革开放以来我国经济结构经历数次变化。通过对图2分析发现,中国产业结构偏离度、产业结构高级化的演变特征与中国经济改革进程是紧密契合的,并表现出极强的阶段性特征。为了正确认识中国产业结构演变对经济增长的影响,有必要将二者的关系进行分时期讨论。通过前文对中国产业结构演变特征的分析,将1978—2016年分为1978—1984年、1985—1992年、1993—2001年、2002—2008年、2009—2016年五个时期进行讨论。

从表2回归结果看,产业结构偏离度、产业结构高级化均对经济增长具有显著影响,只是这种影响存在时期差异。就产业结构偏离度而言,以2008年为界,2008年以前β₁、β₃均为正值,说明产业结构偏离对经济增长起促进作用; 2008年以后β₁、β₃均为负值,说明产业结构对经济增长起抑制作用。这说明产业结构偏离度对经济增长的作用机理从2008年以前的促进作用转为抑制作用。从图1发现,2008后产业结构偏离趋势在减小,而“这种反向的偏离”反而对经济增长具有促进作用。另外,|β₁/β₃|是比较小的,这表明产业结构偏离度对经济增长的影响不仅取决于产业结构偏离度本身,还依赖于经济增长速度。在经济增长率较高时,某种程度的产业结构偏离还能促进经济增长,但在经济增长率较低时,产业结构偏离会对经济增长产生抑制效果。就产业结构高级化而言,其对经济增长的影响相对较复杂,β₂和β₄在各个时期的符号并不完全一致,且|β₂/β₄|也相对较小,说明产业结构高级化与经济增长之间的关系是不稳定的,且显著性明显不如产业结构偏离度,说明产业结构高级化对经济增长的影响呈现出明显的不确定性,其影响也与经济增长密切相关。为进一步明确产业结构演变对于经济增长影响的时期差异,借鉴多元一次函数求偏导的方法来考察产业结构变迁对于经济增长的偏效应:

表2 中国产业结构变迁对经济增长的影响分时段回归结果

从偏效应角度分析,整体上讲从1978—2016年产业结构偏离度、产业结构高级化对经济增长有促进作用,且对于经济增长的促进作用产业结构偏离度要弱于产业结构高级化。同时我们应注意到2009—2016年产业结构高级化对于经济增长的促进作用开始超过产业结构偏离度。另外发现产业结构偏离度除2009—2016年对经济增长均具有促进作用,而产业结构高级化在1992年以前对经济增长具有负面影响,1993年以后产业结构高级化对经济增长具有正面影响。这里的实证结果有较强的政策含义,由于产业结构偏离对经济增长的影响从1978—2008年的促进作用转向2009—2016年的抑制作用,说明产业结构从“偏离”向“合理”“转型”。结合图1发现,这种“反向的产业结构偏离”对经济增长仍具有促进作用,产业结构高级化对经济增长的影响从1978—1992年的负面影响转向1993—2016的正面影响。这表明,政府在进行产业结构调整时,除了要大力发展第三产业和现代服务业外,在现阶段要更多关注要素禀赋结构和投入产出结构之间的协调,强调产业结构的关联性,推动产业结构从“偏离”向“合理”转型,以及产业结构向高级攀升,夯实经济增长的长效机制。

为了验证前文研究结果的准确性,仍有必要对其进行稳健性讨论。对于本文研究结果的稳健性检验我们仍采用前文的估计方法,这里利用产业结构传统的计算方法E代替新定义的指标TL,重复前文的研究过程,得到表3。将表3和表2对照发现,各时期的系数符号保持高度一致,只是在显著性水平存在差异,这说明前文的研究结果是稳健可靠的。

表3 中国产业结构变迁对经济增长影响的稳健性检验

注释:

① 图1、图2数据依据《中国统计年鉴》和各省《统计年鉴》计算所得。