中国产业结构变迁对经济增长和波动的影响

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1、中国产业结构变迁对经济增长和波动的影响 这里巧值勺传统产业结构応级化的较大杀异我们是这样认为的：产业结构高级化应当是产业结构系统从较低级形成向 较為级形式的演变过程它对应的路径应当是劳动密集产业一资本密集产业技术幣集产业知识密集产业的i个渐进 过程这里的TS值主要衡最的是嚴后一个阶段而传统的指标則集中于前三个阶段因此服务化指数与传统升级揺数的差异也是 必然的C干春晖郑若谷余典范内容提要：木文在测度产业结构合理化和产业结构高级化的基础上，构姥了关于产业 结构变迁与经济增长的计量经济模型，进而探讨了二者对经济波动的彫响。研究结果表 明：产业结构合理化和高级化进程均对经济增长的影响有明显的阶段性特征

2、。相对而言， 产业结构合理化与经请增长之间的关系具有较强的稳定性，而高级化则表现出较大的不 确定性。产业结构合理化和高级化对经济波动的影响主要表现在不可预测的周期性波动 方面，而它们的彩响机制却截然不同。产业结构高级化是经济波动的一个重要来源，产业 结构合理化则有助于抑制经济波动。总体上，现阶段我国产业结构合理化对经济发展的 贡献要远远大于产业结构高级化。本文认为，政府在制定产业结构政策时，应在强调产业 结构合理化的同时，积扱突破制约产业结构高级化效应的限制条件，有效推进产业结构的 高级化，充分发挥产业转型与升级对经济增长的持续推动作用。关键词：产业结构合理化 产业结构高级化 经济增长 经济波

3、动一、引言产业结构转变是理解发展中国家与发达国家经济发展区别的一个核心变量同时也是后发国 家加快经济发展的本质要求(Chenery el al. ,1989)。产业结构变动包括两个方面：一是由于各产业 技术进步速度不同并且在技术要求和技术吸收能力匕的巨大差异导致各产业增长速度的较大差 异，从而引起一国产业结构发生变化;二是在一国不同的发展阶段需要由不同的主导产业来推动国 家的发展，伴随肴经济发展的主导产业更替直接影响到一国的生产和消费的方方面面，这在根本上 对一国产业结构造成巨大冲击。因此，产业结构演进是一个经济堆长对技术创新的吸收以及主导 产业经济部门依次更替的过程(罗斯托，1962)。然而

4、，在技术进步和主导产业依次推动产业结构变迁的过程当中也存在着产业生产率水平的 巨大差异，投入要素从低生产率或者低生产率增长率的部门向高兰产率水平或高生产率增长率的 部门流动可以促进整个社会生产率水平的提高，由此带来的“结构红利”维持了经济的持续增长 (Peneder,2002),此即产业结构转变促进经济增长的核心原因。但与此同时，产业结构变迁在促进 产业发展、维持经济增长的过程中也会带来一些问题。首先，技术进步和技术替代会打破原有经济 的均衡，对特定产业部门产生较大冲击并引起生产要素供给的变动，从而造成经济波动(Baumol, 1967)；其次，主导产业政策会引起社会投资结构的调整和消费结构的

5、变动，进而对经济的稳定性 造成影响。产业结构变动也定经济周期的主要驱动力量之一(Kuznet8,1971)o由于中国的迅速崛起，国内外许多研究者对于中国产业结构也给予了广泛关注。然而经验研#C*依科金巴？和期究表明，关于产业结构对经济增长的作用问题并没有一致性的结论。Sachs(1994)通过对中国和俄 罗斯的比较研究发现，中国落后产业结构的迅速转型是中国经济高速增长的核心驱动力。Fan (2003)也指出在中国产业结构调整过程中跨地区跨部门的劳动力流动是中国整体经济效率提高 的重要源泉。刘伟、张辉(2008)以及十春晖、郑若谷(2009)的研究也表明了产业结构对经济增长 有积极的影响，但他们

6、也指出这种“结构红利”随着改革的推进在逐步滅弱。而吕铁(2002)与李小 平、卢现祥(2007)对中国制造业的研究中，却发现产业结构变化带来的“红利”并不显著。同时，伴 随着经济增长的经济波动现象足中国经济发展过程中的一个鲜明忙特征(刘霞辉,2004),而中国 经济波动的一个突出表现是总绘增长与结构分化相联结，即在每轮经济周期中，经济总虽扩张必 与经济结构分化相伴随；反之，经济回落时经济结构不平衡亦在缩小(袁江、张成思,2009)。因此， 产业结构对经济波动的影响肯定是存在的，对此问题的研究在国外存在大量文献，而对中国相关 问题的分析则显得不足，孙广生(2006)的分析为笔者所仅见，他将经济的

7、波动从产业层面上进行 了分解，并得出第二产业与宏观经济波动的相关性最强，第三产业次之，第一产业与宏观经济波 动不相关，冶金工业、非金属矿工业和建筑业等重工业的产业波动是中国宏观经济波动的主要原因 的结论。在研究产业结构对经济增长的影响时，-般采用Chenery et al. ( 1989)发展的“多国模型”或 Fabricant (1942)提出的偏离份额法(Shift-Share Method)进行分析。“多国模型”中对回归的控制 变量的选择具有模糊性，容易造成省略变呈问题，从而导致问题分析不准确，同时模型中对产业结 构采取的衡虽方式也是一个难点。偏离份额法是一种有效的分析结构问题的方法，但

8、是它会造成 结构效应的低估(吕铁.2002),而且在使用这一方法分析时，对产业结构变化的分析不够细致此 外，大多数有关产业结构与中国经济发展的文献集中于对增长的研究上，对经济波动影响的研究则 明显不足。而中国经济波动的成本与经济增长给中国带来的福利是大致相当的，国民经济为此付 出了极大的代价(陈彦斌,2008)。因此，本文力求弥补现有研究中的这些不足，从以下几个方面做 出努力：第一，将产业结构变迁分解为合理化和高级化两个方面，并结合其内在含义对产业结构合 理化和高级化进行重新度量，以使对产业结构的测度更加合理；第二,通过一个简洁的计鼠模型将 产业结构对经济增长和波动的彫响统一到一个框架下进行研

9、究，并冋避对其他控制变星选择的问 题，以避免模型设定不当带来的误差；第三，对经济波动进行分解，并将产业结构对各种波动的影响 进行全面讨论，以充实产业结构对经济波动的研究文献；第四，通过指标度斌、估计方法以及模型选 择等多种途径来对研究结果进行稳健性检验，以提高本文研究的精确程度本文结构安排如下：第二部分构造产业结构变迁的衡量指标，并分析中国1978年以来产业结 构演变特征；第三部分构建相应的检验模型，并对数据和变蜀进行说明；第四部分对产业结构变迁 与经济增长和产出波动之间的关系进行实证分析；第五部分对模型的稳健性进行检验；第六部分得 出结论O二、产业结构变迁的度量及其特征从动态的角度看一个经济

10、体的产业结构变迁具有两个维度，即产业结构合理化和产业结构高5级化。本文必从曲个维度对产业结构变迁进行衡址。（一）产业结构合理化的度晁产业结沟合理化指的是产业间的聚合质最，它一方面是产业之间协调程度的反映，另一方面还 应当是资源有效利用程度的反映，也就是说它是要素投入结构和产岀结构耦合程度的一种衡录。就这种耦合而言，研究者一般采用结构偏离度对产业结构合理化进行衡暈，其公式为:y/厶i|= iY/YL/L(1)式中上表示结构偏离度，y表示产值丄表示就业表示产业山衷示产业部门数根据古典经济 学假设，经济最终处于均衡状态，各产业部门生产率水平相同。而由定义，乙即表示生产率，因此 当经济均衡时必仏二乙,

11、从而=0o同时必/丫表示产出结构上表示就业结构，因此E同时 也是产出结构和就业结构耦合性的反映。E值越大，就表示经济越偏离均衡状态，产业结构越不合 理。由于经济非均衡现象是一种常态，在发展中国家这种情形更为突出（Chenery et al. J989）,从 而E值是不可能为0的。但是，结构偏离度指标将各产业“一视同仁” 忽视了各产业在经济体的 重要程度，同时绝对值的计算也为研究带来不便。为此，我们引入了泰尔指数。泰尔指数又称泰尔爛，最早是由泰尔（Theil and Henri, 1967）提出，一些学者将之用于地区收 入差距问题的研究（王少平和欧阳志刚，2007）。我们发现，泰尔指数其实也是一

12、个很好的度量产 业结构合理性的指标。本文在他们的研究基础上对泰尔指数进行重新定义，其计算公式如下： 九=&）呵/扌）（2）同样地.如果经济处于均衡状态卜，也有T=0,rfn且该指数考虑了产业的相对重要性并避免 了绝对值的什算，同时它还保留了结构偏离度的理论基础和经济含义，因此是一个产业结构合理化 的更好度危.泰尔指数不为0,表明产业结构偏离了均衡状态，产业结构不合理。（二）产业结构髙级化的衡显产业结构髙级化实际上是产业结构升级的一种衡址，一般文献根据克拉克定律采用非农业产 值比重作为产业结构升级的度量。虽然说经济非农产值比繭的增加是一个很币要的规律，但是上 世纪70年代之后信息技术革命对主要匸

13、业化国家的产业结构产生了极大的冲击，出现了“经济服 务化”的趋势，而这种传统的度量方式没有办法反映出经济结构的这种动向。在信息化推动下的 经济结构的服务化是产业结构升级的一种亟要特征，鉴于在“经济服务化”过程中的一个典型事实 是第三产业的增长率要快于第二产业的增长率（吴敬琏,2008）,本文采用第三产业产值与第二产 业产值之比（本文简记为TS）作为产业结构高级化的度駅。这一度量能够清楚地反映出经济结构 的服务化倾向，明确地昭示产业结构是否朝着“服务化”的方向发展，因此它足一个更好的度量。 如果TS值处于上升状态就意味着经济在向服务化的方向推进，产业结构在升级。（三）中国产业结构变迁的特征在分析

14、中国产业结构变迁特征之前，我们首先对本文新定义的指标与传统的指标进行简单比 较。从表】中可以看出泰尔指数与结构偏离度具有高度的相关性，并且图1也表明两者在1978-2009年的变化趋势基本相同，只是在变化的大小和波动的辐度上有所区别（这主要是因为 泰尔指数考虑了各产业的结构权朿），因此本文定义的泰尔指数是一个对产业结构合理化的合理 的度量指标。关于产业结构髙级化，为便于比较，对传统指标不采用非农产值比重而采用非农产值 与农业产值之比，并将这一比重与本文定义的TS值比较。我们可以看到TS值和非农产值与农业#低億為金20H年第5期产值之比的相关系数仅为0. 188,也就是说服务化指数与传统升级指标

15、之间的相关性不是很强，同 时图I也表明两者的演变趋势是存在较大差异的。可以看到非农产值与农业产值之比除了在上世 纪80年代初期及极个别年份(1990年和2004年)之外-玄处于上升的状态，也就是说从传统的观 点来看，中国产业结构基本上一直是处于升级的状态。而从TS值来看，考虑到二三产业内部结构 的互动影响之后，产业结构的变迁存在君明显的波动，如同中国经济改革一样，产业结构变迁也是 一个曲折的过程，这一点也比较符合中国的经济现实。表1产业结构衡量指标的皮尔逊相关性检验TLTSE非农产值/农业产值TL1.000TS0.072 1.000- -r-E0.887 0. 072 1.000-非农产值/农

16、业产值 0. 3080. 188-0. 320 1.000注：分别表示在10%、5掘和I咲显语性水平下显若。图119782009年中国产业结构变迁1978-2009年的TL值和TS值变化均表现出波动性，这一点与中国改革开放的历程也是相契 合的。中国的改革肇始于农村地区，农村承包责任制的逐步全面铺开刺激了劳动者的积极性和农 业产值的增加，而在工业内部主要是对匪先的重工业化的经济结构进行调整，因此在改革之初的几 年内产业结构趙于合理化,TL值迅速下降并且TS值也有所下降。其后，从上世纪80年代中期开 始中国改革甫点转向城市但并未创造出大址的就业岗位，而与此同时，乡镇集体企业兴起过程中 则主要是解决

17、当地大疑剩余劳动力的就业问题，因此此间Tb值变动不大；但是个体私营经济的从 无到有极大地促进了第三产业的发展，而乡镇集体企业的兴起也为第三产业的发展创造了条件，因 此在整个】98()年代TS值几乎一直处于上升当中。上世纪90年代初期是中国经济改革的个关 键转折市场经济制度的确立为劳动力的流动创造了条件，也为匸业经济的发展提供了动力，但毕7篠依席金201】年第5期竟这一时期中国剩余劳动力供大于求，而且对外开放的加深和外资的涌入也开创了第三产业发展 的另一个高峰，因此TL值和TS值均在90年代早期的短暂下降之后又开始攀升。入世之后，中国 进一步融入全球，低端制造业给中国的大园劳动力提供了就业机会，

18、也将中国推向了“世界工厂” 的地位，第三产业发展的步伐明显落后，因此又出现了 TL值和TS值同步减小的现象。同时还要进一步指出的是，虽然TL值和TS值与中国的改革开放进程紧密契合，但是两者的 相关性却并不强，而H两者的演变趋势也是很不一样的。这意味着本文对产业结构变迁的衡虽很 好地从产业结构合理化和高级化两个维度区分开来，在后文的实证分析中可以不用过多地考虑两 种结构演变之间的交互作用。三、模型、方法和数据(一) 计建模型的设定和估计方法本文旨在分析产业结构变迁对经济增长以及相伴随的经济周期波动的彫响。我们运用 1978-2009年30个地区的面板数据对这一问题进行分析。面板数据分析可以控制不

19、可观测效 应，同时扩大了样本量，增加了自由度并有助于缓解共线性的问题，从而使回归的结果更趋于准确 根据研究目的，本文采用了固定效应模型，其理由为：(1)对于大量个体的随机抽样而言，样本可以 视为总体关系的判断，从而应当选择随机效应模型。然而，本文分析的是30个地区，个体较少，因 此将个体效应视为固定效应较为合适。(2)随机效应假定个体效应与随机误差项不相关，而固定 效应则无需这一假设，对本文的研究而言，后者显然更为合适。据此，我们将模型设定如下：yit = y, + QJn% +/32 In + uu(3)式中i表示地区表示时间表示地区经济增长或者波动lnlnTS分别表示产业结构合理化和 产业

20、结构高级化衡童指标的对数值为独立同分布的随机误差项，力为地区不可观测效应。然而,产业结构只是经济增长或者波动的一种影响因索，为更好地检验它们之间的关系，需控 制住其他因索的影响，一般的做法是引入控制变施。由于经济现实中对经济增悅和周期的影响因 素很多，很多文献都根据白身的需要或者数据的可得性选择控制变量，没有一定的标准。为了避免 控制变量选择的随意性，我们回避/控制变量的选用，借鉴Frank(2005)分析地区经济差距和经济 增长关系时的做法，宜接利用增长(或波动)与产业结构的交互项进行控制，从而计竝模型变为： 九=y, +/32lnfSM +03(九 * In%) +仗(九 nTSJ + u

21、u (4)进一步对(4)式进行差分处理以消除个体效应，得到差分模型：= fitAnTLtl + /33( AlnTL,) + /34(* AlnTSir) + A% (5)由于差分会导致差分的随机扰动项的相关性因此在估计时需要采用面板稳健性标准差。同 时由于回归变量中出现了含有因变录的交互项，模型存在内生性问题。针对这种情况,Baum & Schaffer(2OO2)建议将模型所有的解释变量视为内生，并以其滞后项和差分项作为工具变量进行面 板广义矩估计。这种处理方式是基于残差项与不同期的解释变虽不相关的假设做岀的。然而，额 外时期的数据在提供了额外的矩条件和额外的工具变呆的同时，也容易造成工具

22、变量过度的问题， 因此还必须做一个过度识别检验。Hansen(1982)给出了一个有效矩估计的J检验统计量，在原假 设下工具变量满足正交性，工具变试是有效的。本文采取这种检验方式对工具变量进行过度识别。(二) 变址和数据说明对于地区经济增长指标，本文以各地区各年份CDP增长率作为衡量指标，对于产业结构指标 采用前文描述的泰尔指数和TS指数，所有数据资料均来源于中国五十五年统计资料汇编和中 国统计年鉴)(2006-2010),在计算过程中的个别缺失数据，通过移动平均法补齐。对经济波动的衡址，一种常用方法是利用HP滤波(Hordick and Prescott, 1980 )将经济产出分 解为趙势

23、成分和周期成分,趋势成分为潜在产出，周期成分则为产出缺口，并将产岀缺口的绝对值 序列作为波动大小的度量，具体分解通过最小化下式得到：f （1 眄-lnr； ） +入（1此：,1此）-（lnV； - in/；,）2（6）I I2其中，】此 为毎一期CDP的对数值，lny：则为潜在产出，表示增长的趋势成分，而（1叭-In）即 为产出缺口，为增长的周期成分，入为趋势成分波动的惩罚因子。然而这种分解模式实际上并未完 余将经济的波动分离岀来.而只是将波动分离成为筠势波动和周期浓动.趋势波动存在于赭势成分 之中，只是其波动可以预测，而周期成分的波动则不可预测。基于此,Aghion et al. （2006

24、）建议将考 察期分为若干个时间跨度相同的时间段，以每个时间跨度内经济增长率的标准差作为经济波动的 衡量，而卢二坡和曾五一（2008）认为不同地区经济增长率的标准差会由于经济增长均值的不同而 不具有可比性，并建议用时期内经济平均增长率来消除均值的影咆。本文采纳这一建议，将经济波 动的度量方式列为：uolg* = std（nYr - InY,）/* 严其中，g表示地区经济增长率，In表示地区GDP对数值，加（1此.厂1此）表示/时期到/+ F时期 地区GDP对数值的标准差，T为选择的时间跨度，本文令卩=5。四、实证分析（一）产业结构变迁对经济增长的影响改革开放以来，我国经济结构发生了巨大变化。前文

25、在对中国产业结构演进的考察中，已经指 出产业结构变化无论是在产业结构合理化还是在产业结构高级化方面均经历了数次波动，但其变 化与中国经济改革进程是紧密契合的，具有较强的时段性特征。因此，要真正认识产业结构变迁对 经济增长的影响，有必要将产业结构与经济增长之间的关系分阶段进行研究。一些经济史专家将 中国1978年以来的改革进程分为四个阶段，本文在前文分析的基础上参照他们的分段方式将 19782009 年分为 19781984 年 J9851991 年 J9922000 年和 20012009 年四个阶段进行 分析。表2中各项回归的Hansen检验表明工具变量的选择是有效的，估计结果是合理的。从其

26、结果 来看，无论是产业结构合理化还是产业结构高级化，均对经济增长有着显著的影响，只是在不同的 时期这种影响存在较大的差异。就产业结构合理化变迁而言，我们发现在各个时段显著为正 而&显著为负，这不仅表明产业结构合理性对经济增长的效应存在时期差异，而且表明其作用机 制是恒定不变的，两者之间具有一种长期稳定的关系。况且，各项冋归的色/1出1值是相当大的这 意味看产业结构合理性对经济增氏的影响不仅取决于产业结构合理性本身，而且还与经济发展速 度相关。在经济增长率相对较低的时候，一定程度的产业结构不合理尚还能够维持经济的增长，而 当经济增长较快的时候，产业结构不合理则明显地对经济增长具有抑制作用。就产业

27、结构高级化 对于时向跨度的选择.Aghion ct al. （2006）以及周业安和章泉（2008）取值为6.而卢二坡和译五一（2008）取值为5。但是 一些研究表明，我国经济周期性比较频密（激逬.2006；刘神成零.2005）.因此本文采用卢二坡和五一（2008）的方式取T = 5C 经济学家專辅仍（1旳9）立中华人民3t和国经济史中按照中国经济改革的发展进程将1978-1999年的中国经济发展 分为经济体制改超探索阶段（ 1976-1984年）、经济体制改革全面推进阶段（1984-1992年）、建立社会主义市场经济体制阶段 （1992-1999年）；汪海波（2008）在中国现代产业经济史按

28、照中国经济的市场取向将1978-2004年的中国经济发展分为市场 取向改革起步阶段（1979-1984）、市场取向改革全而展开阶段（1985-1992）、市场取向改瑜制度初歩規立阶段（1993-2000）和市 场取向改革歸度連步完荐阶段（2001-2004 ）他幻的分期方式基本相同。而言，其对经济增长的影响在各个时期则相对较为复杂和d的符号在各个时期并不完全-玖, 产业结构高级化与经济增长之间的关系是不稳定的。各时期何归心/g的值变化也较大.而且显 著性明显不如产业结构合理化它对经济增长的影响存任着较大的不确定n juv响也与经济增长 率密切相关。为进一步明确产业结构变迁的阶段性差井.找们考察

29、产业结构对经济增氏的偏效 应：灵鵲s +0 &dg亦丸也3乳（9）表2产业结构变迁对经济増长的影响变量时问段19782(X)91978】98419851991199220002(X)12009AlnTL5. 935(10. 86)6. 001 (4. 10)3. 563 -(3 30)4. 749 -(9.9!)6. 398 (12. 06)AlnTS2. 755 (2. 28)(I.M)-1.835(I. 16)-2. 921(1. 15)9. 133 (6. 22)Ag AlnTL-0. 522(-22. 30)-0.516(-11.67)-0.510 “(-25.06)-0.463 (-

30、11.54)-0.499 ( 17. 36)Ag AinTS-0. 203(-2.71)-0. 404(-4. 12)0. 021(0. 33)0.213 ( 104)-0. 677 -(-6. 35)Hansen 检p-valuc)0. 2600. 4560. 887(X1920. 133F统计量267. 8481.30159. 58110. 27127.68观测值870120- -15011802,0TL偏效应0. 5610. 4030. 8800. 6210. 206TS假效应0. 2990. 638-2.0170.2550.737注：（1）本文廿址结果由STATAI0.0给出，、仁分别

31、衣示圧10% .5%和M握善性水牢下显語.括号内的数值为对应估 计值的t统计虽；（2）偏效应的计算中，采用的增长率是所在时期内所有地区增长率的均值；（3）除1992-2000年段冋归采用自变 余滞后1阶和2阶作为工具变爲之外，英他均为滞后1阶。总体上，产业结构合理化和产业结构髙级化的演变均对中国的经济增长具有正面作用，而产业 结构合理化所产牛的影响要远大于产业结构高级化。同时，我们也要看到产业结构合理化也并不 是所冇时候对经济堆长的影响都大于产业结构高级化，这种情形只在1985-1991年间和1992- 2000年间是成立的。另一方面，产业结构合理化的演进始终对经济增长具有止面促进作用，而产

32、业结构高级化在1992-2000年就表现岀负面影响，并H.町以发现产业结构高级化的影响存在巨大 的变化，这些都是产业结构高级化与经济增氏之间关系不稳定的明证。这里的实证结果具有较强 的政策含义，由于产业结构合理性与经济增长具有稳定的关系而产业结构高级化与经济增长的关 系相当不稳定，同时在2001-2009年中国产业结构并非具有服务趋向的髙级化.而这种“反向的髙 级化”仍然对经济增长貝有积极影响，这意味看，我们在进行产业结构调整时，除了理性看待产业 结构的高级化，在现阶段还应更多地关注产出结构与要素桌赋结构之间的协调，注重产业结构的聚 合质量，推动产业结构的合理化变迁，夯实经济增长的长效机制.，

33、拄计算过秤中，经济增长率取各地区在相应时间段的均值.因此偏效应也是一个相应的平均水平9蠻企Xi金20】壬第严（二）产业结构对经济波动的影响产业结构变迁不仅会对经济增长本身产生影响，根据经济周期理论，它还会对经济的波动产生 作用如同前文所分析的经济波动又包含趟势波动和周期波动阴个部分那么产业结构变迁对两 种波动是否均存在炒响？如确实有影响的话，对两种类型波动的影响又冇何不同？为明确这一点， 需将增长中的两种成分先分离开来。为此，我们采用前文介绍的HP滤波方法，按照Backus & Kehoe（1992）的建议参数入取100,然后按照前文的波动衡址方式对两种波动进行计算，以考察 产业结构对它们的影

34、响。表3是产业结构对经济波动影响的面板广义矩估计结果,Hansen检验仍然表明工具变量是有 效的，模型估计结果的合理性得到满足。从估计结果上看，产业结构对经济波动具右明显的作用， 对整体的经济波动、趋势波动和周期波动均存在不同程度的影响，而且产业结构合理化和产业结构 高级化的相关变量在符号上正好相反，这反映了两者对经济波动的影响机制是明显不同的。而产 业结构合理化利产业结构高级化的相关变域对经济波动、趋势波动和周期波动的回归中，其系数的 符号却保持了一致，这又表明jT产业结构对可预料到的经济波动和不确定的经济波动的影响方向 是一样的。表3产业结构对经济波动的影响因交量经济波动趋势波动周期波动A

35、lnTL0. 073 (3.75)0. 024 (6 73)0. 063(333)AlnTS-0. 188 (3 11)-0.004(0.57)0. 179 (3 19)Avol AlnTL-0. 509 *( - 15. 54)-0. 502 *( *18.53)-0517“(-16.69Avol llnTS0. 086( -0. 96)0. 139* ( 1.75)0. 083( -1.00)Hansen 检 ( p-value)0. 1540.3390. 188F统计量95. 96214.929& 77观浪值120150120TL 应-0. 0680.004-0. 075TS偏效应0.

36、1650. 0090. 157注：经济波动和周期波动的回归方程采用自变fit滞后1阶和2阶作为工具变股，而启弟波动采用滞后1阶。对产业结构合理化而言,金为正而丛为负，这表明产业结构合理化的降低dnTL值的增大）会 直接促进各类经济波动的幅度的增大，产业结构合理化与影响经济波动的其它因素的相互影响却 能够对此产生抑制作用。进一步IB/BJ 1，这意味着当TL值不是很大的时候，产业结构的不合 理并不会对经济波动产牛负面影响，也就是说，经济牛活是能够容忍一定程度的产业结构不合理 的。就产业结构高级化而言，则恰恰相反,&为负而乩为正，这表明产业结构的高级化推进（ETS 值的增大）对经济波动具有抑制效应

37、，但与其它经济的爆响因素的相互影响反而会导致经济波动 现象的扩大。同时1丛/01,这表明除非产业结构能够迅速地高级化，否则产业结构奇级化的追 求会进一步导致经济的波动。这再一次印证了前面的结论。在对产业结构进行调整的过程当中， 现阶段政府应该考虑产业结构的合理性，其次再考虑产业结构的高级化。如同考虑产业结构对经济增长的偏效应，也可以计算产业结构合理化和产业结构高级化对经 入是-个平滑性的参数.表示的足乜势祁分和周期部分的个权貶比。虽然理论上最优的入应取为趟孙顼方差与周 期项方差之比，但这如同以未知求未知一样可能导致値溟，氏此入取值祝成为了争论的焦点。例如.Backus & Kehx（l992）

38、认为应 当取100.而OECD则提出应当取25。济波动的偏效应（表3）。我们发现,1978-2009年间，产业结构合理化演变对经济波动的偏效应 为-0. 068,而产业结构高级化演变的偏效应则为0. 165。也就是说，产业结构合理化演变对经济 波动产生了抑制，而产业结构高级化演变则是经济波动的主要来源之一这种效应对于周期波动而 言更为明显。同时，产业结构合理化和高级化对趋势波动均具有微弱的促进性影响。通过对趋势 波动和周期波动进行比较，我们还可以发现，产业结构对经济波动的主要影响是通过不可预测的周 期性波动发生的，对趋势波动的影响校小。（三）对实证结果的进一步解释和说明通过产业结构对经济增长和

39、产出波动的影响的研究，我们发现，我国过去30年产业结构对经 济发展的贡献主要是通过产业结构的合理化发挥作用，相对来说，产业结构高级化的作用要小得 多c仔细回顾30年中国的国情和产业结构变化的特征，我们感到这是一个合乎情理的结果。中国 是一个人口大国，劳动力就业问题始终是产业结构调整的一个重要考施，农村改革的全面铺开所带 来的就是大量的剩余劳动力。30年的产业结构合理化变动其实质就是如何更多地吸收这些剩余 劳动力，早期集体经济、个体经济和私营经济的发展以至于后来大童的外资融入和加入WTO之后 的制造业的迅速成长都是解决劳动力的就业问题的途径，尽管其间多冇波折。同时，伴随着经济改 革过程中的资本积

40、累、制度演进和区域流动性增加，使得要索流动性大为增强。这种基于要素壊赋 变化的产业结构合理化的进程不仅能够带来经济本身的高速成长，而且还在某种程度上能够产生 熨平经济波动的作用。另一方面，在改革之初，中国的服务业还相当落后，即便是到了今天，服务业 的相对比重还远远落后于西方发达国家。虽然世界经济的服务化进程始于上世纪70年代，但中国 的经济发展仍然是以工业为主，尚处于工业化的阶段。服务业尤其是生产性服务业的落后并不能 够产生很强的经济能动性，这可能正是产业结构高级化对中国经济发展并没有产生很大积极作用 的原因。为此，政府必须要针对产业结构合理化和高级化对经济增氏和波动影响机制之间的异同 点，在

41、努力创造产业高级化的经济环境的同时，更多地考虑产业结构的合理性，这样才能促进经济 的进一步成长和减少因经济波动而造成的成本损失。五、稳健性讨论前文通过对产业结构与经济增反和产出波动之间关系的深入讨论我们得出了一些巫要的结 论。为了验证这些结论的准确性，还有必要对结论进行稳健性分析，对此，我们仍然对产业结构与 经济堆长以及产业结构与经济波动的关系分别进行讨论。鉴于前文对产业结构的衡量及其特征有 着详细的分析，下面对稳健性的讨论主要从经济增长（或经济波动）的衡量方式与模型的估计方法 两个方面展开。（-）产业结构与经济增长在前文的实证分析中，我们以地区经济增长率来衡量经济增长，在此再考虑其它的衡址方

42、式。 通过永续盘存法对各地1978-2009年的资本存量进行估计，以各地区相应年份的就业人数作为 劳动投入，以各地区GDP（ 1978年不变价格）作为产出数据（数据资料来源与前文相同），利用数据 包络分析（DEA）求出各地区全要素生产率（TFP）,并以之作为经济增长的衡疑，替代地区经济增 地区资本存SH占卄问題是经济学的个难点课題.相关文献可见张霑等（2004）和单豪杰（2008）,本文在单文的基础上将 估计拓展列2009年. TFP足考索经济増长的一种广泛采用的折标，通常对其衡R有倉数迭和非参数法两种方式。冬数法包括收入份额法和 随机边界分析法.需要设定明确的西数形式、估计不同要素的产出弹性

43、并进行相关的行兴假设非参数法包括指数法和数据包络 法（DEA）.它们都无箫设定两数形式，但指数法要求严格的行为假设，而DEA则无須这-假设，只需要相关的投入产出数据，本文 采用DEA的衔杲方式。对DEA的详细介绍和讨论可见Coelli & Rao（2006）o长率来检验结果的稳健性(表4)。表4中各类模型的相关检验再次表明模型估计结果是合理的。将其与表2的相关结果进行对 比可以发现，各时期对应模型的相关解释变址除了在数值大小和显着性程度上有所差别外，在符号 匕完全一致。这意味着使用TFP作为经济增长的替代变最时，产业结构对经济增长的效应亦表现 出与前文结果的一致性，表明前文估计的结果是稳健可靠

44、的。表4产业结构对经济增长影响的稳健性检殓I时问用丄ATFP1978200919781984198519911992200020012009 Y 4 AlnTl 0. 5690. 5690. 531 0. 4990. 568(25.20)(9 24)(13. 99)(12. 75)(16. 89)AlnTS0. 1130. 484 “-0. 033-0.310*0. 477(1.34)(3 38)(-0. 29)(1.78)(3. 12)TFP AlnTL-0. 532 -0. 490-0.510“-0.465 -0 538(-24. 63)(& 50)(-14.76)(-12.56)(-17

45、. 46)ATFP AlnTS-0. 113-0 387 ”0.0120.315”0.459 “(-1.44)(-3. 17)(0. 12)(-1.97)(-3.15)Hansen 检验(p-value)0. 7220.2160. 1070. 5680. 406F统计世291.6738. 99HO. 6565.76179. 44观测1ft870120150210210注：各问归方程均采用自变味滞后1阶作为工具变*。同时，我们还对模型采用不同的估计方式对产业结构与经济增长之间的关系进行检验c模型 在估计过程中最大的问题之-就是内生性的处理，由于这种内生性是由系统本身引起的，在这一点 上与动态面板

46、数据是相同的，因此，本文采取动态面板数据的估计方法对问题进行处理。系统广义 矩(SYS-GMM)估计是动态面板数据估计中广泛用于处理内生性问题的一种估计方法，它将方程的 差分系统与水平系统结合在一起，并将两类方程视为一个系统,将解释变鼠的滞后项及其差分项的 滞后项均视为系统的工具变量，进而提高了估计的有效性。然而.SYS-GMM估计要建立在一定的 假设基础上，并会产生大值的工具变址。因此，需通过两类检验:(I ) Arellano-Bon d检验，即差分方 程随机误差项的自相关检验，要求一阶差分方程的随机误差项中不存在二阶序列相关;(2) Hansen 过度识别检验，要求所使用的工具变量与误差

47、项是不相关的，即所使用的工具变员是有效的。如果 两类检验通过即表示模型设定正确且估计是合理的。表5报告了产业结构对经济增长影响模型的SYS-GMM估计结果。各项Arellano-Bond检验表 明残差存在一阶自相关而不存在二阶自相关，Hansen过度识别检验表明工具变址是有效的，因此 所有模型均通过设定检验。将表5与表2及表4对照，各时期对应解释变量的系数符号保持了岛 度一致，仍然只是参数值和显著性匕存在差异，这再一次表明我们关于产业结构对经济增氏影响的 实证结果是稳健可靠的。(二)产业结构与经济波动如同产业结构对经济增长的影响的稳健性需要检验一样，产业结构对经济波动产生的影响是 否稳健也需要

48、进一步考察。对经济波动的衡量我们采用两种方式进行检验：第一，在进行HP滤波 时，利用UECI)提出的入=23来分解着势坝和周期坝，并继纹以、年为时窗计算波动幅度；第二，仍 然以入=100分解趋势项和周期项，以周业安和章泉(2008)建议的时窗T=6计算波动幅度。此 外，跟产业结构与经济增长关系稳健性的检验方式一样，我们还对前文的相关数据和模型进行 SYS-GMM回归检验。三种形式的稳健性检验结果汇集在表6中。表5产业结构对经济增长影响的稳健性检验U时间段19782009197819841985 19911992200020012009AlnTL5.031 4. 211 *2.428 6. 96

49、05. 870(4.21)(2.01)(1.83)(6. 29)(7. 30)AlnI36. 287 -3 558-0. 883-1.546& 232 *(2 20)(0. 73)(-0. 19)(-0. 52)(2.44)A(glrTL)-0. 509 -0. 544 -0.51&-0. 527 -0. 499 (-10. 75)(-16. 28)(-18. 88)(-10. 86)(-8.60)A(g*lnTS)-0. 254 -0. 5020. 05060. 193-0.616 -(-2. 05)(-4.28)(0. 42)(1.05)(-2.70)ml ( p-value)0.0000

50、.0120. 0220. 0080. 031m2( p-value)0. 1300. 2490. 4310. 1890. 669Hansen 检 脸(p-value)1.0000. 2200. 1460. 3230. 268F统计量196.21291.97477. 67137. 52165.54N900150180240240注：(1)为避免工具变13过多导致的估计偏差在估计中加入了 Collupy 项对工具变磁进行控制；(2)为使系统估计更为稳 健有效估计过程中采用了二步稳傩估计括号内值为二步总健估计标准;(3)ml、m2分别表示一阶、二阶回归残痉自相关检验。 下同。表6产业结构对经济波动影

51、响的稳馋性检验(FD)因变量越势波动 (A =25)(1)周期波动 (A =25)(2)经济波动 (T=6)(3)趋势波动 (T=6)(4)周期波动 (T = 6)(5)经济波动 (SYS-GMM) (6)弟势波动 (SYS-GMM) (7)周期波动 (SYS-GMM) (8)AlnTL0. 0310. 058 0. 055 0. 023 0. 055 0. 0810. 028 0. 091(4. 87)(3. 33)(4 82)(8. 55)(4. 80)(3. 18)(3. 86)(2. 95)AlnTS0.014-0. 164 -0. 007-0.019 -0.012-0. 105-0.

52、 020 -0. 108*(1-28)(3 14)(-0.21)(-2.78)(-0. 45)(-1.50)(184)(-173)A vol 拿 AlnTL0. 529 (-13. 88)-0.515w(-17.09)-0.518 ”(-11.57)0.513“ (-15. 85)-0. 529(-12.43)-0. 571(-9. 99)-0.511 (-10. 66)-0. 585 (-10. 24)A vol AlniS0. 065 (0.66)0. 022(-0. 27)0. 049(0. 34)0. 182(1.62)0. 148(-0.71)0. 352 w(3. 40)0. 16

53、8(1.36)0. 342(3 33)Hansen检验(p-value)0. 2060. 1140. 1770. 1130. 1450. 1250. 1800. 233F统计量156. 87125.6634. 1468.8744.75269. 12162.61364.75观测値1501209012060180180180ml (p-value)-0.0100. 0580.014m2( p-value)-0. 1350, 1410. 284注：方程(3)冋归采用白变0滞后1阶和2阶作为工具变斂.方程(5)采用自变誥滞后1阶、2阶和3阶作为工具变餵，其他回 归期均采用了自变盘滞后I阶作为工具变总；

54、系统广义矩估计与表4同。各模型的相关检验均显示揆型通过设定检验，可以进行结构分析。将表6与表3进行对照分 析，我们发现，在经济波动和周期波动模型中，各种形式的回归系数在符号上完全一致，只是在显著 性和数值大小上存在差异。虽然趋势波动模型在部分系数上符号不完全一致，但是具有较强显着 性的系数均在各模型中没有发生符号的改变，发生系数符号变化的系数均不具有显著性，而且系数15 C*传爲金2（m年第5期 值也不人同时.前文分析也表明，产业结构对趋势波动的效应是微弱的。因此可以断言，前面有 关产业结构対经济波动影响的相关结论具有较强的稳健性。六、结论及政策含义本文将产W结构变迁分为产业结构合理化和产业结

55、构高级化供个方面，并对传统的度量方式 辺行改进.进而利用1978-2009年30个地区的面板数据考察了产业结构变迁对中国经济增氏和 波动的带响。逋过XJ何题的深入分析我们形成了以下主要结i仑：如同中国经济改革的进程一样中国产业结构合理化和产业结构高级化的演变并非一帆风顺， i何是多冇曲折匸是由于这种产业结构变迁的复杂性导致了其对于经济增长明显的阶段性特征。 产业结构介理化对统济増K的影响具有相当强的稳定性，其影响不仅取决于产业结构合理性木身， 还j经济发展速度冇关在经济増长率相对较低的时候，一定程度的产业结构不合理还能够维持 经济的增长;而X经济增K较快的时候产业结构不合理则明显地对经济增长具

56、有抑制作用o产业 结构扃级化对经济増K的莎响则在相当程度上具有不确定性，它可能促进经济增长也可能会对经 济增氏产牛.抑制作用 止足山于产业结构合理化和高级化对经济增长的这种影响的差异性导致了 氏期中产业结构介理化对经济增长的促进作用要远远高于产业结构高级化。产业结构合埋化和产业结构高级化对经济波动的影响效应也存在较大的差异。本文的研究表 明.产业结构合理化对经济波动的影响表现在两个方面：一是直接效应，即产业结构合理化在一定 竹度I.会直接导致经济波动幅度的增大；二绘间接效应.即产业结构合理化与其它因素相互影响产 生的间接效应对经济波动具有-定的抑制作用在本文所考察的时间范围内，上述间接效应要大

57、 应按效应即产业结构合理化总体上表现为对经济波动的抑制作用。同样，产业结构高级化对经 济波动的彬响址“衣）工接效应与间接效应。本文的研究表明，尽管产业结构高级化対经济波动的 rr接效筒休现为抑制作用.但这种抑制效应在本文研究的时间段内很微小而使经济波动幅度境大 的舄级化的间接效应则表现側更为突出超过氏接的抑制效应，总体上使得产业结构髙级化成为 经济波动的重要来源过-步的分析表明，不论是产业结构的合理化还是高级化其对经济波动的 影响主要体现在周期性波动上，而对越势波动的影响则相对较小。因此无论是从产业结构对经济增氏的影响来看还是从产业结构对经济波动的影响上分析， 我们均形成r个较强的政策性结论.

58、即政府在制定产业结构政策时应在重点强调产业结构合理 化的同时积极推进产业结构的高级化。这样既可以通过产业结构合理性调整为经济注入新的动 力乂町以避免产业结构高级化带来的对经济增氏的抑制效应，还能够滅少产业结构高级化对经济 工活造成的波动c当前中国产业结构不合理已经成为共识，而且我国也面临着从制造业走向服务 业的关键阶段产业结构合理化和高级化都是面临的迫切问题，为此我们结合本文的分析提出以下 两点政策建议：第-产业结构合理化应当放到更为觅耍的位置之上，白从中央提出发展战略性新 风产业和大力发展服务业之后，各地政府纷纷出台了相应的政策予以响应，但是我国各地区经济发 展水平差异巨大并非所有地区都已进

59、入到一个相当高的发展阶段。一些落后地区的政策措施无 疑是将产业结构扃级化摆在了更为重耍的位置上这对经济发展反而是不利的。因此，地方政府应 晋因地制宜根据自身的悄况制定适半的产业调整政策促进本地产业结构的合理化。第二产业结 构政策的噸点是产业结构合理化，而合理化的内涵主要是要素投入结构和产出结构的耦合。当前 中国高端产业人才短缺而劳动密集制造业亟待升级，劳动力结构和产业结构匹配度较低。因此，政 府一方面要提高教育质量、鼓励专业培训的发展，提高劳动力索质，另一方面要大力发展劳动密集 型服务业。吸纳低端劳动力就业不仅可以增进劳动与产出的耦合，促进产业结构合理化，而且发 展服务业也有利于产业结构的高级

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