鄭耀群，楊歡歡，胡新

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產業(yè)結構演進與經濟增長關系的實證分析—以陜西省為例

鄭耀群，楊歡歡，胡新

（西安電子科技大學經濟與管理學院，陜西西安710071）

論文運用格蘭杰因果檢驗法，對陜西省1990至2013年產業(yè)結構與經濟增長的關系進行了實證研究，并運用回歸分析法測算了陜西三次產業(yè)對經濟增長的貢獻率。研究表明：陜西省產業(yè)結構變動與經濟增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡協同關系，產業(yè)結構與經濟增長之間存在雙向的因果關系。陜西第二產業(yè)對經濟增長的貢獻最大。根據陜西的產業(yè)基礎和優(yōu)勢，陜西省應以第二產業(yè)為主導推動經濟增長，加快第三產業(yè)的發(fā)展速度，繼續(xù)保持第一產業(yè)在區(qū)域經濟增長中的基礎性地位。

產業(yè)結構；經濟增長；格蘭杰因果檢驗

一、文獻綜述

產業(yè)結構與經濟增長密切相關。產業(yè)結構的演變與升級會促進經濟增長，經濟增長的不同階段對產業(yè)結構產生不同的需求，從而促進產業(yè)結構的變動。產業(yè)結構一直是主流經濟學關注的對象，配第、克拉克、錢納里、劉易斯、庫茨涅茨、羅斯托等對產業(yè)結構與經濟增長都進行了深入的研究。認為發(fā)展中國家與發(fā)達國家增長過程的根本區(qū)別就在于產業(yè)結構，由于部門間生產率和生產率增長率存在差異，資本和勞動力等投入要素從低生產率水平或者低生產率增長的部門向高生產率水平或高生產率增長部門流動時所產生的“結構紅利”，保證了經濟的高速增長。目前對產業(yè)結構與經濟增長的研究主要集中在實證方面，包括產業(yè)結構與經濟增長的關系以及產業(yè)結構對經濟增長的影響。Timmer、Szirmai利用偏離份額法分析了東亞生產率提高的原因，檢驗了產業(yè)結構紅利假說[1]。段利民、杜躍平運用格蘭杰因果檢驗方法，對我國1985-2007年的產業(yè)結構和經濟增長的相關數據進行檢驗，研究表明產業(yè)的結構調整與高度化可以促進經濟增長，但經濟增長沒有引起產業(yè)結構的調整[2]。李東軍等基于格蘭杰因果檢驗、偏離份額法等方法，研究了1979-2011年北京市產業(yè)結構與經濟增長的關系，結果表明北京產業(yè)結構調整與經濟增長之間并沒有明顯因果關系，并且從產業(yè)結構紅利和需求收入彈性兩個方面分析了此關系產生的原因[3]。鄭若谷等使用隨機前沿生產函數檢驗了產業(yè)結構與經濟增長之間的關系，并實證分析了中國30年經濟增長中的產業(yè)結構變動效應，研究發(fā)現產業(yè)結構變動不僅對本國經濟規(guī)模產生直接影響，而且還改變生產要素的資源配置，從而對經濟增長產生間接影響[4]。劉小利、劉定祥運用灰色關聯理論的數學模型對重慶市改革開放以來GDP增長與產業(yè)結構變動之間的關系進行了定量分析。實證檢驗表明，重慶市產業(yè)結構的變化符合配弟-克拉克趨勢，并對經濟增長影響巨大[5]。

本文在分析陜西省產業(yè)結構演進過程的基礎上，利用格蘭杰因果檢驗方法檢驗陜西省產業(yè)結構和經濟增長的關系，并運用多元線性回歸法分析陜西省三次產業(yè)對經濟增長的貢獻度，最后提出陜西省調整優(yōu)化產業(yè)結構促進經濟增長的政策建議。

二、陜西省產業(yè)結構的演進

從三次產業(yè)的產值結構、就業(yè)結構、產業(yè)結構與就業(yè)結構的偏離度三個方面來分析陜西省2000年以來的產業(yè)結構演進狀況。

（一）三次產業(yè)產值結構演進

如圖1所示，陜西省三次產業(yè)產值占比由2000年的14.3%、43.4%、42.3%變化為2013年的9.5%、55.5%、35%。第一產業(yè)的比重不斷下降，第二產業(yè)產值比重不斷上升，第三產業(yè)產值比重有一定下降。第二產業(yè)產值占比最高，三次產業(yè)的產值結構已形成“二三一”的格局。與全國相比，陜西省第一產業(yè)產值占比與全國的比重相差不大，陜西省第二產業(yè)產值比重明顯高于全國的比重，第三產業(yè)所占比重明顯低于全國的比重，服務業(yè)發(fā)展緩慢。

圖1：全國和陜西三次產業(yè)產值占比

數據來源：歷年《陜西省統(tǒng)計年鑒》及《中國統(tǒng)計年鑒》整理計算所得

（二）三次產業(yè)勞動力結構演進

從圖2中可以看出，陜西三次產業(yè)的從業(yè)人員占比從2000年的55.7%、16.5%、27.8%變化為2013年的49.40%、20.4%、30.2%，第一產業(yè)的從業(yè)人員比重明顯下降，第二產業(yè)從業(yè)人員的比重則顯著上升，第三產業(yè)就業(yè)人員比重上升緩慢，而且在2009年后出現小幅下降。可見，陜西省的經濟增長規(guī)律與克拉克定律一致，即隨著經濟的發(fā)展，勞動力由第一次產業(yè)向第二次產業(yè)移動，再向第三產業(yè)移動。但是陜西農業(yè)勞動力比重仍偏高，第二、第三產業(yè)的勞動力比重偏低，尤其是第三產業(yè)的就業(yè)人數增加緩慢，吸納就業(yè)能力有限。

圖2：陜西省三次產業(yè)從業(yè)人數占比

數據來源：根據歷年《陜西統(tǒng)計年鑒》整理計算所得

第二產業(yè)的產值比重和勞動力比重均處于上升期，說明陜西省的經濟發(fā)展主要依靠第二產業(yè)的高速增長，仍處于工業(yè)化中期階段。陜西2000年以來三次產業(yè)的產值結構已形成“二三一”的格局，而三次產業(yè)中勞動力結構卻是“一三二”的格局，陜西省勞動力結構變化與產業(yè)結構變化不同步。

（三）產業(yè)結構偏離度分析

產業(yè)結構偏離度是指某次產業(yè)產值結構與就業(yè)結構之間的一種不對稱狀態(tài)，當兩者偏離度越高，說明二者越不對稱，產業(yè)結構效益越低。產業(yè)結構偏離程度（以下簡稱偏離度）通過結構偏差系數E確定，產業(yè)結構偏離度公式為：

A等于某次產業(yè)產值所占GDP的比重，a等于某次產業(yè)吸納就業(yè)人口占就業(yè)總人口的比重，當E等于0時表示產業(yè)結構和就業(yè)結構為均衡狀態(tài)；當E大于0時，表示該產業(yè)應該吸納更多的勞動力，使產業(yè)的發(fā)展與就業(yè)吸納能力保持一致；當E小于0時，該產業(yè)勞動力已存在大量的隱性失業(yè)，勞動力應該從該產業(yè)轉向其他產業(yè)。E的數值距離0越遠，表明偏差越大。本文對陜西三大產業(yè)產值結構與就業(yè)結構2000年至2013年的偏離度進行計算，E1、E2、E3分別代表三次產業(yè)偏離度，計算結果如表1所示。

從表1的數據來看，第一產業(yè)的偏離度歷年都是負值，表明第一產業(yè)勞動人口增加要快于產值增長速度，勞動人口應該從第一產業(yè)向其他產業(yè)轉移；第二產業(yè)偏離度始終為正值而且偏離度較大，2006年達到峰值1.74，隨后開始回歸，2012年以來又開始上升，說明產值增長速度要快于就業(yè)增量，該產業(yè)的資本密集程度提高較大，產值的增量主要由資本的增量增加造成，這與陜西省的工業(yè)主要是重工業(yè)有關；第三產業(yè)偏離度從2000年都小于1，偏離度小，總體處于下降趨勢中，說明第三產業(yè)不僅吸納了較多的第一產業(yè)轉出勞動人口，而且很好的吸納了新增加的勞動人口，陜西省第三產業(yè)的產值結構與勞動力結構向均衡方向發(fā)展，第三產業(yè)的結構效益比較高。

表1：陜西省三次產業(yè)結構偏離度

數據來源：根據歷年《陜西統(tǒng)計年鑒》整理計算所得

三、陜西產業(yè)結構演進與經濟增長關系的實證分析

本文選用格蘭杰因果檢驗方法研究陜西省產業(yè)結構與經濟增長二者之間的關系，一方面可以避免“偽相關”現象的出現，另一方面也可以具體確定二者之間是否存在雙向影響的因果關系。

（一）變量選擇和數據來源

為了分析陜西省產業(yè)結構與經濟增長之間的關系，本文用產值結構和就業(yè)結構兩個指標作為產業(yè)結構的代表指標，分別以X1和X2表示，X1和X2具體表示陜西省第三產業(yè)產值比重結構和就業(yè)比重結構；選取陜西省生產總值指數GDPI作為經濟增長的指標，用Y表示。其中1978年的生產總值指數為100。為了消除時間序列中存在的異方差現象，論文對數據進行了對數變換，分別表示為LNY、LNX1、LNX2。本文分析所使用的樣本數據來源于《陜西統(tǒng)計年鑒》、《國家統(tǒng)計年鑒》，樣本區(qū)間為1990-2013年。

（二）相關檢驗

由于Granger因果關系檢驗有一定的前提條件：變量是平穩(wěn)的；如果非平穩(wěn)則必須是協整的，而協整的前提是兩個變量必須是同階單整的。因此，應用該檢驗之前必須對采用的指標進行一系列檢驗：首先檢驗變量是不是平穩(wěn)的，這可以通過單位根檢驗來做到；如果變量是平穩(wěn)的，就可以直接進入Granger檢驗，如果是不平穩(wěn)的，則需要進行協整分析；如果通過協整分析，則可以進行Granger檢驗，否則無法進行檢驗。因此在實證檢驗之前要先檢驗產業(yè)結構變動數據和經濟增長數據之間的平穩(wěn)性。

1.平穩(wěn)性檢驗

由于非平穩(wěn)序列可能會產生虛假回歸現象，所以首先應對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，本文采用ADF單位根法來檢驗時間序列數據LNY、LNX1、LNX2的平穩(wěn)水平。我們對LNY、LNX1、LNX2三個時間序列及其一階差分，應用經濟計量軟件Eviews7作ADF單位根檢驗，滯后期長度根據Scharz Info準則自動選擇。檢驗結果如表2所示。

從表2單位根檢驗結果可知，時間序列LNY、LNX1、LNX2為非平穩(wěn)序列（ADF值大于臨界值），所以三個變量都存在單位根，則接受原假設，即序列不平穩(wěn)。進一步對其一階差分進行ADF檢驗，結果如表2所示。

表2：對變量單位根的ADF檢驗

附注：LNY表示LNY的一階差分

LNY一階差分的t統(tǒng)計量為-6.229056，小于-3.644963，相伴概率為0.0003，表明LNY序列在1%的顯著水平下拒絕原假設，序列是平穩(wěn)的；LNX1一階差分的t統(tǒng)計量為-4.820325，小于-4.440739，相伴概率為0.0045，序列平穩(wěn)。同樣的，對LNX2的一階差分進行ADF檢驗，也可得出序列平穩(wěn)的結論。

因此可知，盡管LNY、LNX1、LNX2非平穩(wěn)，其一階差分LNY、LNX1、LNX2為平穩(wěn)序列，即三個時間序列均為一階單整I（1），因此可進一步檢驗產業(yè)結構和經濟增長之間的協整關系。

2.協整檢驗

非平穩(wěn)序列如果要進行Granger檢驗，各序列必須是協整的，因此要對各指標進行協整檢驗，以確定經濟時間序列變量之間是否存在長期均衡關系。而協整檢驗的前提條件是各變量必須是單整的，且具有相同的單整階數。

由以上結論可知，LNY、LNX1、LNX2都是一階單整，具備協整檢驗的前提。設RE為回歸模型的殘差，利用經濟計量軟件Eviews7，LNY對LNX1、LNX2進行OLS回歸估計，選擇無截距、無趨勢，可得到協整回歸方程的殘差，對殘差的估計值進行ADF檢驗，結果如表3所示。

表3：殘差檢驗結果

從表3中可以看出，序列LNY與LNX1、LNX2進行OLS回歸后，得到的殘差序列的ADF統(tǒng)計量小于1%顯著水平，即序列在1%的顯著水平上拒絕不存在協整關系的原假設，殘差序列平穩(wěn)。也就是說，LNY與LNX1、LNX2之間均存在著協整關系，可以進行Granger因果關系分析。

3.格蘭杰因果檢驗

協整檢驗表明，在長時期內，LNY與LNX1、LNX2之間均存在協整關系，即產業(yè)結構與經濟增長之間存在協整關系，但是它們之間是否存在因果關系，還需要進一步進行檢驗。本文采用格蘭杰因果關系檢驗方法，應用經濟計量軟件Eviews7對LNY與LNX1、LNX2進行Granger因果關系分析，選取滯后階數為3階，結果如表4所示。

表4：Granger因果檢驗結果

根據表4中的檢驗結果可以判斷，在滯后期為3時，LNX1和LNX2不是LNY的格蘭杰原因的概率分別為0.0457和0.0415，均小于0.05。也就是說，在5%的顯著性水平下，陜西產業(yè)結構變動引起了經濟增長。同樣的，LNY對LNX1和LNX2不產生影響的概率均小于0.1，即LNY的變動引起了產業(yè)結構的變動，從而說明陜西省經濟的增長也是產業(yè)結構變動的格蘭杰原因。因此可以得出，陜西省產業(yè)結構變動與經濟增長之間存在著雙向的因果關系。

由格蘭杰因果關系檢驗可以得出，陜西省產業(yè)結構與經濟增長之間存在著長期的均衡關系，并且GDP與產業(yè)結構變動之間存在著雙向的變動關系，即產業(yè)結構的變動會引起經濟的增長，經濟增長也會引起產業(yè)結構的變動。

（三）陜西省產業(yè)結構對經濟增長的貢獻度分析

根據劉偉等給出的產業(yè)結構對經濟增長貢獻的分析模型[6]，

（1.500301） （17.76535） （22.46923） （8.35792）

R=0.983472 F =642.3621 DW=1.635891

根據統(tǒng)計結果可知，模型的判定系數為0.983472，說明模型的擬和度很高，三次產業(yè)對經濟增長有很好地解釋意義。同時，D.W統(tǒng)計量值為1.635891，接近于2，說明模型的參數估計值在統(tǒng)計意義下是可置信的，該回歸方程的殘差項不存在序列相關。方程整體顯著，三次產業(yè)與陜西經濟增長線性相關性顯著。從回歸方程來看，第一產業(yè)產值每增加1%，會導致GDP增加0.262%；第二產業(yè)產值增加1%，會導致GDP增加0.459%；第三產業(yè)產值每增加1%，會導致GDP增加0.295%。由此可見，對陜西經濟增長拉動最大的是第二產業(yè)，其次是第三產業(yè)，最后是第一產業(yè)。

四、結論與政策建議

（一）結論

（1）陜西三次產業(yè)的產值結構已形成“二三一”的格局，而勞動力結構卻是“一三二”的格局。

陜西第二產業(yè)的產值比重和勞動力比重處于快速上升期，產業(yè)結構處于工業(yè)化中期。陜西勞動力結構變化與產業(yè)結構變化不同步，從產業(yè)結構偏離度來看，第一產業(yè)結構效益差，勞動人口增加要快于產值增長速度，勞動人口應該向其他產業(yè)轉移；第二產業(yè)偏離度最大，吸納就業(yè)人數少；第三產業(yè)偏離度小，吸納就業(yè)人數多，結構效益最高。當前由于陜西第三產業(yè)的發(fā)展滯后，對勞動力有巨大的吸納能力還未被充分挖掘出來，直接阻礙了產業(yè)結構進一步優(yōu)化和勞動力在產業(yè)間的更大程度轉移。

（2）陜西省產業(yè)結構與經濟增長之間存在著長期的協同互動關系。

格蘭杰因果關系檢驗表明，陜西省產業(yè)結構與經濟增長存在著雙向因果關系，即產業(yè)結構的變動會引起經濟的增長，經濟增長也會引起產業(yè)結構的變動。經濟增長刺激了需求總量和需求結構的變化，進而促進產業(yè)結構調整，產業(yè)結構的優(yōu)化促進了經濟增長水平。

（3）第二產業(yè)仍然是陜西經濟增長的主要動力。

第二產業(yè)對陜西經濟增長貢獻最大，但第二產業(yè)內部結構不合理，陜西省工業(yè)發(fā)展過度依賴能源重化工產業(yè)。全省超過工業(yè)利潤主要來源于煤炭開采和洗選業(yè)、石油和天然氣開采業(yè)、石油加工煉焦及核燃料加工業(yè)、有色金屬采選及壓延業(yè)四大行業(yè)，而這些產業(yè)具有投資多、產出大、耗能高等特點，不利于陜西經濟的可持續(xù)發(fā)展，必須優(yōu)化工業(yè)產業(yè)結構升級，從粗放增長向集約增長轉型。

（二）政策建議

根據陜西的產業(yè)基礎和優(yōu)勢，陜西省目前仍應該遵循“二、三、一”的產業(yè)發(fā)展思路，以第二產業(yè)為主導推動經濟增長，加快第三產業(yè)的發(fā)展速度，繼續(xù)保持第一產業(yè)在區(qū)域經濟增長中的基礎性地位。加快產業(yè)優(yōu)化升級，以更好地促進區(qū)域經濟的持續(xù)增長。

（1）繼續(xù)推動工業(yè)化進程，優(yōu)化工業(yè)產業(yè)結構升級。

第二產業(yè)是帶動陜西經濟增長的主要動力，陜西經濟結構特征和經濟發(fā)展水平在很大程度上決定于第二產業(yè)的發(fā)展。應該發(fā)展新型工業(yè)化，以科技創(chuàng)新為動力，以市場需求為導向，提升傳統(tǒng)產業(yè)，發(fā)展新興產業(yè)，發(fā)展產業(yè)集群。第一，對已有的能源重化工產業(yè)要延伸其產業(yè)鏈，提高資源轉化利用率和增加附加值，使能源化工產業(yè)高端化。第二，發(fā)展先進裝備制造業(yè)。增強自主研發(fā)能力，提升傳統(tǒng)制造業(yè)向高端制造業(yè)轉變。第三，培育壯大發(fā)展戰(zhàn)略性新興產業(yè)。重點發(fā)展航空航天、新材料、新能源、新一代信息技術、生物技術、節(jié)能環(huán)保等產業(yè)。

（2）加快第三產業(yè)發(fā)展速度，發(fā)展現代服務業(yè)。

在穩(wěn)定傳統(tǒng)服務業(yè)的同時，大力發(fā)展現代服務業(yè)，加大第三產業(yè)對產值和就業(yè)的貢獻，提升第三產業(yè)內部結構的層次和效率。首先，發(fā)展與主導制造業(yè)產業(yè)相適應的生產性服務業(yè)，推動生產性服務業(yè)與制造業(yè)的融合。重點發(fā)展現代物流、現代金融、現代商貿、科技服務、會展、服務外包等現代生產性服務業(yè)，并引導生產性服務業(yè)向集聚化、專業(yè)化、高級化方向發(fā)展。其次，充分利用陜西豐富的旅游與歷史文化資源，大力發(fā)展旅游與現代文化產業(yè)。

（3）增加農業(yè)的科技投入，發(fā)展現代農業(yè)。

加快農業(yè)科技的發(fā)展和推廣，全面提高農產品品質，為農業(yè)結構調整提供技術支持，大力發(fā)展特色農業(yè)、生態(tài)農業(yè)。深化農業(yè)科技體制改革，增強農業(yè)科技創(chuàng)新能力和效率，達到科學化、規(guī)?；⒓s化、市場化生產，實現農業(yè)的生態(tài)、社會、經濟效益的統(tǒng)一。提高勞動生產率和產業(yè)效益，進而提高農業(yè)產業(yè)競爭力。

總之，陜西省在經濟結構轉型的過程中應當注重產業(yè)結構的合理性，立足于全球產業(yè)轉移和產業(yè)升級的趨勢，提升產業(yè)層次和技術水平，促進產業(yè)結構的內生發(fā)展，實現產業(yè)結構要素配置功能得以長期發(fā)揮作用，才能夠維持區(qū)域經濟的持續(xù)增長。

[1] TIMMER MARCEL P,SZIRMAI ADAM.Productivity growth in Asian manufacturing:the structural bonus hypothesis examined[J].Structural Change and Economic Dynamics,2000(11):371-392.

[2] 段利民,杜躍平.產業(yè)結構與經濟增長關系Granger檢驗研究[J].生態(tài)經濟,2009(7):101-104.

[3] 李東軍,張輝.北京市產業(yè)結構與經濟增長的關系及原因分析[J].東北大學學報,2013(2):138-153.

[4] 鄭若谷,干春暉,余典范.轉型期中國經濟增長的產業(yè)結構和制度效應—基于一個隨機前沿模型的研究[J].中國工業(yè)經濟,2010(2):58-67.

[5] 劉小利,劉定祥.重慶經濟增長與產業(yè)結構的灰色關聯分析[J].統(tǒng)計與決策,2010(13)122-124.

[6] 劉偉,李紹榮.產業(yè)結構與經濟增長[J].中國工業(yè)經濟,2002(5):14-21.

An Empirical Analysis of the Relationship between the Industrial Structure Evolution and Economic Growth---A Case Study of Shaanxi Province

ZHENG YAOQUN,YANG HUANHUAN,HU XIN

Based on Granger Causality Test, this paper studies the relationship between industrial structures and economic growth of Shaanxi Province from 1990 to 2013. Meanwhile, the paper researches the contributions of three industrials to the economic growth in Shaanxi Province by regression analysis. The result indicates that there is a long-term balanced relation and a mutual Granger causality relationship between industrial structures and economic growth. It shows that the secondary industry has made the greatest contribution to economic growth. Given its industrial foundation and advantages, Shaanxi province should promote economic growth largely by second industry, speed up the development of the tertiary industry and maintain the foundational position of the primary industry in regional economic growth.

Industrial structure; Economic growth; Granger Causality Test

F264

A

1008-472X(2015)03-0068-08

2015-02-23

1.國家社會科學基金項目“新時期西部大開發(fā)中區(qū)域產業(yè)轉移與產業(yè)升級問題研究”（10xjy0003）；2.陜西省社科基金項目“陜西省生產性服務業(yè)與制造業(yè)互動發(fā)展研究”（2014D36）；3.西安市科技計劃軟科學項目“資源環(huán)境雙重約束西安承接產業(yè)轉移研究”（SF1408-1）；4.中央高?；A科研業(yè)務費項目“產業(yè)和空間雙維度下陜西省生產性服務業(yè)與制造業(yè)互動發(fā)展研究”（7214473601）

鄭耀群（1978-），女，陜西禮泉人，西安電子科技大學經濟與管理學院副教授；

楊歡歡（1988-），女，陜西興平人，西安電子科技大學經濟與管理學院碩士研究生。

本文推薦專家：

周新生，西北大學經濟管理學院，教授，研究方向：產業(yè)組織。

杜躍平，西安電子科技大學經濟與管理學院，教授，研究方向：產業(yè)經濟與技術創(chuàng)新。