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（LGDPLTS）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）
来源：商业时代 2012年13期
作者：罗神清 王胜
