產(chǎn)業(yè)結構對安徽省經(jīng)濟增長影響的分析
摘要：結構主義認為產(chǎn)業(yè)結構的變動會增長，本文以安徽省1990—2000年為例，實證了三大產(chǎn)業(yè)以及產(chǎn)業(yè)內部結構變動對經(jīng)濟增長的影響。結果表明，十一年間安徽省產(chǎn)業(yè)結構有所優(yōu)化，但經(jīng)濟外向度低，缺乏強有力的經(jīng)濟增長點，需要通過加快化進程來推動全省經(jīng)濟總量的快速增長。
關鍵詞：產(chǎn)業(yè)結構 經(jīng)濟增長 影響分析
1．引言
產(chǎn)業(yè)結構是指再生產(chǎn)過程中一個國家或地區(qū)的產(chǎn)業(yè)組成狀態(tài)。20世紀30年代初，英國經(jīng)濟學家費希爾（A. Fisher）首先提出三大產(chǎn)業(yè)的概念。結構主義認為：要素從低收益部門向高收益部門流動，直接影響到經(jīng)濟資源的合理配置和經(jīng)濟資源的利用效益，從而對經(jīng)濟增長產(chǎn)生重要影響。庫茲涅茨（1949）也認為：一個國家國民收入的度量必須從產(chǎn)業(yè)結構的角度去衡量。因而，如何具體量化產(chǎn)業(yè)結構調整對經(jīng)濟增長的作用是一個值得的。
本文研究的是1990—2000年的安徽省經(jīng)濟增長狀況。全文結構為：首先介紹產(chǎn)業(yè)結構對經(jīng)濟增長影響的計量模型，然后分別從總產(chǎn)出、經(jīng)濟規(guī)模和要素效率、投入——產(chǎn)出角度實證分析產(chǎn)業(yè)結構對安徽省經(jīng)濟增長的影響，最后得出結論并提出相應的政策建議。
2．模型的構建及數(shù)據(jù)說明
2．1模型設定
本文中生產(chǎn)函數(shù)遵循 Cobb—Douglas生產(chǎn)函數(shù)，具體形式為：
Y=AKαLβeε
Y表示國民收入；K表示一個國家或地區(qū)的資本存量；L表示勞動力要素的投入量；α和β分別表示資本和勞動力的產(chǎn)出彈性；ε是隨機擾動項，表示除資本和勞動之外其他生產(chǎn)因素對生產(chǎn)的影響。
不同的產(chǎn)業(yè)結構對總產(chǎn)出影響的函數(shù)Y=F（Y1，Y2，…，Yk，ε）（Y表示總產(chǎn)出；Yi，i=1，2，…，k，表示第i產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出量，ε是隨機擾動項），可利用以下計量模型研究產(chǎn)業(yè)結構的變化對經(jīng)濟增長的貢獻：
lnY=β0+β1lnY1+β2lnY2+…+βklnYk+ε (1)
不同的產(chǎn)業(yè)對總產(chǎn)出的影響是通過對生產(chǎn)規(guī)模和要素效率兩方面產(chǎn)生作用的，可利用下列模型對此加以量化：
lnY= (α1X1+α2X2+…+αkXk) lnK+ (β1X1+β2X2+…+β kXk) lnL+γ1X1+γ2X2+…+γkXk+ε (2)
其中Y表示總產(chǎn)出；K表示資本使用量；L表示勞動力要素的投入量；Xi，i=1，2，…，k，表示各產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出占總產(chǎn)出的比例。
2．2數(shù)據(jù)說明
根據(jù)可代表性和可得性的原則，本文從1990—2000年安徽省統(tǒng)計年鑒中獲取基礎數(shù)據(jù)，并結合實際分析需要，對其進行了必要的修正。
2．2．1產(chǎn)出模型。本文選用GDP代替，并根據(jù)價格指數(shù)，以 1990年為基期價格進行了相應的調整。
2．2．2資本投入數(shù)據(jù)。本文以固定資產(chǎn)投資額替代，并用固定資產(chǎn)投資縮減指數(shù)進行相應的修正，扣除折舊后資本存量。
2．2．3勞動投入數(shù)據(jù)。勞動投入量包括就業(yè)人數(shù)、勞動時間、勞動強度、勞動質量等眾多方面，但由于資料限制，本文以各年度各產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)作為該數(shù)據(jù)。
3．產(chǎn)業(yè)結構對安徽省經(jīng)濟增長的實證研究
3．1產(chǎn)業(yè)結構對總產(chǎn)出的影響分析
根據(jù)以上修正數(shù)據(jù)，運用SPSS統(tǒng)計軟件進行回歸分析可得以下經(jīng)濟模型：
lnY=1.088+0.295lnY1+0.424lnY2+0.281lnY3 (3)
（23.666）（20.701） （14.576）（10.584）
R2=0.999 DW=1.722
通過方程（3）可得出1990—2000年安徽省第一、二、三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻。第一、二、三大產(chǎn)業(yè)對總產(chǎn)值的產(chǎn)出彈性，即第一、二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出量各增長1%，分別會導致國內生產(chǎn)總值增長0.295%、0.424%和0.281%，而十一年來，第一、二、三大產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出占國內生產(chǎn)總值的平均比重分別為27.065%、43.133%和29.802%，這樣一來，第一、二、三產(chǎn)業(yè)如果各增加一個單位的比重的產(chǎn)值，總產(chǎn)值將分別會增加1.0899、0.983和0.9428個單位。三大產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻排名為：一、二、三，但相差不大，一產(chǎn)不弱、二產(chǎn)也不強，看不出強有力的經(jīng)濟增長點。
為了更加具體的分析產(chǎn)業(yè)結構包括產(chǎn)業(yè)內部結構調整對經(jīng)濟增長的影響，把占據(jù)二、三產(chǎn)業(yè)較大份額的工業(yè)（37.63%*，Y21）、建筑業(yè)（5.494%*，Y22）、運輸倉儲郵電通信業(yè)（5.625%*，Y31，簡稱郵電交通業(yè)）、批發(fā)和零售貿易餐飲業(yè)（9.169%*，Y32，簡稱商貿餐飲業(yè)）加上農業(yè)（Y1）代入模型進行回歸分析，得到方程（4）：
lnY=1.93+0.301lnY21+0.289lnY1+0.352lnY32 （4）
(8.105) (3.69) (7.889) (5.312)
R2=0.998 DW=1.594
對總產(chǎn)出影響較為顯著的有工業(yè)、農業(yè)和商貿餐飲業(yè)。方程（4）表明商貿餐飲業(yè)對總產(chǎn)出的產(chǎn)出彈性最大，且其所占份額不到10%，因而其單位貢獻率也最高，這可能是由于安徽省正處于溫飽向低水平小康過渡階段的消費結構所決定的。工業(yè)對總產(chǎn)值勤產(chǎn)出彈性雖然也相當可觀，但由于其較大的比重，單位產(chǎn)出對總產(chǎn)值的拉動并不如預期中的理想。
3．2產(chǎn)業(yè)結構對生產(chǎn)規(guī)模和要素效率的影響分析
前面進行了產(chǎn)業(yè)結構對總產(chǎn)出的因素分析，但是這些產(chǎn)業(yè)是以哪一種方式影響經(jīng)濟增長的，是影響經(jīng)濟的生產(chǎn)規(guī)模，還是影響要素的生產(chǎn)效率？
根據(jù)SPSS統(tǒng)計軟件對基礎數(shù)據(jù)進行回歸分析，得以下計量模型：
lnY=7.521+1.9527X2lnL+6.313X3lnL-16.283X3 + 0.48 X3lnK (5)
(65.727) (3.198) (3.3) (-3.57) (6.073)
R2=0.982 DW=1.862
lnY=6.714-0.465X21lnL-5.818X22lnK+20.234X22lnL-32.81Y31 + 5.646 X31lnK (6)
(56.825) (-3.885) (-3.058) (3.416) (-4.914) (4.101)
R2=0.974 DW=1.653
*表示該產(chǎn)業(yè)1990—2000年產(chǎn)值占國內生產(chǎn)總值的平均比重
以上模型參數(shù)表明，第二產(chǎn)業(yè)對勞動要素的產(chǎn)出效率是一種正影響，其份額增長1%，
將使勞動的產(chǎn)出彈性增加1.9527%，也就是說有利于勞動要素所有者收入的增加，但這種正影響是由建筑業(yè)拉動的且貢獻巨大，這與大量剩余勞動力通過建筑業(yè)獲取相當?shù)氖杖雸蟪甑默F(xiàn)實是相吻合的，而工業(yè)對勞動要素產(chǎn)出效率的影響則為負的。第三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的因素分析表明有利于勞動要素和資本要素的生產(chǎn)效率的提高，其中對勞動要素的效率貢獻明顯大于對資本要素效率的貢獻，但對整體經(jīng)濟規(guī)模的影響卻是負的，具體因素分析的結果表明主要是由郵電交通業(yè)所造成的負影響。
3．3三大產(chǎn)業(yè)相對要素生產(chǎn)率的比較
相對要素生產(chǎn)率是各產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重與要素投入的比重之比，反映了產(chǎn)值結構與要素投入結構的相對變動關系。通過分析各產(chǎn)業(yè)勞動和資金的相對要素生產(chǎn)率，可從投入——產(chǎn)出角度衡量要素投入結構的變動對經(jīng)濟增長的影響。
表 安徽省三大產(chǎn)業(yè)相對要素生產(chǎn)率（1990——2000年）
年份 相對勞動生產(chǎn)率 相對資金生產(chǎn)率
第一產(chǎn)業(yè) 第二產(chǎn)業(yè) 第三產(chǎn)業(yè) 第一產(chǎn)業(yè) 第二產(chǎn)業(yè) 第三產(chǎn)業(yè)
1990 0.54 2.43 1.62 3.06 0.65 0.82
1991 0.41 2.67 1.95 2.28 0.76 0.89
1992 0.42 2.58 1.8 2.87 0.67 1
1993 0.42 2.7 1.4 3.53 0.78 0.82
1994 0.36 2.31 1.41 3.68 0.81 0.86
1995 0.48 2.42 1.27 4.5 0.79 0.72
1996 0.46 2.56 1.26 5.56 0.75 0.77
1997 0.46 2.62 1.22 5.83 0.73 0.8
1998 0.44 2.6 1.27 5.06 0.76 0.8
1999 0.43 2.52 1.34 4.62 0.77 0.8
2000 0.41 2.5 1.35 4.15 0.81 0.79
資料來源：根據(jù)《安徽省統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)整理計算
第一產(chǎn)業(yè)的相對要素勞動生產(chǎn)率小于1，表明第一產(chǎn)業(yè)中聚集著大量的剩余勞動力；第二產(chǎn)業(yè)的相對勞動生產(chǎn)率最高，表明其勞動最具有效率；第三產(chǎn)業(yè)的相對勞動生產(chǎn)率大于1，一般情況應該呈下降趨勢，表明其具有吸納大量勞動力的能力，但安徽省自1997年以來反呈上升趨勢，2000年第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重比1997年上升了4.2百分點，而就業(yè)比重僅上升了0.8%，這說明近期通過第三產(chǎn)業(yè)增加就業(yè)崗位的潛力有限。資金生產(chǎn)率方面，由于該數(shù)據(jù)是由固定資產(chǎn)投資額經(jīng)過修正得來的，第一產(chǎn)業(yè)由于土地投入無法衡量而忽略一些實際占用的資金，所以導致資金要素生產(chǎn)率過分偏高，但其總的趨勢是大致為自1991年先上升至1997年后開始下降，合適的解釋是1991年安徽省遭受特大洪澇災害，農業(yè)損失最為嚴重，其后一段時期農業(yè)恢復性增長，投入是有效率的，但1997年后隨著全國農產(chǎn)品相對過剩的買方市場的形成，農業(yè)利潤進一步下降，導致農業(yè)投資不足；第二產(chǎn)業(yè)90年代后期逐步上升，說明其資金要素使用效率在提高；第三產(chǎn)業(yè)則較為穩(wěn)定。4．結論及政策建議
4．1結論
安徽省十一年間三大產(chǎn)業(yè)比例由37.41:38.22:21.87轉變?yōu)?4.1:42.67:32.23，第三產(chǎn)業(yè)比重超過第一產(chǎn)業(yè)，第二產(chǎn)業(yè)份額有所擴大。總的看來，全省產(chǎn)業(yè)結構有所優(yōu)化。但從產(chǎn)業(yè)結構對增長的貢獻來看，沒有經(jīng)濟增長的主導支撐力量，商貿餐飲業(yè)、建筑業(yè)等產(chǎn)業(yè)較為迅速，拉動著GDP的增長，一方面是由于流通業(yè)的先導性地位，流通功能得到進一步強化，市場在引導生產(chǎn)、配置資源的過程中發(fā)揮了越來越大的作用；另一方面是因為這些產(chǎn)業(yè)相對為自給型，內需市場的活躍成為支撐我省產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要因素。則由于缺乏有活力的，產(chǎn)品競爭低，無法與外界形成有效的分工以推動生產(chǎn)力的發(fā)展。從相對要素生產(chǎn)率來看，根據(jù)庫茲涅茨通過40個國家1948—1954年間的相對勞動生產(chǎn)率得出的結論：人均國民收入水平越高的國家，第一產(chǎn)業(yè)與第二、三產(chǎn)業(yè)間的相對勞動生產(chǎn)率差距越小，而安徽省的產(chǎn)業(yè)結構調整未能出現(xiàn)這一理想的預期結果，其原因在于安徽工業(yè)基礎薄弱，經(jīng)濟總量過小，制約第三產(chǎn)業(yè)進一步發(fā)展的空間（安徽省2000年的第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重為33%，同期經(jīng)濟發(fā)達的江蘇省這一比例為36%，差距并不明顯），剩余勞動力無法有效地轉移出去。從各方面情況看，安徽省的經(jīng)濟結構還不夠合理，產(chǎn)業(yè)結構調整的步伐還比較緩慢，三大產(chǎn)業(yè)之間的調整還未能進入良性循環(huán)推動經(jīng)濟的快速發(fā)展，安徽省的產(chǎn)業(yè)結構還急待提升。
4．2政策建議
以上分析表明，安徽省需要制定積極的產(chǎn)業(yè)政策，加快產(chǎn)業(yè)結構調整步伐，提高經(jīng)濟的外向度水平，優(yōu)化資源配置，推動經(jīng)濟增長。
4．2．1加快工業(yè)化進程，促進外向型經(jīng)濟的形成
對于安徽這樣一個還處于工業(yè)化初期的省份來說，第二產(chǎn)業(yè)尤其是工業(yè)的發(fā)展對經(jīng)濟總量的增長具有重要的意義，可以為第一產(chǎn)業(yè)增加附加值，為第三產(chǎn)業(yè)的進一步發(fā)展創(chuàng)造基礎。安徽經(jīng)濟的薄弱之處在于外向度差，無法分享專業(yè)分工帶來的生產(chǎn)力快速飛躍，以實力以及現(xiàn)在的經(jīng)濟發(fā)展狀況，技術和服務的區(qū)域之間的分工還很難形成，最為現(xiàn)實的就是實現(xiàn)產(chǎn)品生產(chǎn)的分工。而要提升產(chǎn)業(yè)結構就要加快工業(yè)化進程，擺脫原料產(chǎn)地的.不利分工地位。90年代后期，安徽第二產(chǎn)業(yè)的名義年增長率為8.5%（江蘇省1978—1999年第二產(chǎn)業(yè)增長速度為13%），難以起到帶動全省經(jīng)濟快速發(fā)展、縮小與發(fā)達地區(qū)差距的作用。安徽應創(chuàng)造透明的投資環(huán)境，更加積極地吸引外商直接投資，建設制造業(yè)加工基地；選擇產(chǎn)業(yè)關聯(lián)性強、帶動輻射性大的工業(yè)行業(yè)作為戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)加以培育，改善經(jīng)營管理，加快技術改造和工業(yè)項目的固定資產(chǎn)投資，培育企業(yè)核心競爭力，形成一批工業(yè)企業(yè)航母；同時通過創(chuàng)新和市場準入放開，打破所有制界限，培育一大批專業(yè)小巨人，發(fā)展江浙滬等發(fā)達地區(qū)重點發(fā)展產(chǎn)業(yè)的上游產(chǎn)業(yè)，形成合理的配套生產(chǎn)，提高企業(yè)的經(jīng)濟效益，以形成經(jīng)濟的活力。在工業(yè)化進程中，安徽還應注意發(fā)揮比較優(yōu)勢（如勞動力價格、農產(chǎn)品資源等優(yōu)勢），大力發(fā)展勞動密集型產(chǎn)業(yè)如農產(chǎn)品加工業(yè)，加快剩余勞動力轉移的步伐，從而取得工業(yè)化進程中經(jīng)濟效益和社會效益同步提高的良好局面。
4．2．2圍繞工業(yè)化主題協(xié)調發(fā)展服務業(yè)
農業(yè)小部門化的趨勢不可阻擋，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展也依賴于第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展創(chuàng)造新的空間，但我們不可因此而走片面的工業(yè)化道路，單純追求產(chǎn)業(yè)結構高度化，正如1991年特大洪災把安徽省一產(chǎn)比重一下子下降了近十個百分點，這并不能說明安徽的產(chǎn)業(yè)結構得到了優(yōu)化。而且第三產(chǎn)業(yè)的平衡發(fā)展也有助于給第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)提供配套服務，優(yōu)化經(jīng)濟環(huán)境。隨著低層次小康生活水平的實現(xiàn)，安徽近期傳統(tǒng)消費增長受到一定的抑制，2000年、2001年、2002年安徽省消費品零售額增速分別比全國平均水平低2、1.7、1.3個百分點。所以要加大經(jīng)濟運行環(huán)境治理力度，打擊非法經(jīng)營和商業(yè)欺詐行為，保護消費者合法權益，改善市場的運行環(huán)境，提高人們的心理預期。順應隨著人們的消費觀念發(fā)生改變，消費、綠色消費、休閑消費、健康消費成為主流，更加注重生活品質的提高，提升消費檔次。不斷深化流通企業(yè)的改革，發(fā)展連鎖經(jīng)營、物流配送、商務等新型流通方式，使流通行業(yè)在促進消費、引導生產(chǎn)的作用不斷增強。將第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展緊密結合起來，在為生活提供優(yōu)質服務的同時積極發(fā)展為生產(chǎn)服務的第三產(chǎn)業(yè)。在外向度較高的一些服務業(yè)，如業(yè)，創(chuàng)造條件完善服務體系先行發(fā)展。這些服務業(yè)的發(fā)展具有廣闊的前景，且對經(jīng)濟結構的優(yōu)化都具有積極的現(xiàn)實意義。
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[2]吳方衛(wèi)、孟令杰、熊詩平：《農業(yè)的增長與效率》，上海財經(jīng)大學出版社2000年版
[3]褚保金、楊穎：《產(chǎn)業(yè)結構調整對江蘇省經(jīng)濟增長的分析》，載《中國農村觀察》2002年第2期
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