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經濟發展的實質在于產業結構高度的提升［1］。從威廉•配第(WilliamPetty)到科林•克拉克(ColinClark)，經濟學家已經認識到產業結構的演進是一個從低級向高級發展的動態過程［2］。到了20世紀中后期，庫茲涅茨(Kuznets)、錢納里(Chenery)、賽爾奎因(Syrquin)等人通過投入產出分析和實證方法，總結出工業化進程中不同階段的產業結構高度的典型特征和測度產業結構高度的標準［3］。目前對產業結構高度的界定基本比較統一。一般來說，產業結構高度化就是產業結構合理基礎上的高級化過程。具體來看，主要體現在三個轉移上，即:三大產業重心的轉移(第一產業→第二產業、第三產業)，要素密集度的轉移(勞動密集型→資本密集型、技術密集型)，產品形態的轉移(初級產品→中間產品、最終產品)。產業結構高度的演進必須是在符合經濟和社會發展規律的前提下進行的，并伴隨著產業結構協調化和合理化。人為的提升往往會導致“虛高度化”，等到想把這種錯誤糾正過來的時候社會將付出巨大的代價。所以我國應該在源頭上制止這種現象的出現，合理地推進產業結構高度化的過程。那么到底哪些因素會影響產業結構高度將是我們應當關注的問題，找出這些因素之后我們就可以通過促進和改善這些因素來使高度化產業結構更趨合理，從而達到量的內涵和質的內涵的統一。 一、文獻回顧 產業結構高度作為社會科學范疇的概念，必然會受到多種因素的影響。結合我國學者的研究成果，本文做了文獻歸納和總結。就目前的討論看，產業結構高度的影響因素主要有以下幾個方面。 1．經濟總量的發展 一般學者都認為經濟發展和產業結構高度化存在著相互關系。但在具體是怎樣的關系，是單向關系還是雙向關系這個問題上學者們存在著分歧。丁逸寧以第三產業增加值占GDP的比重為測度產業結構高度的指標，并進行過計量上的實證分析。在10%的顯著水平上，國內生產總值和產業結構水平之間存在單向的因果關系，即產業結構水平是GDP增長的格蘭杰(Granger)原因，而GDP增長不是產業結構高度化的Granger原因，也就是說經濟發展不是產業結構高度化的影響因素［4］。對于該結論，本文注意到他的產業結構高度指標的選取本身就存在問題，因此，對于結論的正確性應該說是有質疑的。關于這個問題將在本文的數據說明時再闡述。更多的學者認為兩者是存在著雙向關系。范艷麗等人認為產業結構的演進會促進經濟總量增長，經濟總量的增長也會促進產業結構的加速演進［5］。謝植雄認為社會經濟的發展是經濟總量發展和結構優化相互作用的結果，經濟的增長對產業結構高度化提出了要求，也提供了可能性［6］。黃湘燕和鎖箭認為一國經濟總量水平越低，產業結構的水準越低，產業結構轉換遇到的限制也越大，人均國民收入的提高是產業結構高度化的基礎［7］。 2．技術進步和知識創新 在技術、知識因素方面，學者們的意見比較一致，即基本上都同意技術進步可以促進產業結構高度化的演進。王云平分析了技術升級通過主導產業的關聯效應和促進產業國際分工地位這兩條路徑來推動產業結構的高度化［8］。魏農建認為產業結構高度化是以新技術的廣泛應用和主導產業的核心地位建成為標志的，它依賴于科技的普及率和人們的創新能力［9］。彭春華在探析產業結構高度化的動因時認為技術進步是產業結構高度化的直接動因。與王云平不同的是他認為技術進步是通過擴大資源來源、促進生產方式多樣化、推動資源在三大產業中轉移和創造新的需求這四條路徑來提升產業結構高度化的［10］。劉俊杰認為科技進步是推動產業結構高度化的強大杠桿［11］。王吉霞也持同樣觀點，認為技術進步是產業結構優化升級的動力和杠桿［12］。黃湘燕和鎖箭更是把高新技術飛速發展看成產業結構高度化的關鍵性因素。 3．社會需求 社會需求對產業結構高度化的作用也被較多學者所肯定。黃湘燕、鎖箭和謝植雄都認為社會需求結構是現實產業結構高度化的主要動力之一。魏農建認為需求結構變化形成的新的市場供求比例關系，是產業高度化的內在壓力，而人們對新產品的消費追求是產業高度化的內在動因。彭春華也持類似的觀點，認為產業結構高度化與市場需求具有內在聯系，市場需求(社會需求)是產業高度化的動因之一。王吉霞認為社會需求結構是產業結構升級的出發點和立足點。社會需求水平和結構的變化必然影響產業結構的優化和升級。 4．對外因素 這里的對外因素是指跟其他國家有關的因素，例如國際貿易結構、實際利用外資(或者外國直接投資，FDI)和匯率變化。關于對外貿易方面，王榿倫通過實證分析認為我國對外貿易與產業結構變動之間存在顯著的相關性［13］。王吉霞也把國際貿易結構作為產業結構優化的一個重要決定因素，她認為如果一國出口產品以初級產品為主，則該國的國內產業結構必然是以勞動密集型、資源密集型產業為主，產業的附加值很低，技術含量少，加工度也不高，其產業結構必然處于一個很低的水平。相反，如果一國的出口以制造品和服務為主，則該國的國內生產也必然以制造業和服務業為主，產業必然呈現出高附加值化、高技術化、高知識化、高集約化和高加工度化的發展態勢，其產業結構也相應地處于一個較高的水平［14］。關于利用外資方面，吳勤學認為一國產業結構的存在和轉換，影響著國際貿易結構和對外投資結構的變化，而國際貿易結構和海外投資結構的不斷優化，又會反過來推動國內產業結構的不斷轉變［15］。姚風雷和程宏都提出利用外資促進產業結構高度化升級，幫助糾正以往偏離的產業結構，發揮產業結構優化的效益［16～17］。關于匯率方面，陳瑞剛通過實證分析認為人民幣實際匯率升值有利于我國高技術產業的發展，從而有利于產業結構的高度化調整［18］。 5．其他因素 除了上述影響因素外，還有其他因素也被部分學者提出。彭春華和王吉霞都提出產業政策、制度安排對產業結構高度化具有重要意義，其中凸顯了政府的作用。明朗提出我國我國的稅收政策存在的缺陷阻礙了我國產業結構的優化。提出應當降低大口徑宏觀稅負水平，完善現有稅種和設置必要的新稅種，并完善稅收支出政策［19］。王吉霞還論述了資源供給(包括自然資源、人力資源和資金資源)對產業結構高度化的影響。#p#分頁標題#e# 二、模型的建立和數據的收集 為了考察上述歸納出來的影響因素是否對產業結構高度有著實質性的影響，以及產業結構高度在改革開放期間是否發生了結構性變化(如果發生，在哪個時期)，本文借助計量手段進行實證檢驗。首先選取合適和可操作的變量。因變量。因變量是產業結構高度。不過對于選取哪個指標能較好反映出產業結構高度歷來有較大爭議。比如，上面文獻回顧中的丁逸寧以第三產業增加值占GDP的比重為測度產業結構高度的指標，范艷麗等人提出了以三次產業構成值為基礎，然后將三次產業構成值經三合一折算后用作因變量來構造函數，用于反映區域產業結構高度化水平。這些方法普遍存在著一個最大的問題，那就是只考慮了產業的比例關系而忽視了勞動生產率。劉偉等人測算的產業結構高度指標既考慮了比例關系，又結合了勞動生產率［20］。他們把比例關系和勞動生產率的乘積作為產業結構高度的指標重新進行測算，較好地反映了產業結構高度的內涵，因此，本文選取了劉偉等人測算的結果作為因變量。出于計量的需要，同時又要保證其經濟學含義，本文把劉偉等人的產業結構高度指標的年變化值作為分析的因變量，即對數據做了一階差分處理。 解釋變量。文獻綜述中歸納出來的影響因素作為模型的解釋變量。經濟總量因素本文選取GDP這個指標。技術進步和知識創新比較難以直接量化，用國家財政對科技的投入量這個指標來反映。社會需求是一個綜合的概念，彭春華和王吉霞認為社會需求(市場需求)可分為消費需求和投資需求，本文采取這種觀點，分別用社會消費品零售總額和全社會固定資產投資額這兩個指標來反映。對外因素中，對外貿易結構用工業制成品占出口的比重來衡量，外國投資用實際利用外資額這個指標。由于劉偉等人測算出的產業結構高度指標是1978～2005年期間的，所以為滿足實證研究的需要，本文收集了1978～2005年的其他指標數據。其中歷年GDP、社會消費品零售總額、全社會固定資產投資額、工業制成品占出口的比重和實際利用外資額都是根據歷年《中國統計年鑒》的數據整理和計算得到。歷年國家財政對科技的投入量來自范娜《我國政府財政科技投入的績效評價研究》一文中的數據［21］。本文中所使用的計量軟件是Eviews3.0版。為了保證重要變量不遺漏，我們采用由繁至簡的方法。先建立一個包括了上述所有解釋變量的模型，通過檢驗回歸系數的顯著性條件逐步剔除那些不顯著的變量，最終得到一個合適的模型。以前面的分析為基礎，構建計量模型如下:HY=β0+β1LGDP+β2LFSI+β3LTRS+β4LI+β5MG+β6LFC+μ其中，HY代表產業結構高度指標，GDP是國內生產總值，FSI是國家財政對科技的投入量，TRS是社會消費品零售總額，I是全社會固定資產投資額，MG是工業制成品占出口的比重，FC是實際利用外資額，LGDP、LFSI、LTRS、LI、LFC是分別對相應變量取對數后的結果。 三、實證分析 首先對序列進行單位根檢驗，然后在單位根檢驗的基礎上進行檢驗，接著做誤差修正模型(ECM)的估計。為了考察結構是否變化，最后對得到的結果做Chow檢驗。 1．單位根檢驗 對時間序列進行單位根檢驗是為了考察序列是否平穩，常采用的方法是ADF檢驗。檢驗結果如表1所示。所有原始序列在水平下的ADF值都是大于10%臨界值的，說明所有原始序列都不是I(0)序列，都是不平穩的序列，不能用經典的回歸模型進行估計。然后對原始序列作一階差分后(得到DHY、DLGDP、DLFSI、DLTRS、DLI、DMG和DLFC)再進行單位根檢驗，在10%的顯著性水平上都通過了單位根檢驗，說明一階差分序列都是I(1)序列，是平穩的。因為原始序列是不平穩的，但是一階差分后都服從一階單整，所以可以進行協整檢驗，以考察是否存在長期均衡關系。 2．協整檢驗 本文采取的是多變量模型，所以采取Johansen協整檢驗來考察序列HY、LGDP、LFSI、LTRS、LI、MG、LFC之間是否存在協整關系。運用Eviews進行Johansen協整檢驗后，得到表2的結果。從表2可以看到，在1%和5%的顯著性水平下都有4個協整關系。說明原始序列之間存在著協整關系，即存在長期均衡關系。 3．誤差修正模型(ECM) 在做完協整檢驗之后，我們已知變量之間存在著協整關系(長期均衡關系)，下面就可以用誤差修正模型來考察變量的短期波動關系了。首先把對原始變量進行最小二乘估計得到殘差項E，然后對該殘差項E和一階差分后的變量建立誤差修正模型，得到估計結果如下:DHY=0.00064－0.105956*DLGDP+0.048619*DLFSI+0.037341*DLTRSt值:(0.1399)(－1.8107)(1.9849)(0.6663)+0.030048*DLI－0.021431*DMG+0.005841*DLFC－1.020189*E(－1)(1.5440)(－0.4596)(0.6946)(－4.2292)DW=1.939494R2=0.610057調整后的R2=0.449492F=3.799438(P=0.011568)這個估計方程中，有些變量的系數不顯著，用從繁到簡的方法，逐個剔除不顯著變量重新進行，最后得到重新進行誤差修正模型的估計，得到結果如下:DHY=－0.060381*DLGDP+0.043354*DLFSIt值(－2.7002)(2.5281)p值(0.0131)(0.0192)+0.0299012*DLI－0.950115*E2(－1)(1.9485)(－4.6930)(0.0642)(0.0001)DW=1.953466R2=0.551702調整后的R2=0.490570F=9.024829(P=0.000436)從具體結果看，國家的經濟水平、技術指標以及投資需求在短期內對產業結構高度有較為顯著的影響。從模型檢驗結果看，刪除不顯著變量后，調整后的R2、F檢驗和DW值都有明顯的改善，這說明最后得到的誤差修正模型是一個比較有效的模型。其中誤差修正項反映了模型實際值與平均值之間偏離的修正，一般該系數的取值以在(－1，0)的范圍內為好，而本文模型的誤差修正項系數為0.95，在合理的范圍內，說明模型修正是比較合適的。綜合來看，上面這個方程是較為理想的方程，在10%的顯著性水平下能夠粗略地反映出三個影響因素對產業結構高度的作用。 4．Chow檢驗 為了考察模型是否發生結構性變化(如果發生，在什么時期?)，對上面的估計方程進行Chow檢驗。經過樣本區間的逐年檢驗之后，發現1992年Chow檢驗的結果顯著，如表3所示。跡統計量為15.48840，p值為0.008467，小于1%。從中可以看到產業結構高度在1992年前后發生了結構性變化。而1992年正是我國開始全面推進社會主義市場經濟改革之時，所以本文作這樣的推測:社會主義市場經濟改革可能對產業結構高度的結構性變化有較大的影響。#p#分頁標題#e# 四、結論 從以上的計量實證分析，可以得到以下結論:首先，產業結構高度與經濟總量的發展、技術進步、投資需求、消費需求、國際貿易結構和利用外資情況之間存在著長期均衡關系。從經濟現實推測，這種長期均衡關系應該是共同發展、相互作用的關系。其次，經濟總量、技術進步和投資需求對產業結構高度在短期內的影響更為明顯，而消費需求、國際貿易結構和利用外資情況在短期內對產業結構高度的影響較小。最后，我國的產業結構高度以1992年為轉折點發生了結構性的變化，而1992年我國召開的中共十四大正式明確了中國經濟體制改革的目標是建立社會主義市場經濟體制，我國正是從這以后開始全面推進市場經濟建設。因此，可以推測，以市場體制改革為契機，我國的產業結構高度發生了結構性轉變。