張輝

●“985”高校經(jīng)濟學(xué)人計劃

中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長研究：1990-2012

張輝

（北京大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，北京100871）

全要素生產(chǎn)率是分析經(jīng)濟增長源泉的重要工具，文章通過使用與前人不同的方法計算出1990-2012年中國三次產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率，發(fā)現(xiàn)中國經(jīng)濟歷年來主要靠第二產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率拉動，但是2009年以后第三產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率開始超越第二產(chǎn)業(yè)，成為經(jīng)濟增長的主要拉動因素。此外，文章計算出三次產(chǎn)業(yè)資本邊際產(chǎn)出比重，從中可以看出我國應(yīng)當(dāng)調(diào)整投資在產(chǎn)業(yè)間的分配以提高資本效率。最后，通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)關(guān)系的研究發(fā)現(xiàn)，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)增加能夠促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重。

三次產(chǎn)業(yè)；全要素生產(chǎn)率；資本邊際產(chǎn)出；就業(yè)問題

一、引言

實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級與勞動力的充分就業(yè)是我國經(jīng)濟發(fā)展追求的兩個重要目標(biāo)，兩者同時影響我國經(jīng)濟發(fā)展的速度和質(zhì)量。全要素生產(chǎn)率是指各要素(如資本和勞動等)投入之外的技術(shù)進(jìn)步和能力實現(xiàn)等導(dǎo)致的產(chǎn)出增加，是政府制定長期可持續(xù)增長政策的重要依據(jù)。

對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟增長的研究，庫茲尼茨（1949）對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟增長做了規(guī)范的定義，即國家的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)定義為其資源和最終產(chǎn)品在不同產(chǎn)業(yè)之間的分配，國民收入定義為國家該年度生產(chǎn)系統(tǒng)生產(chǎn)的、流向消費者或者國家資本積累的產(chǎn)品和服務(wù)的凈產(chǎn)出，從而為以后的研究界定了范圍[1]。庫茲尼茨（1957）對美國等18個國家的經(jīng)濟增長率和各個產(chǎn)業(yè)勞動力比例的關(guān)系進(jìn)行了分析，得出勞動力從農(nóng)業(yè)向生產(chǎn)率更高的行業(yè)轉(zhuǎn)移有助于經(jīng)濟增長的結(jié)論，初步分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的關(guān)系[2]。Syrquin，M（1994）分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的原因，進(jìn)一步探討經(jīng)濟增長的根源[3]。Mi?chael Peneder（2003）運用實證方法研究了工業(yè)結(jié)構(gòu)對國民經(jīng)濟總收入和經(jīng)濟增長的影響[4]。Vittorio Valli和Donatella Saccone（2009）認(rèn)為，國民經(jīng)濟的增長有兩方面的動力，一是行業(yè)內(nèi)部勞動生產(chǎn)率的提高（Productivity effect），這個是經(jīng)濟增長的主要動力，另一個是資源在行業(yè)之間的再分配[5]。

近年來，研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟增長的文獻(xiàn)較多，干春暉等（2011）在測度產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷與經(jīng)濟增長的計量經(jīng)濟模型，進(jìn)而探討了兩者對經(jīng)濟波動的影響。他們研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化進(jìn)程對經(jīng)濟增長的影響均有明顯的階段性特征[6]。劉偉、李紹榮（2002）研究發(fā)現(xiàn)，在一定的技術(shù)條件下，一個經(jīng)濟通過專業(yè)化和社會分工會形成一定的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在一定意義上又決定了經(jīng)濟的增長方式[7]。但是，在通過計算全要素生產(chǎn)率來評價分析經(jīng)濟增長的文獻(xiàn)中，計算三次產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的文獻(xiàn)較少。時春紅（2011）使用DEA-Malmquist指數(shù)方法計算出1990-2009年28個省區(qū)工業(yè)、服務(wù)業(yè)的全要素生產(chǎn)率[8]。陳宏偉等（2010）參考比較前人研究成果，選擇資本產(chǎn)出彈性α為0.4、勞動產(chǎn)出彈性β為0.6，帶入公式A?it/Ait=Y?it/Yit-α(K?it/Kit)-β(L?it/Lit), i=1，2，計算出1979-2007年三次產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長率[9]。

本文對第三產(chǎn)業(yè)使用包含時間趨勢項的超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)，第一、二產(chǎn)業(yè)使用柯布—道格拉斯函數(shù)（因為超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)回歸結(jié)果不理想）計算出1990-2012年三次產(chǎn)業(yè)資本和勞動產(chǎn)出彈性，然后使用幾何平均法計算TFP增長率。郭慶旺、賈俊雪（2005）使用三種方法估算1979-2004年我國全要素生產(chǎn)率增長率，比較分析三種計算結(jié)果，得出“索洛殘差法本身比較粗糙”的結(jié)論[10]，此外段文斌和尹向飛（2009）以及其他相關(guān)文獻(xiàn)均提到參數(shù)估計中可能存在的問題[11]，本文使用的幾何平均法能夠較好地回避此問題。最后，本文對經(jīng)濟增長與資本使用效率、三次產(chǎn)業(yè)勞動力之間的關(guān)系進(jìn)行了研究。

二、三次產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率測算

（一）樣本數(shù)據(jù)

1990-2012年三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值數(shù)據(jù)是以1990年為基期的城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)平減后的實際產(chǎn)值，分別用Y1、Y2、Y3表示?？紤]到兼顧勞動力數(shù)量和質(zhì)量的數(shù)據(jù)不可得，本文使用三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)作為勞動力投入數(shù)據(jù)，分別用L1、L2、L3表示。資本存量是采用永續(xù)盤存法對于實際資本存量的估算，估算公式為:Kt=It/Pt+Kt-1(1-δt)。使用固定資產(chǎn)投資完成額作為當(dāng)年新增投資，固定資本形成總額的折舊率為9.6%，1990年資本存量采用楊東亮（2011）使用的數(shù)據(jù)[12]，為35 942.89億元，固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)以1990年為基期。

計算三次產(chǎn)業(yè)資本存量時，陳宏偉等（2010）使用各次產(chǎn)業(yè)在全社會新增固定資產(chǎn)累計總額中的比重作為各次產(chǎn)業(yè)資本存量在全社會資本總額中的比重。因為當(dāng)年新增投資采用固定資產(chǎn)投資額數(shù)據(jù)，所以使用三次產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資占全社會固定資產(chǎn)投資總額比重作為三次產(chǎn)業(yè)資本存量比例比較妥當(dāng)，使之分別乘以全社會總資本存量得到各產(chǎn)業(yè)資本存量（分別用K1、K2、K3表示）。本文數(shù)據(jù)來源于2005-2013年《中國統(tǒng)計年鑒》、各年《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》，其中1991年、1992年三次產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資比重采用移動平均法獲得。

（二）全要素生產(chǎn)率及其增長率測算

因為隱性變量法將全要素生產(chǎn)率從索羅殘差中分離出來，將其視為一個獨立的狀態(tài)變量，從而剔除掉一些測算誤差對全要素生產(chǎn)率估算的影響，因此優(yōu)于索羅殘差法。本文首先采用隱性變量法計算各產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率，但是得到的結(jié)論和趙志耘、楊朝峰（2011）的一樣，即因為隱性變量法假設(shè)全要素生產(chǎn)率的增長率遵循一階自回歸，使得到的全要素增長率波動很小，與實際情況有很大的差異[13]。

因此我們采用幾何平均法計算中國全要素生產(chǎn)率，其特點前文已描述。首先要計算出資本和勞動產(chǎn)出彈性。因為超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)不受替代彈性不變這一假設(shè)的約束，同其他生產(chǎn)函數(shù)相比更具一般性，在進(jìn)行參數(shù)估計以及要素產(chǎn)出彈性的計算時更具靈活性。因為優(yōu)先使用超越對數(shù)函數(shù)，為了控制時間趨勢項的影響，對其采用包含時間項的生產(chǎn)函數(shù)，將此生產(chǎn)函數(shù)書寫成：

本文所有的回歸分析都在Stata12.0中進(jìn)行的，在對模型（1）進(jìn)行OLS估計時，結(jié)果顯示對第三產(chǎn)業(yè)回歸結(jié)果很好（見表1），并用參數(shù)估計值得到第三產(chǎn)業(yè)資本產(chǎn)出彈性和勞動產(chǎn)出彈性，它們分別為:

a3t=?lnY3t/?lnK3t=aK+βKKlnK3t+βKLlnL3t

β3t=?lnY3t/?lnL3t=aL+βLLlnL3t+βKLlnK3t

表1 超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)回歸結(jié)果

但是第一、二產(chǎn)業(yè)得到的結(jié)果不理想，所以對其使用柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，可表述為：

通過對模型（2）進(jìn)行OLS回歸，可得第一、二產(chǎn)業(yè)的資本產(chǎn)出彈性a1t、a2t和勞動產(chǎn)出彈性β1t、β2t，回歸結(jié)果見表2。

表2 柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)回歸結(jié)果

對三次產(chǎn)業(yè)資本和勞動產(chǎn)出彈性分別經(jīng)過如下正規(guī)化處理，可得：

圖1 三次產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率

從圖1可以看出，長期以來第一產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率保持在較低的水平，第二產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率對中國經(jīng)濟增長促進(jìn)作用最大，然而2009年以后第三產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率開始超越第二產(chǎn)業(yè)，這說明第三產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步以及資源配置效率的改善（主要體現(xiàn)為體制的不斷完善）帶動中國經(jīng)濟呈效率型增長。

圖2 三次產(chǎn)業(yè)TFP增長率

從圖2也可以看出這一點，2000年以前我國第三產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長率呈現(xiàn)出漲跌互現(xiàn)的波動情形且波動較為劇烈，1995年處于最低點，2007年上升至最高點，此后變化較為緩和。1997年以后第三產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長率開始領(lǐng)先于第一二產(chǎn)業(yè)，帶動第三產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。我國第二產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長率除2009年和2012年以外都保持一個較快的增長速度，但是自1991年達(dá)到頂峰后，其增速總體上趨于一個下降趨勢，甚至到2012年的負(fù)增長，由此可以發(fā)現(xiàn)我國第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展主要依靠要素的投入量增加而不是創(chuàng)新來驅(qū)動。我國第一產(chǎn)業(yè)TFP一直保持微弱正的增長，因此其增長潛力需要進(jìn)一步挖掘和釋放。

三、三次產(chǎn)業(yè)投資效率

第二產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率常年保持較高水平與其獲得較高的投資有關(guān)。然而經(jīng)濟增長不僅取決于資本投入量的增加，更取決于資本效率的提高。此外投資在三次產(chǎn)業(yè)間的配置決定了產(chǎn)業(yè)之間資本存量的對比，以致影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。本文通過計算產(chǎn)業(yè)間資本邊際產(chǎn)出比率，進(jìn)而分析中國三次產(chǎn)業(yè)資本配置效率問題。

假定整個經(jīng)濟的實際產(chǎn)出由三個產(chǎn)業(yè)部門的實際產(chǎn)出構(gòu)成，它們均為各產(chǎn)業(yè)資本的函數(shù)。

其中，Y為國內(nèi)生產(chǎn)總值;I1、I2、I3分別為第一、第二和第三產(chǎn)業(yè)的資本存量。方程（3）滿足產(chǎn)出最大化的一階條件為三次產(chǎn)業(yè)資本的邊際產(chǎn)出相等。將（3）式對時間t求導(dǎo)，得到:

由方程（4）可得到計量經(jīng)濟模型:

其中，a1、a2、a3分別為第一、第二和第三產(chǎn)業(yè)資本產(chǎn)出彈性?？梢钥闯?，三次產(chǎn)業(yè)資本的邊際產(chǎn)出比值等于產(chǎn)出彈性的比值除以資本的比值，即：

如果資本在各個產(chǎn)業(yè)部門處于最優(yōu)配置，則以上三式比值等于1，否則，資本在各個產(chǎn)業(yè)部門的配置未處于最優(yōu)狀態(tài)。首先對Y、I1、I2、I3進(jìn)行ADF單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)各數(shù)據(jù)均平穩(wěn)，然后運用模型（5）對中國經(jīng)濟增長中產(chǎn)業(yè)間資本配置的效率進(jìn)行實證分析得到表3。

表3 三次產(chǎn)業(yè)資本的邊際產(chǎn)出比值

可以看出，第一產(chǎn)業(yè)資本的邊際產(chǎn)出與第二、三產(chǎn)業(yè)的邊際產(chǎn)出比值為負(fù)，這源于第一產(chǎn)業(yè)的資本產(chǎn)出彈性為負(fù)，即第一產(chǎn)業(yè)中的資本產(chǎn)出效率不僅沒有發(fā)揮其應(yīng)有的作用，反倒通過擠出其他產(chǎn)業(yè)的資本量而抑制經(jīng)濟的增長，由此表明我國農(nóng)村的要素市場改革迫在眉睫。相對于第二產(chǎn)業(yè)資本邊際產(chǎn)出，第三產(chǎn)業(yè)的資本產(chǎn)出則有效率，說明相對于第三產(chǎn)業(yè)，第一、二產(chǎn)業(yè)投資過度，即第三產(chǎn)業(yè)存在資本嚴(yán)重投資不足的問題。因此，一方面在當(dāng)前的制度條件下，為提高資本配置效率，應(yīng)當(dāng)調(diào)整投資在產(chǎn)業(yè)間的分配；另一方面應(yīng)該積極改革農(nóng)村的地區(qū)要素市場，促進(jìn)土地和勞動自由流動，以釋放資本在第一產(chǎn)業(yè)中潛力。

四、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與三次產(chǎn)業(yè)勞動力關(guān)系研究

充分就業(yè)是宏觀經(jīng)濟的一大目標(biāo)，而勞動力在三次產(chǎn)業(yè)的分布又影響著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。本文通過建立1952-2013年第一、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重自然對數(shù)（lng1、lng3）、各年三次產(chǎn)業(yè)勞動力人數(shù)自然對數(shù)值（lnl1、lnl2、lnl3）的VAR模型分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)之間的關(guān)系，數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫。首先使用Stata12.0對時間序列l(wèi)ng1、lng3、lnl1、lnl2、lnl3進(jìn)行ADF單位根檢驗，結(jié)果見表4，其中dlng1、dlng3、dlnl1、dlnl2、dlnl3分別為lng1、lng3、lnl1、lnl2、lnl3的一階差分。

表4 各時間序列的ADF檢驗結(jié)果

可以看出各時間序列均為一階單整，進(jìn)一步對lng1、lng3、lnl1、lnl2、lnl3進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗，結(jié)果見表5，發(fā)現(xiàn)四個變量存在一個協(xié)整關(guān)系。

表5 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

本文VAR模型最大滯后期由對數(shù)似然值和AIC與SC信息量決定，結(jié)果表明滯后階數(shù)取2時最好。VAR（2）模型的估計結(jié)果見表6，其穩(wěn)定性檢驗結(jié)果見圖3，全部根都在單位圓以內(nèi)，滿足模型的穩(wěn)定性條件，所以據(jù)此進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解的結(jié)果是穩(wěn)健和可靠的。

表6 VAR（2）模型估計結(jié)果

圖3 VAR模型的穩(wěn)定性檢驗

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)問題是否構(gòu)成因果關(guān)系以及因果關(guān)系的方向如何，還需對模型的相關(guān)變量進(jìn)行Granger因果關(guān)系，由以上建立的VAR模型可知，此Granger檢驗滯后期為2，檢驗結(jié)果見表7。檢驗結(jié)果表明在5%的水平上第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)是第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重的Granger原因，提高第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)能夠促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的增加。我國目前存在結(jié)構(gòu)性失業(yè)，同時第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)不足，一方面需要進(jìn)一步打破勞動力市場的制度因素約束，促進(jìn)勞動力在各產(chǎn)業(yè)間的自由流動；另一方面要改善勞動者素質(zhì)，提高勞動者教育水平，將大量剩余勞動力吸收到第三產(chǎn)業(yè)中去。

表7 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

為分析三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)對第一三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的沖擊動態(tài)影響過程，本文進(jìn)一步生成基于VAR（2）模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)，結(jié)果見圖4?？梢钥闯?，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重受到第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)一個正向沖擊后上升至第二期，然后下降。盡管第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)的正向沖擊使得第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重會下降，但是由于第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)不是它的格蘭杰原因，因此這種下降效應(yīng)在統(tǒng)計上應(yīng)該不顯著。第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)的一個標(biāo)準(zhǔn)差變動正向影響第一、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重，但影響程度較小。然而，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重受到第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)一個標(biāo)準(zhǔn)差的變動后大幅度下降，且在統(tǒng)計意義上顯著，而在受本產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)一個正向沖擊后會上升，并在第三期達(dá)到最高值，隨后緩慢下降。因此，可以得出在當(dāng)前經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型下第一產(chǎn)業(yè)中就業(yè)人數(shù)轉(zhuǎn)移至第三產(chǎn)業(yè)中去會促進(jìn)經(jīng)濟的快速增長。

圖4 VAR模型脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果

隨后對lng3進(jìn)行方差分解，結(jié)果見圖5?？梢钥闯龅谌a(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重變動方差由第一和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)變動解釋的部分都在第10期達(dá)到峰值（20%）；而第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)、第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重變動解釋的部分卻非常小。到第10期，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)變動能解釋40%的lng3變動方差。因此，當(dāng)前我國非常有必要促進(jìn)勞動力向第三產(chǎn)業(yè)流動，以實現(xiàn)第三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展。

圖5 lng3方差分解的結(jié)果

本文進(jìn)一步建立變量間的VEC模型：

由模型結(jié)果可以看出，在lnl2、lnl3、lng1、lng3不變的情況下，lnl1在第t期的變化可以消除前一期37%的非均衡誤差；在lnl1、lnl3、lng1、lng3不變的情況下，lnl2在第t期的變化可以消除前一期64%的非均衡誤差；在lnl1、lnl2、lng1、lng3不變的情況下，lnl3在第t期的變化可以消除前一期72%的非均衡誤差。

五、結(jié)論

本文主要結(jié)論如下：①三次產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率中，第一產(chǎn)業(yè)一直處于較低的水平，第二產(chǎn)業(yè)最高，但是從2009年以后第三產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率開始超越第二產(chǎn)業(yè)。從全要素生產(chǎn)率增長率來看，第一、二產(chǎn)業(yè)都保持在較低的水平，第三產(chǎn)業(yè)在2000年以前處于劇烈變動狀態(tài)，1997年以后開始遙遙領(lǐng)先于第一、二產(chǎn)業(yè)，帶動第三產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。②相對于第二產(chǎn)業(yè)資本存量而言，第三產(chǎn)業(yè)的投資嚴(yán)重不足。同時由于第一產(chǎn)業(yè)資本產(chǎn)出彈性為負(fù)，說明在當(dāng)前制度背景下我國資本可能存在錯配現(xiàn)象，因此有必要對這一現(xiàn)象背后的真正邏輯進(jìn)行進(jìn)一步的研究。③我國第一產(chǎn)業(yè)存在剩余勞動力，同時第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員又嚴(yán)重不足，考慮到第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)的增加能夠促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的增加，應(yīng)該進(jìn)一步放寬對勞動力流動的限制，同時加強對勞動力的教育與培訓(xùn)，提高勞動者素質(zhì)，以改善結(jié)構(gòu)性失業(yè)問題。

總而言之，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、資本配置、勞動者素質(zhì)相互影響、相互制約，同時又都影響著我國經(jīng)濟總量增長和質(zhì)量提高。政府一方面應(yīng)繼續(xù)加大公共教育和科技等投入，提升全要素生產(chǎn)率和優(yōu)化勞動力產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)配置；另一方面應(yīng)加快要素市場的改革，比如勞動力市場、土地市場和資本市場的改革，通過各種政策來優(yōu)化資本配置，提升資本效率，從而進(jìn)一步落實科學(xué)發(fā)展觀，促進(jìn)經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變，實現(xiàn)效率型經(jīng)濟增長。

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［責(zé)任編輯：周業(yè)柱］

A Study on Industrial Structure and Economic Growth in China:1990-2012

ZHANG Hui
（School of Economics，Peking University，Beijing100871，China）

As the total factor productivity（TFP）is an important tool to analyze the sources of economic growth，the paper employs a different approach to calculate the TFP of three industries in China from the year of 1990 to 2012.It finds that China’s economy has been driven by the TFP of the secondary industry over the years，but the TPF of the tertiary industry begins to surpass that of the second industry and becomes the main driving force for economic growth after the year of 2009. In addition，this paper calculates the proportion of the marginal product of capital of three industries，from which it can be seen that China should adjust the allocation of investment in industries in order to raise capital efficiency.Finally，the pa?per discovers that the increase of employment in the tertiary industry can improve the output value of the tertiary industry as a proportion of GDP through the study of the relationship between industrial structure and employment in three industries.

three industries；total factor productivity（TFP）；marginal product of capital；employment

F121

A

1007-5097（2014）12-0001-05

【DOI】10.3969/j.issn.1007-5097.2014.12.001

2014-10-15

國家社會科學(xué)基金重點項目（09AZD013）

張輝（1975-），男，江蘇大豐人，副教授，博士生導(dǎo)師，理學(xué)博士，副院長，研究方向：區(qū)域經(jīng)濟學(xué)，產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學(xué)，土地經(jīng)濟學(xué)。