殷琪　張金玲

【摘要】 合理的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長具有重要作用。優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)可促進(jìn)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展，提升經(jīng)濟(jì)實(shí)力；反之，則會阻礙經(jīng)濟(jì)增長。本文在分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化內(nèi)涵的基礎(chǔ)上，選取2003—2012年的數(shù)據(jù)使用多元線性回歸法分別對三次產(chǎn)業(yè)的影響因素進(jìn)行研究，結(jié)果表明勞動力對農(nóng)業(yè)發(fā)展具有阻礙作用，技術(shù)創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)發(fā)展具有促進(jìn)作用；勞動力、FDI、技術(shù)創(chuàng)新對工業(yè)發(fā)展具有促進(jìn)作用；勞動力和技術(shù)創(chuàng)新對第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有促進(jìn)作用，在此基礎(chǔ)上提出對策建議。

【關(guān)鍵詞】 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化 合理化 影響因素 三次產(chǎn)業(yè)

一、引言

隨著社會發(fā)展，經(jīng)濟(jì)增長方式發(fā)生變化，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化是經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)的提升的重要手段和必經(jīng)途徑，因此產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化問題一直是廣為關(guān)注的熱點(diǎn)。近年來學(xué)者對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響因素進(jìn)行研究。Akbar Bride（2004）以匈牙利銀行業(yè)為例對外資公司投資動機(jī)、FDI與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系進(jìn)行研究，指出以市場為導(dǎo)向的FDI有利于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌國家的發(fā)展，但以資源為導(dǎo)向的FDI不利于東道國企業(yè)技術(shù)進(jìn)步和福利增長。Caselli、Coleman（2001）和Lucas（2004）都認(rèn)為缺乏高技能勞動力和人力資本積累的障礙阻礙了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。趙峰（2005）認(rèn)為創(chuàng)新是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的動力，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級必須具備創(chuàng)新擴(kuò)散和群集能力。唐德祥、孟衛(wèi)東（2008）使用面板數(shù)據(jù)模型研究了技術(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的關(guān)系，結(jié)果表明研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級具有顯著促進(jìn)作用，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步分析作用機(jī)理和路徑依賴。陳朔、馮素杰（2008）以日本、韓國和我國臺灣為樣本，從三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷、進(jìn)出口因素、勞動力轉(zhuǎn)移和收入分配四個方面對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級存在問題進(jìn)行研究，認(rèn)為我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級應(yīng)考慮國情。韓穎、倪樹茜（2011）將對數(shù)平均迪氏指數(shù)分解法與投入產(chǎn)出理論相結(jié)合，構(gòu)建產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整影響因素模型，研究我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響因素的影響程度，尋求我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整規(guī)律，并提出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級對策建議。

二、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化影響因素的實(shí)證分析

1、變量選擇、數(shù)據(jù)和模型建立

本文在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化影響因素理論分析的基礎(chǔ)上，選取十個變量分別檢驗(yàn)三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響因素：以第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值、第二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值和第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值分別表示第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展規(guī)模；以第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)表示勞動力；以實(shí)際利用外資表示FDI；以R&D經(jīng)費(fèi)支出表示技術(shù)創(chuàng)新；因?yàn)檗r(nóng)業(yè)受自然資源供給影響較大，所以考察自然資源供給對農(nóng)業(yè)的影響，以農(nóng)業(yè)播種面積表示自然資源供給；因?yàn)楣潭ㄙY產(chǎn)投資主要來源于第二產(chǎn)業(yè)，所以考察固定資產(chǎn)投資對第二產(chǎn)業(yè)的影響，以第二產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資表示；本文研究的樣本期間為2003—2012年，以期研究近十年中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化影響因素的變動情況，采用Eviews6.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

以產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)模為被解釋變量，其余變量為解釋變量分別對三次產(chǎn)業(yè)進(jìn)行檢驗(yàn)，初步建立計(jì)量模型如下：

（1）Y1=C1+？茁11X11+？茁12X12+？茁13X13+？茁14X14+？著1

（2）Y2=C2+？茁21X21+？茁22X22+？茁23X23+？茁24X24+？著2

（3）Y3=C3+？茁31X31+？茁32X32+？茁33X33+？著3

方程（1）對第一產(chǎn)業(yè)影響因素進(jìn)行檢驗(yàn)，Y1表示第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值，X11表示農(nóng)業(yè)播種面積，X12表示第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)，X13表示實(shí)際利用外資，X14表示研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出。

方程（2）對第二產(chǎn)業(yè)影響因素進(jìn)行檢驗(yàn)，Y2表示第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值，X21表示第二產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投入，X22表示第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)，X23表示實(shí)際利用外資，X24表示研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出。

方程（3）對第三產(chǎn)業(yè)影響因素進(jìn)行檢驗(yàn)，Y3表示第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值，X31表示第三表示第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)，X32表示實(shí)際利用外資，X33表示研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出。

2、模型分析及修正

第一，多重共線性檢驗(yàn)及克服。運(yùn)用最小二乘法對模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)：方程（1）擬合度為0.996，F(xiàn)檢驗(yàn)顯著，但t檢驗(yàn)不顯著，可能存在多重共線性，因此對解釋變量進(jìn)行相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)，得到相關(guān)系數(shù)矩陣，發(fā)現(xiàn)相關(guān)系數(shù)均較高，證實(shí)存在多重共線性。采用逐步回歸方法檢驗(yàn)和解決多重共線性問題，分別做Y1對X11、X12、X13、X14的一元回歸。其中X14的方程R2最大，以X14為基礎(chǔ)，順次加入其他變量逐步回歸，經(jīng)比較，新加入的X12使R2有所上升，且t檢驗(yàn)顯著，選擇保留X12，再加入者其他變量，X13使R2有所上升，但t檢驗(yàn)變得不顯著，加入X11后R2有所下降，且t檢驗(yàn)變得不顯著，這兩個變量與其他變量的相關(guān)系數(shù)也較高，主要是X11、X13引起了多重共線性，因此將兩個變量予以剔除，最后得到參數(shù)方程的擬合結(jié)果為：

（4）Y1=49087.22-0.98X12+2.76X14

方程（2）、（3）也存在多重共線性問題，如上方法處理后得到回歸結(jié)果：

（5）Y2=-64676.55+4.27X22+68.39X23+12.07X24

（6）Y2=-172259.4+8.33X31+17.15X33

第二，異方差檢驗(yàn)。分別對方程（4）、（5）、（6）進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，首先對（4）進(jìn)行檢驗(yàn)，設(shè)E1=resid，做E1與X12、X14的散點(diǎn)圖，初步斷定不存在異方差。進(jìn)一步使用G-Q檢驗(yàn)法，把原始數(shù)據(jù)按升序排列，去掉中間2個數(shù)據(jù)，得到兩個容量為4的子樣本，用OLS方法估計(jì)得到樣本1的殘差平方和為336787.2，樣本2的殘差平方和為3.244354，從而得到F統(tǒng)計(jì)量為9.63E-6，經(jīng)查表得到臨界值F0.05（2，2）=19，所以在0.05水平下，接受兩組樣本同方差假設(shè)，因此模型不存在異方差。

使用以上步驟再對方程（5）、（6）進(jìn)行檢驗(yàn)，經(jīng)檢驗(yàn)均不存在異方差。

第三，結(jié)果分析。綜上所述，最終確定計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型為：

（7）Y1=49087.22-0.98 X11+2.76X12

t=（3.22） （-2.36） （5.49）

R2=0.994 R2=0.992 F=546.86 DW=2.61

Y1表示第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值，X11表示第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)，X12表示研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出。由式（7）看出，勞動力對第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展起一定程度的阻礙作用，而技術(shù)創(chuàng)新對第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展起促進(jìn)作用。

（8）Y2=-64676.55+4.27X21+68.39X22+12.07X23

t=（-4.18） （3.93） （4.29） （11.35）

R2=0.999 R2=0.998 F=1447.108 DW=2.19

Y2表示第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值，X21表示第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)，X22表示實(shí)際利用外資，X23表示研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出。由式（8）看出，勞動力、FDI和技術(shù)創(chuàng)新對第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展起促進(jìn)作用。

（9）Y2=-172259.4+8.33X31+17.15X32

t=（-3.31） （3.56） （11.46）

R2=0.996 R2=0.995 F=821.73 DW=2.95

Y3表示第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值，X31表示第三表示第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)，X32表示研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出。由式（9）看出，勞動力和技術(shù)創(chuàng)新對第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展起促進(jìn)作用。

三、結(jié)論與政策建議

1、結(jié)論

勞動力對農(nóng)業(yè)發(fā)展具有一定的負(fù)向消極作用，這是因?yàn)槲覈司厣伲罅窟^剩勞動力堆積在有限的土地上，不可能使用社會財(cái)富增加，使農(nóng)村剩余勞動力擺脫土地的束縛是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的動力增長點(diǎn)之一；勞動力對第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)均起促進(jìn)作用，這是因?yàn)楦呒寄軇趧诱叩倪M(jìn)入推動了技術(shù)的提升，提高了勞動生產(chǎn)率，促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

技術(shù)創(chuàng)新對三次產(chǎn)業(yè)均起促進(jìn)作用，這是因?yàn)榧夹g(shù)創(chuàng)新是推動我國科技進(jìn)步的重要動力之一。技術(shù)創(chuàng)新不但為我國科技進(jìn)步提供廣闊的創(chuàng)新平臺，而且對科學(xué)研究起到良好的指引作用。技術(shù)創(chuàng)新通過供求結(jié)構(gòu)演化、資源優(yōu)化配置等路徑，完成對其它生產(chǎn)要素的滲透與提升，從而對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級發(fā)揮根本性作用。技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的根本內(nèi)涵，所以才能夠成為一國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的首要因素。

FDI對第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有促進(jìn)作用，作為中國改革開放政策的重要特征之一，F(xiàn)DI大量進(jìn)入我國工業(yè)，對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級發(fā)揮著越來越顯著的作用。FDI的流入為工業(yè)帶來技術(shù)和資金，通過技術(shù)和知識的技術(shù)溢出效應(yīng)推動工業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和產(chǎn)品升級換代，帶動技術(shù)含量高、競爭力強(qiáng)的產(chǎn)品生產(chǎn)，彌補(bǔ)了我國在技術(shù)上的缺口，加快了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。

2、政策建議

（1）加大科技投入和經(jīng)費(fèi)支持力度。技術(shù)創(chuàng)新是增強(qiáng)產(chǎn)業(yè)綜合競爭力的決定性因素和動力源，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)必須加快技術(shù)進(jìn)步，增強(qiáng)科學(xué)技術(shù)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)數(shù)量和質(zhì)量提高中的作用，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。應(yīng)增強(qiáng)科研投入，加快科學(xué)技術(shù)成果向現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力的轉(zhuǎn)化。產(chǎn)業(yè)競爭就是研發(fā)能力的競爭，而科研經(jīng)費(fèi)對研發(fā)能力影響較大，因此產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化應(yīng)加大科技的投入和研發(fā)經(jīng)費(fèi)的支持力度。

（2）深化勞動力市場改革。市場壁壘、城鄉(xiāng)、地區(qū)差距是影響勞動力自由流動的直接因素。應(yīng)打破行政和要素壁壘，促進(jìn)各種要素的自由流動和優(yōu)化配置。應(yīng)建立統(tǒng)一規(guī)范的勞動力市場，使鄉(xiāng)鎮(zhèn)農(nóng)村剩余勞動力平穩(wěn)有序向第二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，有效提升勞動力素質(zhì)。

（3）提升引資質(zhì)量。目前我國所實(shí)施的引資戰(zhàn)略只重?cái)?shù)量輕質(zhì)量、重引資輕引智、重引進(jìn)輕管理，這與我國產(chǎn)業(yè)發(fā)展對外資的要求是不相適應(yīng)的。低質(zhì)量低效率外資的流入只會進(jìn)一步加劇我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的結(jié)構(gòu)性矛盾，成為制約我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的制約因素。因此，我國引資應(yīng)以產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展為目標(biāo)，應(yīng)服從我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)狀，實(shí)施自主引資，提升引資質(zhì)量。

【參考文獻(xiàn)】

[1] 趙峰：推進(jìn)創(chuàng)新是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的核心[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2005（10）.

[2] 唐德祥、孟衛(wèi)東：R&D與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級——基于我國面板數(shù)據(jù)模型的經(jīng)驗(yàn)研究[J].科技管理研究，2008（5）.

[3] 陳朔、馮素杰：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級中幾個問題的國際經(jīng)驗(yàn)和啟示[J].經(jīng)濟(jì)問題探索，2008（3）.

[4] 韓穎、倪樹茜：我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響因素分析[J].經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2011（12）.

（責(zé)任編輯：諶盼）