張萌物　李佳楠

(西安理工大學 經濟與管理學院，陜西 西安 710054)

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新常態(tài)下陜西縣域產業(yè)轉型升級研究
——以戶縣為例

張萌物李佳楠

(西安理工大學 經濟與管理學院，陜西 西安 710054)

新常態(tài)下如何實現(xiàn)縣域經濟的快速發(fā)展是區(qū)域經濟發(fā)展的重要基礎。采用定性與定量、規(guī)范與實證相結合的研究方法，以陜西西安的副中心城市戶縣為例，研究其產業(yè)結構與經濟增長的增量關系和因果關系，并測算戶縣國民經濟中的三次產業(yè)對經濟增長的貢獻以及各產業(yè)之間的相互影響，由此提出陜西縣域應在依托絲綢之路輻射條件的基礎上，采取提升地區(qū)產業(yè)核心競爭力、及時轉型發(fā)展特色產業(yè)、重視并加大對第三產業(yè)的投入、合理布局產業(yè)結構等對策建議。

產業(yè)結構； 轉型升級； 陜西省； 區(qū)域經濟

0　引　言

縣域產業(yè)結構的合理程度直接關系到其經濟增長的成效，縣域經濟增長效率的成敗也與一個地區(qū)城鎮(zhèn)化、信息化、農村產業(yè)化的實現(xiàn)息息相關。經濟新常態(tài)是目前我國經濟發(fā)展的一個緩慢過渡期，探索陜西縣域經濟發(fā)展不能撇開這個大背景、大環(huán)境。本文是在把握經濟新常態(tài)的內涵和要求的基礎上，以陜西戶縣的統(tǒng)計數據為基礎分析縣域產業(yè)結構發(fā)展和經濟發(fā)展的特點與脈絡，因地制宜制定戶縣合理的產業(yè)結構走向，并且給出適應新常態(tài)的縣域產業(yè)發(fā)展結構的建議。經整理分析相關數據可知，目前戶縣的經濟與我國經濟新常態(tài)是相對應的，已處于無力增速時期，縣域的綜合水平在急劇下降，現(xiàn)有產業(yè)結構已無法滿足經濟增長的需求。然而在經濟學的經濟增長理論研究中，產業(yè)結構變動幅度直接與地域經濟增長成效掛鉤。因此本文對戶縣的產業(yè)與經濟進行回歸分析，提出適合戶縣經濟良性發(fā)展的合理產業(yè)結構，以對戶縣今后的產業(yè)結構具體調整有所幫助，也對其他縣域的經濟發(fā)展起到一定的借鑒作用。

1　相關文獻綜述

當前在產業(yè)結構、經濟增長等領域的研究中，學者們多以投入產出、GDP等指標對產業(yè)結構促進經濟增長做出大量定性與定量結合的分析。Denison整理了美國近30年的數據，對經濟發(fā)展成效進行分析后認為，產業(yè)結構合理程度對經濟波動程度起到舉足輕重的作用[1]261-268；李曉翠通過采用數據包絡分析方法(DEA)對漢江流域北段縣域產業(yè)效率進行了實證分析后認為，加強縣域合作可提升資源利用效率[2]130-131；孟德友以河南縣域為研究對象，利用貧富差距指數及各大產業(yè)分解的方法，以人均GDP作為數據支撐進行深入探討，研究表明：在產業(yè)占比分配中，其比重多少直接影響著各地區(qū)經濟的變化[3]799-804；陳存友、鄭伯紅、胡希軍以長沙市作為實例進行論證，并通過序列時間分析方法對產業(yè)和經濟之間的變動關系進行了深入研究，認為隨著時間的推移，產業(yè)與經濟的關系會逐步減化[4]19-21；方曉紅在研究我國區(qū)域經濟轉變下的產業(yè)支持發(fā)展時，以灰色關聯(lián)度理論為基礎，對產業(yè)和經濟進行了小規(guī)模數據分析后認為，產業(yè)結構波動與經濟增長波動呈現(xiàn)重要關聯(lián)[5]158-162；楊吉華利用計量經濟方法中常見的格蘭杰檢驗方法對中國經濟增長與產業(yè)結構變動的因果關系進行了驗證，結果表明兩者關系并不明顯，因此在主導產業(yè)選擇中應該更為謹慎[6]91-93；“縣域經濟產業(yè)競爭力研究”課題組以湖南省為例，以產業(yè)結構波動對經濟增長波動的貢獻值為對象，研究縣域產業(yè)結構調整與經濟增長的關系，發(fā)現(xiàn)三產之中二產是最能促進經濟增長的紐帶[7]56-59?？v覽相關研究，大多數都是從宏觀層面出發(fā)，以國家或省級為對象，而以縣域為對象，利用定量方法研究經濟發(fā)展中的產業(yè)轉型升級的文章則較少。因此，本文借鑒前人成果，以戶縣為例展開實證研究，通過建模、回歸等方法分析戶縣產業(yè)結構調整與經濟增長之間的因果影響，并利用測算結果具體分析戶縣產業(yè)目前所處的形勢以及對經濟的貢獻度，為戶縣產業(yè)轉型升級提供數據支持，也為其他縣域產業(yè)結構的合理配置提供一定的參考。

2　戶縣經濟發(fā)展現(xiàn)狀

2.1經濟增長速度逐漸放緩

戶縣GDP增速由2000年的6.5%提升到2001年的15.1%，直到2011年的10年間仍保持著11%以上兩位數的增長速度。從2012年開始，其增速逐漸趨緩，降到10%以下：2012年增速為9.5%，2013年增速8.2%，2014年增速為7.8%，2015年的第一季度又有所上升，增速達到11%。

2.2縣域經濟排名位次快速后移

自2004年陜西省開展縣域經濟考核評比以來，戶縣在陜西省縣域經濟中的排名一直在后移，其2004—2014年縣域經濟排名位次具體情況如圖1所示。

2.3經濟結構調整逐步優(yōu)化

自2000年以來，戶縣三次產業(yè)占GDP比重中，第一產業(yè)和第二產業(yè)呈現(xiàn)下降趨勢，而第三產業(yè)的產值比重在逐漸增加。一次產業(yè)由2000年的19.92%下降到2014年的18.5%；二次產業(yè)比重呈現(xiàn)先升后降的趨勢，由2000年的52.44%提升到2007年的58.27%，達到頂峰，此后慢慢降到2014年的50.4%；三次產業(yè)比重由2000年的28.04%提高到2014年的31.1%。

圖1　戶縣在陜西省縣域經濟中的排名

依據西安市戶縣統(tǒng)計局統(tǒng)計公報取得的GDP以及三大產業(yè)增加值的數據做成圖表，可以看出，自2005年以來，除了第一產業(yè)呈現(xiàn)較平穩(wěn)的增長趨勢以外，第二、第三產業(yè)均在逐年降低(見圖2)。從產業(yè)對GDP的貢獻程度來看，第一產業(yè)以先降后升的趨勢向前發(fā)展，第二產業(yè)明顯躍居首位，但其對GDP的貢獻是下滑趨勢，而第三產業(yè)則逐年增加，對GDP的影響越來越大(見圖3)。

圖2　三次產業(yè)增加值

圖3　三次產業(yè)產出值占GDP比重

3　戶縣產業(yè)結構與經濟增長實證分析

3.1指標和分析方法

3.1.1變量選擇與樣本數據

本研究考慮到數據的可獲得性，從統(tǒng)計局整理出戶縣2005—2014年的GDP以及產業(yè)數據。由于 GDP是衡量一個地方經濟增長的關節(jié)點，因此本文將以戶縣生產總值GDP作為實證分析中的被解釋變量；對于產業(yè)結構轉型的研究應以產業(yè)的增加值作為衡量指標，因此，本文的解釋變量X為三次產業(yè)各自的增加值。那么論文實證研究的部分就以全縣生產總值GDP作為Y產出指標，以X1、X2、X3分別代表三次產業(yè)增加值作為投入指標進行計量回歸、檢驗等。在計量分析方法的應用與要求中，對原始數據進行處理后的數據的對數形式并不影響其在實證分析中的效果，反而可以避免原始數據分析存在的一些不足[8]161-167，所以重新選取LNGDP、LNX1、LNX2、LNX3作為樣本數據。數據從2005年開始選取的原因是由于在國家、省市級統(tǒng)計局無法搜集到各縣具體數據，而在戶縣統(tǒng)計局中數據的完整性是從2005年開始體現(xiàn)的，之前的部分數據沒有進行統(tǒng)計。因此使用這十年的數據對于分析戶縣產業(yè)結構、解釋經濟增長、促使產業(yè)轉型升級具有一定的說服力。

3.1.2計量方法的選擇

從多元回歸分析方法的角度出發(fā)，以協(xié)整和格蘭杰因果關系分析為主線對數據進行檢驗和分析。首先，對變量進行協(xié)整檢驗，再通過格蘭杰分析法得出三次產業(yè)和經濟增長的關系以及三次產業(yè)之間的關系，然后利用模型及數據的選取對之前的算式進行回歸分析，再進行檢驗及修正。在格蘭杰因果分析方法的指導思想中，X和Y的發(fā)生變化是有先后順序的，即如果X引起Y變化，則X發(fā)生在Y之前。如要想檢驗“X不是引起Y變化的原因”的原假設，利用無條件限制模型將Y和X的各自的滯后值通過Eviews進行回歸，再通過有條件限制模型將Y對Y自身的滯后值進行回歸。全部完成后以F檢驗為依據，對第一個回歸模型能否被X的滯后值所解釋進行驗證。對于X是否能引起Y變化，首先要檢驗“Y不是引起X變化的原因”的原假設，然后估計無條件和有條件的回歸模型：

(1)

(2)

在這兩個模型中，F(xiàn)統(tǒng)計量就是從兩個方程的殘差平方和來計算得出的，再用以檢驗方程(1)式中的所有系數β1、β2……βn是否同時顯著不為零。如若檢驗成立，那么“X不是引起Y變化的原因”成立。原理相同，如若檢驗“Y是否為引起X變化的原因”，也需要以相同的假設做回歸設計，只是互換X和Y的位置。

回歸模型的選取。本文用GDP和三次產業(yè)增加值作為指標研究產業(yè)轉型，可得到生產函數：

GDP=F(X1，X2，…，Xk，A)

(3)

式中，GDP為地區(qū)生產總值，Xi(i=1，2，…，k)為第i個產業(yè)的產值，A表示該地區(qū)的技術生產水平。雖然在國民經濟核算的過程中，總是令三次產業(yè)的產出值恒等于地區(qū)的總產值，但在一定程度上，產業(yè)與產業(yè)之間會出現(xiàn)多重共線性，不能呈現(xiàn)如此恒等的結果，也可能是產業(yè)的部分結合才能對總產出產生顯著影響，因此函數(3)式中可能不存在恒等式。對上述函數進行對數形式調整，可用以下計量模型對經濟、產業(yè)進行回歸分析，模型表述為：

LNGDP=β0+β1LNX1+β2LNX2…+βkLNXk+ε

(4)

式中βk代表第k產業(yè)的總產出彈性，β0代表產值不變時GDP的變動情況。

3.2檢驗及格蘭杰因果關系分析

3.2.1平穩(wěn)性檢驗

產業(yè)產出值的原始數據在檢驗中可能會出現(xiàn)變量間有非線性關系。為了提高檢驗的成功率和準確性，以原始數據的對數作為檢驗樣本，對LNGDP、LNX1、LNX2、LNX3分別做ADF檢驗，結果顯示變量在水平上呈現(xiàn)不平穩(wěn)狀態(tài)；之后又用Eviews對一階差分進行檢驗，結果還是不盡如人意；緊接著對數據進行了二階差分處理后平穩(wěn)性檢驗，結果顯示：進行檢驗的所有變量均在0.05的顯著水平上拒絕原假設，說明D(LNGDP，2)、D(LNX1，2)、D(LNX2，2)、D(LNX3，2)是平穩(wěn)序列，該變量之間都存在協(xié)整，符合協(xié)整檢驗分析的條件，如表1所示。

3.2.2協(xié)整關系檢驗

協(xié)整檢驗是基于變量之間的平穩(wěn)性而言的，因此，在二階差分處理后的水平變量上才能進行進一步的協(xié)整。為完成協(xié)整檢驗，首先要對回歸方程進行殘差單位根檢驗，看其是否存在單位根。如果存在單位根，則殘差序列呈現(xiàn)非平穩(wěn)態(tài)勢，此時需消除單位根以保證殘差序列的平穩(wěn)，反之，則無需消除。在用單位根進行殘差平穩(wěn)性檢驗時，可令E=RESID得到殘差序列。通過Eviews6.0測算得到檢驗結果如表2所示。協(xié)整檢驗結果表明，在置信度為0.9時E是平穩(wěn)的，那么變量之間的協(xié)整關系就是成立的。以此為前提條件對戶縣GDP、產業(yè)之間進行格蘭杰因果關系檢驗，看其四者之間的相互起因情況，以更深入地了解2005—2014年期間戶縣GDP與三次產業(yè)之間存在的因果關系。

表1　變量單位根檢驗

表2　殘差序列平穩(wěn)性檢驗

3.2.3格蘭杰因果關系分析

以時間序列為背景的情況下，兩個變量之間的相互關系是促進還是抑制，亦或是平衡，都可以通過格蘭杰因果關系進行檢驗得知，可以用三大產業(yè)增加值和GDP各自的原始數據的自然對數作為檢驗數據，兩兩逐個進行檢驗，檢驗結果如表3所示。二階差分后的樣本數據為8，在8個樣本數據檢驗計算下，第一產業(yè)與生產總值在0.05的顯著水平上拒絕“第一產業(yè)不是生產總值的格蘭杰原因”，即接受第一產業(yè)是總產值的格蘭杰原因；同理，二、三產業(yè)與生產總值間的因果關系也如此。由此可知，戶縣經濟的增長變化是離不開戶縣每年三大產業(yè)增加值的，但三大產業(yè)的增加值在戶縣經濟增長變化中體現(xiàn)的不是很明顯。換言之，經濟增長變化引起三大產業(yè)增加值變化的可能性不是很大。站在三大產業(yè)之間因果關系的角度來分析三大產業(yè)中兩兩之間的因果關系，可以看出第一產業(yè)、第二產業(yè)都與第三產業(yè)互為格蘭杰因果關系，這表明戶縣的第一、三產業(yè)之間、第二、三產業(yè)之間能夠相互促進，共同發(fā)展。從宏觀戰(zhàn)略層面分析，如果戶縣能夠將產業(yè)間的互聯(lián)程度提高，合理開展產業(yè)間的合作，這對其今后的經濟增長會產生很大的作用。

表3　格蘭杰因果關系檢驗結果

3.3戶縣三大產業(yè)對經濟增長貢獻的測算及結果分析

3.3.1模型測算

模型估計：以GDP、三大產業(yè)增加值的對數為樣本數據，運用Eviews 6.0對式(4)進行回歸，得到函數：

LNGDP=0.965 7+0.160 1LNX1+0.577 7LNX2+0.262 6LNX3

(5)

(0.046 8)(0.012 6)0.022 1)(0.010 4)

回歸方程的測算結果為：樣本決定系數R2=0.999 943，經過調整的系數為0.999 915，從可決系數的大小可以看出方程回歸效果很好。測算出來的F統(tǒng)計值為35 149.58，表明回歸方程非常顯著。DW值是用來檢驗方程的自相關程度的，該方程中的DW值為1.970 080，表明其自相關性是不存在的，而且各個系數符號也均符合經濟意義。即以三次產業(yè)的增長都是1%為前提，在戶縣第二、第三產業(yè)增加值保持不變時，GDP會隨著第一產業(yè)的增長而平均增長0.160 1%；在戶縣第一、第三產業(yè)增加值保持不變時，GDP會隨著第二產業(yè)的增長而平均增長0.577 7%；在戶縣第一、第二產業(yè)增加值保持不變時，GDP會隨著第三產業(yè)的增長而平均增長0.262 6%；當所有產業(yè)產值都保持不變時，GDP會平均增長0.965 7%。

3.3.2結果分析

通過平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整檢驗、單位根檢驗、格蘭杰因果關系分析以及回歸方程測算等一系列實證研究方法得出結果：目前戶縣GDP與三大產業(yè)投入產出之間存在著非完全雙向因果關系，戶縣三大產業(yè)中對經濟增長拉動效應最大的是第二產業(yè)，第三產業(yè)次之，最后是第一產業(yè)。

若從戶縣產業(yè)產出占比的彈性角度來看：2005—2014年期間三次產業(yè)分別占戶縣總產出的平均份額為：第一產業(yè)15.755%、第二產業(yè)57.075%、第三產業(yè)27.17%，從回歸方程的測算中可以看出，第一產業(yè)增加0.15755個單位的份額，總產值將以0.1601個單位隨之增加；第二產業(yè)增加0.57075個單位的份額，總產值將以0.5777個單位隨之增加；而當第三產業(yè)增加0.2717個單位的份額時，卻僅使總產值增加了0.2626個單位。從以上數據分析中可以看出，第一產業(yè)和第二產業(yè)的占比與總產值的增加基本持平，但相比之下，第三產業(yè)的單位產出效率最低。

4　結　語

從圖表結構與測算結果中可知，盡管第三產業(yè)的產值近幾年呈現(xiàn)上升趨勢，但由于戶縣與鄰縣相比資源利用同構化問題嚴重，且之前過于重視第二產業(yè)發(fā)展，一味追求第二產業(yè)帶來的經濟增加值而忽視合理布局產業(yè)結構，使得產業(yè)結構呈現(xiàn)畸形狀態(tài)，進而導致第三產業(yè)產出效率一直低下。因此，戶縣要想在新常態(tài)經濟下得到經濟迅猛提升，首先，應在第一產業(yè)中以草莓和葡萄為支柱農產品，集中人力、物力和財力，多渠道生產銷售草莓和葡萄，這不僅可拉動就業(yè)，也可使萎靡的第二產業(yè)有回升機會。其次，第三產業(yè)是戶縣發(fā)展經濟的最大內生動力，西安市傳統(tǒng)旅游向智慧旅游轉型的必然趨勢會給旅游業(yè)帶來前所未有的結構升級，戶縣政府應投入更多資本做大做強文化旅游業(yè)，從公共服務設施的投入到人力資本的投入，從線下農民畫、觀光旅游等文化產業(yè)的銷售推廣到線上農民畫、智慧旅游等電子商務的宣傳推廣，迅速調整產業(yè)結構，以合理結構應對新常態(tài)下經濟的發(fā)展趨勢。由曾經的工業(yè)強縣轉向服務業(yè)強縣是提高戶縣第三產業(yè)產出效率以及經濟增長的最佳通道。

新常態(tài)下經濟的發(fā)展進入了瓶頸期，曾經依托國企壯大經濟的一些縣域遭到了前所未有的打擊，這些縣域只有轉變思想觀念，進行產業(yè)結構調整，借助周邊機遇提升本縣產業(yè)產出效率，加大力度發(fā)展特色創(chuàng)新產業(yè)，才能真正實現(xiàn)產業(yè)的成功轉型。

[1]Denison E F.Why Growth Rates Differ[J].Southern Economic Journal,1976,35(3).

[2]李曉翠.漢江流域湖北段縣域產業(yè)效率的實證分析[J].商業(yè)時代，2014(36).

[3]孟德友，陸玉麒.基于基尼系數的河南縣域經濟差異產業(yè)分解[J].經濟地理，2011(5).

[4]于新凱，李子彪，張愛國.河北省縣域農業(yè)產業(yè)現(xiàn)狀、問題及對策[J].農業(yè)經濟，2010(6).

[5]陳友存，鄭伯紅，胡希軍.城郊型縣域產業(yè)發(fā)展與空間布局：以長沙市望城縣為例[J].廣東農業(yè)科學，2010,37(1).

[6]方曉紅.我國區(qū)域經濟轉變下的產業(yè)支持發(fā)展[J].經濟導刊，2011(12).

[7]楊吉華.論縣域文化產業(yè)中主導產業(yè)的選擇[J].現(xiàn)代經濟探討，2012(2).

[8]熊義杰.經濟計量學教程[M].北京：國防工業(yè)出版社，2009(1).

(責任編輯鄔靜)

Research on the Industrial Transformation and Upgrading of Shaanxi County under the New Normal—Taking Hu County as an Example

ZHANG Mengwu,LI Jianan

(School of Economics and Management,Xi'an University of Technology,Xi'an Shaanxi,710054,China)

How to realize the rapid development of county economy in the new normal is an important foundation of regional economic development.By means of the research methods of combining the specification with the empirical and the qualitative with the quantitative,and with an example of the sub-central city of Xi'an-Hu County,the paper studies the incremental relation and the causal relation between industrial structure and economic growth,and measures the contribution of the tertiary industry in national economy of HU county to the economic growth,and the mutual influence among industries.Then some countermeasures and suggestions are given that Shaanxi counties should enhance the regional industry core competitiveness,timely develop characteristic industry,pay attention to the investment for the tertiary,and reasonably layout the industrial structure based on relying on the radiation conditions of Silk Road.

industrial structure;transformation and upgrading；Shaanxi province;regional economy

2016-04-06

張萌物，女，陜西戶縣人，西安理工大學經濟與管理學院教授，研究方向：區(qū)域經濟、績效管理。

2014年陜西省社會科學基金項目(2014P14)。

F127.41

A

1008-5645(2016)04-0007-06