陳長石　丁勝

摘要：長期以來，中國產(chǎn)業(yè)結構一直存在偏離現(xiàn)象，然而少有研究系統(tǒng)討論產(chǎn)業(yè)結構偏離與經(jīng)濟發(fā)展不平衡之間究竟存在何種關系。本文基于最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結構測算以及新的經(jīng)濟發(fā)展不平衡分解方法，系統(tǒng)討論了產(chǎn)業(yè)結構偏離對省際經(jīng)濟發(fā)展不平衡的影響以及可能存在的微觀機理。研究結果顯示，產(chǎn)業(yè)結構偏離程度越高，總的經(jīng)濟發(fā)展不平衡問題越嚴重，并且這種影響主要通過組內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展不平衡發(fā)揮作用，原因可能在于制度性因素與產(chǎn)業(yè)政策造成的資源配置扭曲導致地區(qū)比較優(yōu)勢無法充分發(fā)揮，阻礙了生產(chǎn)要素溢出效應的產(chǎn)生。

關鍵詞：產(chǎn)業(yè)結構偏離；經(jīng)濟發(fā)展不平衡；最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結構

中圖分類號：F121.3；F127

文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X（2017）05-0025-07

一、問題的提出

在Kuznets提出收入不平等倒u型曲線，并且認為工業(yè)社會進步是推動不平衡收斂最重要的因素之后，經(jīng)濟學者不斷嘗試驗證這一假說是否成立。但由于數(shù)據(jù)與方法的差異，已有實證結果中支持與反對庫茲涅茲理論假說的經(jīng)驗證據(jù)比重大致相當。在這種情況下，我們有必要更加深入地討論工業(yè)社會進步究竟是以何種方式影響經(jīng)濟發(fā)展不平衡的。目前，經(jīng)濟學者大多是從生產(chǎn)要素分布與流動、制度差異等視角討論經(jīng)濟發(fā)展不平衡的影響因素。陳飛翔等發(fā)現(xiàn)要素投入鎖定效應的存在是導致地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不平衡的重要原因。江新昶發(fā)現(xiàn)轉(zhuǎn)移支付在地區(qū)之間的分布具有“馬太效應”，即越富裕的地區(qū)，得到的轉(zhuǎn)移支付越多，轉(zhuǎn)移支付沒有發(fā)揮縮小地區(qū)之間發(fā)展差距的作用。劉瑞明發(fā)現(xiàn)在向市場化轉(zhuǎn)型的過程中，地區(qū)的所有制結構稟賦有可能令初始國有比重較高的地區(qū)陷入歷史鎖定效應，而令初始國有比重較低的地區(qū)快速發(fā)展，出現(xiàn)極化效應并導致地區(qū)差距不斷擴大。戴覓和茅銳發(fā)現(xiàn)與人均GDP不同，中國工業(yè)部門的勞動生產(chǎn)率在省際之間表現(xiàn)出穩(wěn)健的絕對收斂特性，但工業(yè)部門的收斂沒有導致整體經(jīng)濟的收斂。不難發(fā)現(xiàn)，這些因素與產(chǎn)業(yè)結構的形成與演變之間存在密切聯(lián)系，是產(chǎn)業(yè)結構是否合理的直接表現(xiàn)。

產(chǎn)業(yè)結構既是經(jīng)濟增長速度與質(zhì)量的決定性因素，又是影響經(jīng)濟發(fā)展不平衡的重要因素。因此，從產(chǎn)業(yè)結構視角進行觀察有助于理解工業(yè)社會發(fā)展與經(jīng)濟發(fā)展不平衡之間的動態(tài)關系。目前，僅有少數(shù)文獻涉及產(chǎn)業(yè)結構對經(jīng)濟發(fā)展不平衡的影響。鑒于此，本文嘗試從最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結構視角，采用經(jīng)驗分析方法討論產(chǎn)業(yè)結構偏離如何影響經(jīng)濟發(fā)展不平衡。此外，近期國內(nèi)學術界再次掀起關于產(chǎn)業(yè)政策對經(jīng)濟增長作用的大討論。由于特有的政治環(huán)境和經(jīng)濟發(fā)展模式，產(chǎn)業(yè)政策在中國經(jīng)濟發(fā)展過程中扮演著重要角色，是影響產(chǎn)業(yè)結構的重要因素，本文能夠為這場討論提供部分經(jīng)驗證據(jù)。

相對于以往研究，本文主要從以下兩個方面進行了改進：第一，在肖興志等與彭宜鐘和李少林提出的最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結構理論基礎上，測算省際實際產(chǎn)業(yè)結構與最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結構之間的偏離程度。第二，采用陳長石等與陳長石和劉晨暉測算的經(jīng)濟發(fā)展不平衡及空間分解指標，從中心一外圍模型視角衡量經(jīng)濟發(fā)展不平衡。

二、產(chǎn)業(yè)結構偏度測算

當前衡量產(chǎn)業(yè)結構偏度的主要思路是對比實際產(chǎn)業(yè)結構與標準產(chǎn)業(yè)結構之間的差異，所以如何選擇標準產(chǎn)業(yè)結構成為關鍵。經(jīng)濟學者通常認為第一產(chǎn)業(yè)比重較低且相對穩(wěn)定，第二、第三產(chǎn)業(yè)比重較高且存在替代關系，產(chǎn)業(yè)結構演進主要是在勞動力、資本、資源稟賦和技術進步等因素影響下，第二、第三產(chǎn)業(yè)之間比重的此消彼漲。雖然上述判斷具備一定理論依據(jù)，但更多是通過經(jīng)驗總結得到的，難以滿足關于產(chǎn)業(yè)結構偏度定量分析的要求。進一步，采用經(jīng)驗性判斷得到的指標有可能會導致后續(xù)計量分析過程中產(chǎn)生較強的自選擇偏差。鑒于此，筆者最終選擇肖興志等提出的最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結構理論作為本文構建標準產(chǎn)業(yè)結構的基準。除此之外，借鑒干春暉和鄭若谷關于泰爾指數(shù)的討論，本文假設產(chǎn)業(yè)結構偏度是可加的，從而實現(xiàn)對不同維度產(chǎn)業(yè)結構偏度的綜合考慮。但與肖興志等不同的是，本文測算的是省際最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結構，而非全國最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結構。

（二）勒納指數(shù)測算

按照公式Nit=I/k1，it，測算勒納指數(shù)可以轉(zhuǎn)換為測算需求價格彈性系數(shù)。現(xiàn)實中三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品種類、價格和消費數(shù)量均存在較大差異，測算需求價格彈性系數(shù)時需要進行調(diào)整。本文以各產(chǎn)業(yè)的名義消費額除以價格指數(shù)，其中第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)使用消費者價格指數(shù)，第二產(chǎn)業(yè)使用工業(yè)品出廠價格指數(shù)，進而得到各產(chǎn)業(yè)的實際消費額（不變價格消費額），再以不變價格消費額除以價格指數(shù)得到實際消費數(shù)量。以實際消費數(shù)量代表需求數(shù)量，用各產(chǎn)業(yè)定基價格指數(shù)代表每個產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的價格水平。估計需求價格彈性系數(shù)的方法是，用不同產(chǎn)業(yè)實際消費數(shù)量的自然對數(shù)對價格水平和收入的自然對數(shù)進行回歸，所得到的價格水平回歸系數(shù)就是需求價格彈性系數(shù)的估計值。由于地級市分行業(yè)的城鎮(zhèn)家庭年人均消費數(shù)據(jù)缺失嚴重，本文采用省際三次產(chǎn)業(yè)的消費數(shù)據(jù)。按照國家統(tǒng)計局關于三次產(chǎn)業(yè)消費品的劃分，第一產(chǎn)業(yè)消費支出主要是食品；第二產(chǎn)業(yè)消費支出包括衣著、家庭設備用品、消費性服務品、耐用消費品；第三產(chǎn)業(yè)消費支出包括醫(yī)療保健、交通和通信、教育文化娛樂服務、居住、雜項商品等，加總之后得到各產(chǎn)業(yè)的名義消費額。最后本文選擇城鎮(zhèn)家庭年人均可支配收入作為收入指標，測算結果如表2所示。在此基礎上，計算得到三次產(chǎn)業(yè)的勒納指數(shù)。

被解釋變量。借鑒陳長石等。與陳長石和劉晨暉的基于中心一外圍模型的加權變異系數(shù)空間分解方法，本文采用總的經(jīng)濟發(fā)展不平衡程度（WCVwB）、組內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展不平衡程度（wevW）和組間經(jīng)濟發(fā)展不平衡程度（WCVR）作為被解釋變量。即將某省份的省會（包括計劃單列市）和人均GDP排名第一的地級市（如果省會人均GDP排名第一，選擇人均GDP第二的地級市）劃分為中心區(qū)域，其余地級市劃分為外圍區(qū)域，首先測算總的經(jīng)濟發(fā)展不平衡，然后將總的經(jīng)濟發(fā)展不平衡分解為組間經(jīng)濟發(fā)展不平衡和組內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展不平衡。其優(yōu)點在于能夠克服不同省份經(jīng)濟規(guī)模、資源稟賦和政府治理等因素對測算結果的不利影響，提升計量結果的可靠性。此外，采用分解之后的經(jīng)濟發(fā)展不平衡程度指標，能夠深入討論解釋變量對不同來源經(jīng)濟發(fā)展不平衡的影響，提升研究的系統(tǒng)性。

核心解釋變量。產(chǎn)業(yè)結構偏度（TL）是核心解釋變量，表示實際產(chǎn)業(yè)結構偏離最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結構的程度。相對于主觀判斷的“標準產(chǎn)業(yè)結構”或“產(chǎn)業(yè)比重”方法來說，基于最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結構理論得到的產(chǎn)業(yè)結構偏度更為合理和準確。需要說明的是，導致產(chǎn)業(yè)結構偏離的主要原因是產(chǎn)業(yè)政策和要素錯配等，途徑則是通過影響資本和勞動等生產(chǎn)要素配置。由于在最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結構模型中已經(jīng)充分考慮了資本和勞動等要素投入，并將其融入產(chǎn)業(yè)結構偏度指標當中，在計量模型中，本文沒有單獨考慮資本、勞動和技術對經(jīng)濟發(fā)展不平衡的影響。

控制變量。本文的控制變量主要包括：人力資本（Graduate），用本科生畢業(yè)人數(shù)表示。勞動力在推動經(jīng)濟增長和技術創(chuàng)新過程中發(fā)揮關鍵作用，而人力資本差異是導致經(jīng)濟發(fā)展不平衡的主要因素。通常勞動力資源與受教育程度正相關，所以用本科生畢業(yè)人數(shù)作為人力資本的代理變量具有一定合理性?；A設施（Railway），用鐵路運營里程表示。鐵路等基礎設施對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的作用顯而易見，依托基礎交通運輸能力的提升，經(jīng)濟發(fā)展滯后地區(qū)能夠縮小與經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)之間的差異。地區(qū)開放程度（FDI），用實際利用外商投資表示。FDI是導致地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不平衡的重要因素，實際利用外資較高的地區(qū)，經(jīng)濟發(fā)展水平較高。

本文選取2008-2012年中國7個省級地區(qū)的相關數(shù)據(jù)，主要來源于陳長石等與陳長石和劉晨暉的測算、歷年各省份統(tǒng)計年鑒等。由于部分數(shù)據(jù)缺失，面板數(shù)據(jù)是非平衡的。

四、結果分析

（一）產(chǎn)業(yè)結構偏度對總的經(jīng)濟發(fā)展不平衡程度的影響

根據(jù)Hausman檢驗結果，按照模型（1）、模型（2）和模型（3）估計時，應選擇固定效應模型（FE），按照模型（4）估計時，應選擇隨機效應模型（RE）。從固定效應模型和隨機效應模型的經(jīng)濟學含義來看，當估計所采用的樣本截面占全局樣本截面的比重較高時，固定效應模型更合適，反之，隨機效應模型更合適。因此，隨機效應模型更合適，結果如表4所示。

注：括號內(nèi)為t值，下同。

從表4可以看出，在以WCVwB為被解釋變量時，以模型（4）的估計結果為準，TL的估計系數(shù)在10%的水平下顯著且符號為正，表明產(chǎn)業(yè)結構偏離程度提高會導致總的經(jīng)濟發(fā)展不平衡程度提高。結合影響中國產(chǎn)業(yè)結構的若干因素和最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結構理論，導致產(chǎn)業(yè)結構偏離的誘因主要是資源配置扭曲：第一，政府在制定產(chǎn)業(yè)政策時，經(jīng)常存在“一刀切”現(xiàn)象，使得不同地區(qū)的要素稟賦未能充分合理利用，資源配置出現(xiàn)扭曲，加劇經(jīng)濟發(fā)展不平衡。當把研究對象縮小至地級市后，中央政府或省級政府出臺的相關政策無法與部分地級市的要素稟賦特點相匹配，導致這些地區(qū)難以發(fā)揮其比較優(yōu)勢。如中心城市和外圍城市、城市和農(nóng)村的產(chǎn)業(yè)結構具有明顯的差異性，實施同一政策難以兼顧其差異性，從而導致部分地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不平衡。第二，推動區(qū)域經(jīng)濟快速發(fā)展的特定產(chǎn)業(yè)政策，如減稅和補貼，通常以犧牲勞動力和資本等生產(chǎn)要素配置效率為代價。這些產(chǎn)業(yè)政策在支持某些產(chǎn)業(yè)優(yōu)先發(fā)展的同時，導致尋租、產(chǎn)能過剩、創(chuàng)新動力不足和產(chǎn)業(yè)結構畸形等副產(chǎn)品的出現(xiàn)，對市場資源配置效率造成損害，使得某些地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展滯后，經(jīng)濟發(fā)展不平衡問題加劇。第三，制度性因素引起產(chǎn)業(yè)結構偏離，導致生產(chǎn)要素溢出效應受限。中國經(jīng)濟結構存在典型的二元性特性，不同地區(qū)之間的制度環(huán)境差異明顯，總的來說，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的制度環(huán)境顯著優(yōu)于經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)。這影響了勞動力和資本由經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)向經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)溢出效應的實現(xiàn)，導致產(chǎn)業(yè)結構偏離，進而導致經(jīng)濟發(fā)展不平衡問題加劇。在控制變量方面，Graduate在5%的水平下顯著且估計系數(shù)為負值，表明人力資本提升有助于降低經(jīng)濟發(fā)展不平衡程度，這與以往研究結論一致。其他控制變量均未通過顯著性檢驗。

（二）產(chǎn)業(yè)結構偏度對組內(nèi)、組間經(jīng)濟發(fā)展不平衡程度的影響

為了更深入地討論產(chǎn)業(yè)結構偏度究竟如何影響經(jīng)濟發(fā)展不平衡，本文進一步估計產(chǎn)業(yè)結構偏度對組內(nèi)、組間經(jīng)濟發(fā)展不平衡程度的影響。結果如表5和表6所示。

從表5可以看出，在以wcvw為被解釋變量時，以模型（8）的估計結果為準，TL的估計系數(shù)顯著且符號為正，表明產(chǎn)業(yè)結構偏度越大，組內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展不平衡越嚴重，這與產(chǎn)業(yè)結構偏度對總的經(jīng)濟發(fā)展不平衡的影響結論類似，主要原因可能在于根據(jù)陳長石等與陳長石和劉晨暉的研究，導致總的經(jīng)濟發(fā)展不平衡的主要來源是組內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展不平衡，所以產(chǎn)業(yè)結構偏離主要影響的是組內(nèi)不平衡。更進一步，由于中心城市和外圍城市組內(nèi)的資源稟賦與經(jīng)濟發(fā)展相似性更強，在組內(nèi)某城市產(chǎn)業(yè)結構發(fā)生偏離之后，其對經(jīng)濟發(fā)展的影響更為突出，進而會對經(jīng)濟發(fā)展不平衡產(chǎn)生更為明顯的影響。

從表6可以看出，在以wcvR為被解釋變量時，TL的估計系數(shù)均未通過顯著性檢驗，表明產(chǎn)業(yè)結構偏度對組間經(jīng)濟發(fā)展不平衡的影響并不顯著。導致這一結果出現(xiàn)的原因很可能是按照中心—外圍分組方法，組內(nèi)地區(qū)之間具有較高的同質(zhì)性，而組間地區(qū)之間的差異較大，因而產(chǎn)業(yè)結構偏離對經(jīng)濟發(fā)展不平衡的影響難以充分在組間地區(qū)體現(xiàn)。事實上，除了產(chǎn)業(yè)結構偏離以外，影響經(jīng)濟發(fā)展不平衡的因素還有很多，在對各地區(qū)進行分組后，這些影響因素在組間以更加復雜的形式交互作用，使得產(chǎn)業(yè)結構偏離對組間經(jīng)濟發(fā)展不平衡的影響很難以單一的方式體現(xiàn)出來，仍需進一步探討。

五、研究結論與政策啟示

為了分析產(chǎn)業(yè)結構偏度對經(jīng)濟發(fā)展不平衡的影響，本文基于最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結構的理論模型測算了省際最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結構，構建了產(chǎn)業(yè)結構偏離指標，同時結合經(jīng)濟發(fā)展不平衡的最新研究，利用中心一外圍模型思想的不平衡測算及分解方法衡量省際經(jīng)濟發(fā)展不平衡程度，檢驗了產(chǎn)業(yè)結構偏度對總的經(jīng)濟發(fā)展不平衡程度、組內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展不平衡程度和組間經(jīng)濟發(fā)展不平衡程度的影響。事實證明，將研究范圍縮小至省份并對經(jīng)濟發(fā)展不平衡程度進行中心一外圍的空間分解后所得到的研究結論具有更強的針對性。總的來說，本文主要得到以下研究結論：第一，產(chǎn)業(yè)結構偏度對經(jīng)濟發(fā)展不平衡產(chǎn)生影響，產(chǎn)業(yè)結構偏離程度越大，經(jīng)濟發(fā)展不平衡越嚴重，制度性因素和產(chǎn)業(yè)政策造成的資源配置扭曲導致地區(qū)比較優(yōu)勢無法充分發(fā)揮，阻礙了生產(chǎn)要素溢出效應的產(chǎn)生。第二，產(chǎn)業(yè)結構偏度對經(jīng)濟發(fā)展不平衡的影響主要通過組內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展不平衡發(fā)揮作用，原因在于相對于組間經(jīng)濟發(fā)展不平衡來說，組內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展不平衡對產(chǎn)業(yè)結構偏離更加敏感。

從上述研究結論可以看到，產(chǎn)業(yè)結構偏離程度提高將會導致經(jīng)濟發(fā)展不平衡問題愈加嚴重。如果從最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結構角度討論如何解決經(jīng)濟發(fā)展不平衡問題，最重要的就是減少政府干預，加強市場配置資源的能力，促進生產(chǎn)要素跨區(qū)域流動，打破行政區(qū)劃限制，充分發(fā)揮不同地區(qū)的比較優(yōu)勢，增強經(jīng)濟多樣性。需要指出的是，由于可得數(shù)據(jù)限制，本文只對安徽、甘肅、河南、湖南、江西、遼寧和寧夏7個省份的最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結構進行了測算以及經(jīng)驗分析，樣本數(shù)量較少，在今后的研究中，筆者將試圖予以完善，以期得到更穩(wěn)健的分析結果。