遼寧省最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)測算

彭宜鐘，李少林

(東北財經(jīng)大學(xué)產(chǎn)業(yè)組織與企業(yè)組織研究中心，遼寧 大連 116025)

一、引 言

自20世紀(jì)90年代以來，國內(nèi)理論界對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相關(guān)問題展開了大量研究，并形成了很多關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的政策建議。比如，熊映梧和吳國華利用“偏離度”概念分析了中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的均衡度，認(rèn)為勞動力結(jié)構(gòu)與產(chǎn)值結(jié)構(gòu)不對稱性的加劇會導(dǎo)致兩者之間偏離度的提高，第一產(chǎn)業(yè)的正向偏離數(shù)和第二產(chǎn)業(yè)的負(fù)向偏離數(shù)是導(dǎo)致中國產(chǎn)業(yè)偏離度居高不下的主要原因［1］。謝伏瞻等基于中國戰(zhàn)略產(chǎn)業(yè)的選擇標(biāo)準(zhǔn)，依據(jù)各產(chǎn)業(yè)勞動力和資本的密集使用程度以及各產(chǎn)業(yè)對國民經(jīng)濟整體的關(guān)聯(lián)影響，提出以農(nóng)業(yè)、電力工業(yè)為主的能源工業(yè)、鋼鐵、鋁、化工原料為主的原材料工業(yè)、交通運輸與通信業(yè)等七大產(chǎn)業(yè)作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整中的戰(zhàn)略產(chǎn)業(yè)［2］。周振華認(rèn)為提高產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的聚合質(zhì)量是調(diào)整不合理產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的核心問題，而提高聚合質(zhì)量問題最終歸結(jié)于結(jié)構(gòu)平衡度的提升，他還從理論上闡述了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)平衡的若干關(guān)系，其中包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的短期平衡和長期平衡、短線平衡和長線平衡、絕對平衡與相對平衡［3］。胡春力在對中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的方向和原則進行論述的基礎(chǔ)上，認(rèn)為我國第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)水平低下、發(fā)展滯后，第二產(chǎn)業(yè)缺乏高加工度產(chǎn)業(yè)的帶動作用，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的粗放和低度化使得資源和環(huán)境遭到嚴(yán)重破壞，并指出中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整過程中必須處理好農(nóng)村工業(yè)化、對外開放和制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級三者之間的關(guān)系［4］。李寶瑜和高艷云構(gòu)建產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)年度變化失衡指數(shù)，通過計算產(chǎn)業(yè)增加值年度增長率、勞動生產(chǎn)率和資本生產(chǎn)率等指標(biāo)揭示出我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的年度不合理比重，并用該方法對我國1990—2002年各產(chǎn)業(yè)的不合理比重進行了計算，其結(jié)果顯示2002年我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中包含了3.11%的不合理比重［5］。鄔義鈞分別從基本實現(xiàn)工業(yè)化和基本實現(xiàn)現(xiàn)代化兩方面，具體分析產(chǎn)業(yè)升級的具體目標(biāo)和戰(zhàn)略目標(biāo)，并提出附加價值溢出量、高加工化系數(shù)和結(jié)構(gòu)效益指數(shù)等評價產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級程度的指標(biāo)［6］。何德旭和姚戰(zhàn)琪通過分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整過程中的各種效應(yīng)，提出了我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的方向和路徑，認(rèn)為我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整要以高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)為驅(qū)動力，并且以現(xiàn)代服務(wù)業(yè)和制造業(yè)為車輪，由此帶動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的整體性升級［7］。黃茂興和李軍軍使用1991—2007年中國31個省市 (區(qū))的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建了技術(shù)選擇、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和經(jīng)濟增長三者之間的模型，實證研究結(jié)果表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級可以通過選擇合理的資本深化和技術(shù)來實現(xiàn)［8］。Ju等通過一個可追溯的無限期一般均衡模型，從理論角度分析了封閉經(jīng)濟中最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的動態(tài)變化，認(rèn)為資本的不斷增長是推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的動力［9］。

我們在對眾多此類文獻(xiàn)進行研究和探討的基礎(chǔ)上發(fā)現(xiàn)，幾乎所有此類研究都難于擺脫以下所述的某種局限性:其一，探討產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)內(nèi)生性問題的模型基本止于理論層面，很難用于實證［9］。其二，同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相關(guān)的實證研究基本止于揭示現(xiàn)實產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)同其它經(jīng)濟變量之間的關(guān)系。其三，通過構(gòu)造統(tǒng)計學(xué)指標(biāo)刻畫產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化程度的研究基本都以某些主觀認(rèn)識 (比如認(rèn)為服務(wù)業(yè)和高附加值加工業(yè)產(chǎn)出所占比重越高越好等)作為隱含前提。我們認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整應(yīng)該以生產(chǎn)要素的充分使用、最優(yōu)配置和資源稟賦許可條件下的最優(yōu)經(jīng)濟增長為根本目標(biāo)。求解一個滿足這種條件的最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)就構(gòu)成了本研究的核心內(nèi)容。本研究從生產(chǎn)者和要素供給者的優(yōu)化動機出發(fā)探討各產(chǎn)業(yè)最優(yōu)產(chǎn)出的決定機制，力求開發(fā)一個能夠付諸實證檢驗和應(yīng)用、且能夠很好刻畫各產(chǎn)業(yè)最優(yōu)增長水平和最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的理論模型。

二、理論模型

1.最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的含義界定

所謂的最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)就是能夠同時實現(xiàn)以下目標(biāo)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu):(1)各個產(chǎn)業(yè)在生產(chǎn)過程中都對生產(chǎn)要素進行了充分有效的配置。(2)各個產(chǎn)業(yè)對生產(chǎn)要素的需求和使用量都達(dá)到了利潤最大化目標(biāo)所要求的最大限度 (惟其如此，就業(yè)也才會實現(xiàn)最大化)。(3)各個產(chǎn)業(yè)所選擇的產(chǎn)量都能實現(xiàn)自身利潤的最大化。(4)代表性行為人按照跨期 (兩期)效用最大化原則來安排每一種產(chǎn)品的消費和投資 (意味著社會不存在過度消費，也不存在過度投資)。(5)每一個產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出在被消費和用于再生產(chǎn)之后沒有剩余 (也就是，微觀單元的儲蓄總額正好同全社會的投資需求完全匹配)。

2.最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)理論模型的提出

(1)關(guān)于研究路徑的概括性說明。每個產(chǎn)業(yè)都被視為一個獨立決策單元，都按照C－D生產(chǎn)函數(shù)形式組織生產(chǎn)，所使用的生產(chǎn)要素都被劃分為兩類——資本和勞動，都基于利潤最大化原則對生產(chǎn)要素進行最優(yōu)需求和配置?；诿總€產(chǎn)業(yè)對生產(chǎn)要素的最優(yōu)需求和配置行為，我們能夠推導(dǎo)出各產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)要素投入價值與產(chǎn)品銷售收入之間的函數(shù)關(guān)系 (不妨稱為生產(chǎn)者的收入方程)。在各類生產(chǎn)要素投入中，資本的投入數(shù)量取決于代表性行為人①代表性行為人所代表的是目標(biāo)區(qū)域內(nèi)各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品所有消費者和生產(chǎn)要素供給者的選擇行為特征，自然也包括目標(biāo)區(qū)域外消費者和要素供給者。這就是說，我們以下要探討的理論模型已將目標(biāo)區(qū)域外消費和目標(biāo)區(qū)域外要素供給納入考慮。的投資意愿，代表性行為人所樂于供給的投資數(shù)量完全取決于其自身跨期 (當(dāng)期和未來兩期)效用最大化動機，至于勞動力的投入數(shù)量，則始終能夠保持與資本之間的最優(yōu)比例 (這里隱含了一個假設(shè):勞動力總是比資本更豐富)。將代表性行為人關(guān)于最優(yōu)資本供給數(shù)量的決定機制融入生產(chǎn)者的收入方程，便可得到一個同時考慮了生產(chǎn)者利潤最大化動機和投資者效用最大化動機的名義產(chǎn)出方程 (我們稱為最優(yōu)名義產(chǎn)出方程)。

(2)各產(chǎn)業(yè)最優(yōu)增長方程。假設(shè)各個產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)過程都滿足上述目標(biāo)，我們可以推導(dǎo)出以下方程:

其中，Y和P分別表示產(chǎn)業(yè)i的產(chǎn)出量和產(chǎn)品價格，Ni，t表示該產(chǎn)業(yè)在區(qū)域內(nèi)的價格影響能力，αi表示該產(chǎn)業(yè)的勞動產(chǎn)出彈性，γi表示消費者在消費產(chǎn)業(yè)i的產(chǎn)品時所體現(xiàn)出的風(fēng)險規(guī)避系數(shù)，λi表示消費者在消費產(chǎn)業(yè)i的產(chǎn)品時所體現(xiàn)出的主觀效用貼現(xiàn)因子，ri，t表示產(chǎn)業(yè)i的資本增長率，βt表示資本市場隨機貼現(xiàn)因子。式 (1)就是產(chǎn)業(yè)i的最優(yōu)名義產(chǎn)出表達(dá)式。

三、實證研究

1.基于隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)估計遼寧省三次產(chǎn)業(yè)的勞動產(chǎn)出彈性 (αi)

由于無法獲得遼寧省分產(chǎn)業(yè)資本存量數(shù)據(jù)，我們不能直接估計遼寧省三次產(chǎn)業(yè)的勞動產(chǎn)出彈性。但考慮到遼寧省的經(jīng)濟發(fā)展大致處于全國平均水平，我們有理由假定遼寧省的生產(chǎn)技術(shù)特征也接近于全國平均水平，于是就用全國層面各產(chǎn)業(yè)的勞動產(chǎn)出彈性作為遼寧省相應(yīng)產(chǎn)業(yè)勞動產(chǎn)出彈性的代理指標(biāo)。以下我們將估計全國層面各產(chǎn)業(yè)的勞動產(chǎn)出彈性 (αi)。

(1)指標(biāo)構(gòu)建及數(shù)據(jù)說明。由于所采用的生產(chǎn)函數(shù)為兩要素C－D生產(chǎn)函數(shù)，為了在參數(shù)估計過程中除去“勞動產(chǎn)出彈性與資本產(chǎn)出彈性之和為1”的線性約束，我們對資本變量和產(chǎn)出變量均取人均指標(biāo)。各個產(chǎn)業(yè)的名義產(chǎn)出用其增加值代表，各省的各產(chǎn)業(yè)增加值數(shù)據(jù)取自“中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫”。各產(chǎn)業(yè)的勞動力數(shù)量用平均從業(yè)人數(shù)代表。各省的各產(chǎn)業(yè)年平均從業(yè)人數(shù)數(shù)據(jù)取自《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》。將各省各產(chǎn)業(yè)增加值除以相應(yīng)的年平均從業(yè)人數(shù)就得到了各省各產(chǎn)業(yè)年人均名義產(chǎn)出。我們用各省各產(chǎn)業(yè)的資本存量代表相應(yīng)產(chǎn)業(yè)的資本投入數(shù)量。各省分產(chǎn)業(yè)的資本存量數(shù)據(jù)借鑒徐現(xiàn)祥等［10］的文章中的數(shù)據(jù)。用各省三次產(chǎn)業(yè)的資本存量除以各自的年平均從業(yè)人數(shù)就得到了各省各產(chǎn)業(yè)的人均資本投入數(shù)量。在所采用的隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)中，考慮了技術(shù)進步的兩種情況:不具有時間趨勢和具有時間趨勢。生產(chǎn)函數(shù)的解釋變量 (人均資本的自然對數(shù))的參數(shù)估計值就是資本產(chǎn)出彈性估計值，從而，勞動產(chǎn)出彈性估計值就等于1減資本產(chǎn)出彈性估計值。

在選取技術(shù)效率回歸方程的解釋變量時，考慮了勞動力受教育程度、制度因素以及地理環(huán)境因素等。關(guān)于勞動力受教育程度，用各省平均每萬人中在校高中、大專和本科學(xué)生人數(shù)作為代理指標(biāo)。計算各省平均每萬人中在校高中、大專和本科學(xué)生人數(shù)指標(biāo)時所需的各省年末總?cè)丝诩皻v年在校高中、大專和本科總?cè)藬?shù)等數(shù)據(jù)取自“中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫”。關(guān)于制度因素，我們選擇了四個指標(biāo):①實際利用外資占地區(qū)生產(chǎn)總值比重;②財政支出額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重;③進出口總額 (按當(dāng)年美元對人民幣匯率 (數(shù)據(jù)取自“中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫”折算)占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重;④產(chǎn)權(quán)制度。用各地區(qū)國有及國有控股工業(yè)增加值在各地區(qū)工業(yè)增加值中所占比重作為產(chǎn)權(quán)制度因素的代理指標(biāo)。各省實際利用外資、財政支出總額、進出口總額、國有及國有控股工業(yè)增加值等數(shù)據(jù)取自1997—2003年《中國統(tǒng)計年鑒》，各省地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)取自“中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫”。在地理環(huán)境因素中主要考慮了以下四個指標(biāo):人均GDP、年平均溫度、年平均降水量和年總?cè)照招r數(shù)。將人均GDP納入其中，因為我國各省經(jīng)濟發(fā)展水平同地理位置之間具有高度的相關(guān)性。同時，我們還考慮到溫度、降水和日照等變量不僅與各產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)活動息息相關(guān)，而且具有顯著的地區(qū)代表性，因而，將這三個變量也一并納入地理環(huán)境代理指標(biāo)體系。各省人均GDP數(shù)據(jù)取自《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》，各省年平均溫度、年平均降水量和年總?cè)照招r數(shù)等數(shù)據(jù)取自1997—2003年《中國統(tǒng)計年鑒》。

(2)計量模型。本文采用Battese和Coelli所提出的隨機前沿方法 (SFA)估計遼寧省各產(chǎn)業(yè)的勞動產(chǎn)出彈性 (αi)。具體形式為:

其中，Yit、Lit和 Kit分別代表產(chǎn)業(yè) i在 t時期的名義產(chǎn)出、勞動投入和資本投入;β0，i、β1，i和 β2，i分別表示截距項、時間趨勢系數(shù) (代表技術(shù)進步隨時間變化的速度)和人均資本的產(chǎn)出彈性;(Vit－Uit)是回歸方程的隨機擾動項，其中的Vit是指經(jīng)濟系統(tǒng)中的非可控因素 (如觀測誤差等)沖擊導(dǎo)致的噪聲誤差，服從對稱的正態(tài)分布N(0)，且獨立于Uit;Uit代表的是t時期第i產(chǎn)業(yè)的技術(shù)非效率效應(yīng)，服從截尾正態(tài)分布N+(Mi)。需要特別指出的是，我們所要估計的勞動產(chǎn)出彈性估計值i)等于。Mi是 Mit的均值，Mit被表述為以下線性回歸方程:

其中，δ0，i為待估計常數(shù)項，δ1，i、δ2，i、δ3，i、δ4，i、δ5，i、δ6，i、δ7，i、δ8，i和 δ9，i分別代表地區(qū) i的勞動力受教育程度、實際利用外資占GDP比重、財政支出占GDP比重、進出口總額占GDP比重、國有及國有控股工業(yè)增加值占工業(yè)增加值比重、人均GDP、年平均溫度、年平均降水量、年日照總小時數(shù)等變量的系數(shù)，ηit是隨機誤差項，服從正態(tài)分布N(0，σ2ηi)。

(3)生產(chǎn)函數(shù)的估計。每個產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)都分別考慮了五種形式:常數(shù)全要素生產(chǎn)率條件下的C－D生產(chǎn)函數(shù)，時變?nèi)厣a(chǎn)率條件下的C－D生產(chǎn)函數(shù)，常數(shù)全要素生產(chǎn)率條件下的隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)，包含所有非效率變量的時變?nèi)厣a(chǎn)率條件下的隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)以及僅包含最優(yōu)非效率變量組合的時變?nèi)厣a(chǎn)率條件下的隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)。其中前兩種采用OLS方法估計;后三種采用三階段最大似然估計方法進行估計。通過全面比較各種模型的參數(shù)估計結(jié)果，我們最終選擇時變?nèi)厣a(chǎn)率條件下的隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)作為估計各個產(chǎn)業(yè)勞動產(chǎn)出彈性的最優(yōu)模型。

基于第一產(chǎn)業(yè)最優(yōu)模型，選擇以下變量作為第一產(chǎn)業(yè)技術(shù)非效率解釋變量:財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重、進出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重、國有及國有控股工業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重、人均地區(qū)生產(chǎn)總值、年平均溫度、年平均降水量。全要素生產(chǎn)率的時間趨勢系數(shù)估計值為0.03，資本的產(chǎn)出彈性為0.06。我們估計出了第一產(chǎn)業(yè)勞動產(chǎn)出彈性:α1=1－0.06=0.94?；诘诙a(chǎn)業(yè)最優(yōu)模型，我們選擇以下變量作為第二產(chǎn)業(yè)技術(shù)非效率解釋變量:實際利用外資占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重、國有及國有控股工業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重、人均地區(qū)生產(chǎn)總值、年日照總小時數(shù)。第二產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的時間趨勢系數(shù)估計值為0.07，資本的產(chǎn)出彈性為0.27。我們估計出了第二產(chǎn)業(yè)勞動產(chǎn)出彈性:α2=1－0.27=0.73?；诘谌a(chǎn)業(yè)最優(yōu)模型，我們僅選擇人均地區(qū)生產(chǎn)總值 (而且人均地區(qū)生產(chǎn)總值對第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率的影響為正)作為第三產(chǎn)業(yè)技術(shù)非效率解釋變量。繼而，我們估計出了第三產(chǎn)業(yè)勞動產(chǎn)出彈性:α3=1－0.48=0.52。

2.估計三次產(chǎn)業(yè)的需求價格彈性和勒納指數(shù) (N)

需求價格彈性等于需求數(shù)量變動百分比除以價格變動百分比。由于每個產(chǎn)業(yè)所生產(chǎn)的產(chǎn)品都具有多樣性，在衡量每個產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)品數(shù)量時，我們以各產(chǎn)業(yè)的名義消費額除以價格指數(shù)得到各產(chǎn)業(yè)的實際消費額 (或者不變價格消費額)，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，并以實際消費數(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。具體而言，用年度居民消費價格定基指數(shù)作為第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品價格，用年度工業(yè)品出廠價格定基指數(shù)作為第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品價格。居民消費價格指數(shù)和工業(yè)品出廠價格指數(shù)原始數(shù)據(jù)來源于1992—1995年和1997—2009年的《遼寧省統(tǒng)計年鑒》。由于居民消費價格指數(shù)和工業(yè)品出廠價格指數(shù)的原始數(shù)據(jù)均為環(huán)比數(shù)據(jù)，我們將它們換算成了定基指數(shù) (1992年=100)。

限于數(shù)據(jù)的可獲得性，我們采用遼寧省14個地級或以上城市 (沈陽、大連、鞍山、撫順、本溪、丹東、錦州、營口、阜新、遼陽、盤錦、鐵嶺、朝陽、葫蘆島)的城市家庭年人均消費支出代表名義消費水平，并用城市家庭年人均工資作為收入的代理指標(biāo)。城市家庭年人均消費 (分產(chǎn)業(yè))和城市家庭年人均工資數(shù)據(jù)取自1992—1995年和1997—2009年《遼寧省統(tǒng)計年鑒》。其中，第一產(chǎn)業(yè)的消費支出包括食品消費支出;第二產(chǎn)業(yè)的消費支出包括衣著、家庭設(shè)備消費性支出;第三產(chǎn)業(yè)的消費支出包括居住、醫(yī)療保健、交通和通信、教育文化娛樂服務(wù)、其它商品和服務(wù)消費性支出。根據(jù)產(chǎn)業(yè)類型將各項支出加總得到各產(chǎn)業(yè)的名義消費額。利用Eviews6.0軟件對1992—2009年遼寧省三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的實際消費數(shù)量、價格水平和收入做面板回歸。

首先對數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性和協(xié)整性進行檢驗。由于考慮到各市的消費和收入都可能具有時間趨勢，不能采用LLC和IPS檢驗，因此，采用Fisher—ADF方法檢驗各產(chǎn)業(yè)消費、收入和價格數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性及協(xié)整性，具體結(jié)果如表1所示。

表1 面板數(shù)據(jù)穩(wěn)定性和協(xié)整檢驗結(jié)果

從表1可以看出，三次產(chǎn)業(yè)消費、價格和收入都是一階單整過程，而且，三次產(chǎn)業(yè)的消費、價格和收入之間都存在協(xié)整關(guān)系。因而，基于三次產(chǎn)業(yè)消費、價格和收入數(shù)據(jù)進行的面板回歸均不存在偽回歸問題。下面我們將對面板回歸模型具體形式的選擇進行甄別檢驗，檢驗結(jié)果如表2所示。

表2 模型形式選擇檢驗

從表2可以看出，在5%的顯著性水平上，第一產(chǎn)業(yè)支持隨機效應(yīng)模型設(shè)定，第二產(chǎn)業(yè)支持固定效應(yīng)模型設(shè)定，第三產(chǎn)業(yè)支持混合效應(yīng)模型設(shè)定。但是我們進一步檢驗發(fā)現(xiàn)，第三產(chǎn)業(yè)支持時變需求收入彈性設(shè)定，①以需求收入彈性不隨時間變化為約束條件的F統(tǒng)計量為73.99。因而，我們最終將第三產(chǎn)業(yè)的模型形式確定為不變截距時變需求收入彈性模型?；谏鲜瞿Ｐ托问皆O(shè)定，我們估計了遼寧省三次產(chǎn)業(yè)的需求價格彈性，結(jié)果如表3所示。

3.主觀效用貼現(xiàn)因子和風(fēng)險規(guī)避系數(shù)的廣義矩 (GMM)估計

使用基于消費的資產(chǎn)定價框架估計主觀效用貼現(xiàn)因子 (λi)和風(fēng)險規(guī)避系數(shù) (γi)時需要樣本較長的消費數(shù)據(jù)和相應(yīng)期間的金融資產(chǎn)收益數(shù)據(jù)?？紤]到我國股票市場歷史較短的實際情況，只有使用月度數(shù)據(jù)才可能符合樣本長度要求。而遼寧省層面的消費月度數(shù)據(jù)難于獲得，我們只能使用全國層面的消費月度數(shù)據(jù)以及深滬兩市指數(shù)收益和商業(yè)銀行存款利率的月度數(shù)據(jù)估計主觀效用貼現(xiàn)因子(λi)和風(fēng)險規(guī)避系數(shù) (γi)。

根據(jù)式 (1)，在估計不同產(chǎn)業(yè)名義產(chǎn)出增長率的時候應(yīng)該采用不同的主觀效用貼現(xiàn)因子 (λi)和風(fēng)險規(guī)避系數(shù) (γi)。但是，由于無法獲得具有充分長度的分產(chǎn)業(yè)消費數(shù)據(jù) (我們只能夠從“中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫”獲得具有足夠長度的可以代表消費的社會商品零售總額月度數(shù)據(jù))，我們只能將社會商品零售總額增長率作為三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品消費增長率的共同代表。這種做法隱含著一個假定:主觀效用貼現(xiàn)因子和風(fēng)險規(guī)避系數(shù)在產(chǎn)業(yè)間沒有差異。關(guān)于這個假定對最優(yōu)名義增長率計算結(jié)果的影響，我們進行了模擬。在模擬的時候，采用對名義產(chǎn)出增長率計算結(jié)果影響最大的變化組合 (亦即λ和γ同時同方向變動)。從模擬結(jié)果來看，λ和γ的同降、同增對最優(yōu)名義產(chǎn)出增長率的影響非常小 (當(dāng)二者同降20%時，最大影響程度不過1.30%)。

選擇社會商品零售總額作為消費的代理指標(biāo)，并選擇一年期定期存款利率 (來源于中經(jīng)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)庫)、上證指數(shù)收益率 (來源于金融RESSET數(shù)據(jù)庫)以及深證綜指收益率 (來源于金融RESSET數(shù)據(jù)庫)等三個收益序列作為工具變量。上述變量均取月度樣本，樣本期間為1991年1月至2011年3月。在進行GMM估計時，我們采用的矩條件如下:

其中，C表示消費 (用社會商品零售總額代表)，i表示一年期定期存款利率，rsh和rsz分別表示上證指數(shù)收益率和深證綜指收益率，λ和γ為待估計參數(shù)。參數(shù)估計結(jié)果如表4所示。

表3 三次產(chǎn)業(yè)需求價格彈性估計結(jié)果

表4 主觀效用貼現(xiàn)因子和風(fēng)險規(guī)避系數(shù)的廣義矩 (GMM)估計結(jié)果

需要補充說明的是，基于上述主觀效用貼現(xiàn)因子和風(fēng)險規(guī)避系數(shù)以及月度消費數(shù)據(jù)所計算出來的β為月度β，我們?nèi)∶總€年度內(nèi)各月度β的平均值作為該年度β值的代理指標(biāo)。

4.三次產(chǎn)業(yè)最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的計算

基于式 (1)測算遼寧省三次產(chǎn)業(yè)的最優(yōu)增長率和最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) (各產(chǎn)業(yè)名義產(chǎn)出比重)。在進行此項測算的過程中，主要涉及:各產(chǎn)業(yè)資本增長率、各產(chǎn)業(yè)勞動產(chǎn)出彈性 (α)、各產(chǎn)業(yè)勒納指數(shù)(價格彈性的倒數(shù)的絕對值，在本文中記為N)、隨機貼現(xiàn)因子 (β)、主觀效用貼現(xiàn)因子 (λ)、風(fēng)險規(guī)避系數(shù) (γ)等數(shù)據(jù)。隨機貼現(xiàn)因子 (β)則用消費數(shù)據(jù)計算得出。其中，消費=社會商品零售總額/居民消費價格指數(shù) (定基)。由于各產(chǎn)業(yè)資本存量數(shù)據(jù)僅截至2002年，在計算各產(chǎn)業(yè)資本增長率時，我們采用了趨勢外推法。具體而言，我們根據(jù)以下自回歸方程來推算2003年以后遼寧省各產(chǎn)業(yè)的資本存量。將第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)第t期資本存量分別記為K1，t、K2，t、K3，t，第t－1期資本存量分別記為 K1，t－1、K2，t－1、K3，t－1，各產(chǎn)業(yè)所使用的自回歸方程分別描述如下:

由于能夠獲得的用于計算勒納指數(shù)的遼寧省分產(chǎn)業(yè)消費數(shù)據(jù)最晚截至2009年，我們只能對2009年以前的遼寧省各產(chǎn)業(yè)最優(yōu)名義產(chǎn)出增長率進行測算。在對各產(chǎn)業(yè)最優(yōu)名義產(chǎn)出增長率進行測算的基礎(chǔ)上，基于所測算出來的最優(yōu)名義產(chǎn)出增長率對最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進行了測算，并將最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)同實際產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進行了對比，對比的結(jié)果見圖1—圖3所示。

從圖1、圖2和圖3可以看出，第一產(chǎn)業(yè)實際比重在1996年以前高于最優(yōu)比重，在1996年以后基本低于最優(yōu)比重;第二產(chǎn)業(yè)實際比重在絕大部分時間里都是高于最優(yōu)水平的，這反映了遼寧省工業(yè)大省的基本特征;第三產(chǎn)業(yè)實際比重除了在1998—2000年和2005—2008年期間出現(xiàn)了持續(xù)性偏低以外，在其它時期基本處于最優(yōu)比重附近并圍繞最優(yōu)比重波動。遼寧省各產(chǎn)業(yè)最優(yōu)比重同實際比重之間基本都呈現(xiàn)了較高程度的一致性，其中，這種一致性在第三產(chǎn)業(yè)表現(xiàn)得最為明顯。第一產(chǎn)業(yè)實際比重在大部分時間里都低于最優(yōu)水平，第二產(chǎn)業(yè)則正好與之相反，這在一定程度上反映了遼寧省作為傳統(tǒng)工業(yè)省份的基本特征。單就最近幾年的情況來看，第一產(chǎn)業(yè)在2005—2009年期間，實際產(chǎn)出比重稍微偏低;第二產(chǎn)業(yè)在1997—2008年期間實際產(chǎn)出比重持續(xù)偏高，但在2009年出現(xiàn)了實際產(chǎn)出比重達(dá)不到最優(yōu)水平的狀況;第三產(chǎn)業(yè)在2005—2008年期間也出現(xiàn)了實際產(chǎn)出比重不足的情況，但在2009年這種狀況發(fā)生了逆轉(zhuǎn)。

圖1 遼寧省第一產(chǎn)業(yè)實際比重與最優(yōu)比重的比較

圖2 遼寧省第二產(chǎn)業(yè)實際比重與最優(yōu)比重的比較

四、結(jié) 論

本文通過對生產(chǎn)者的利潤最大化目標(biāo)和要素供給者的跨期效用最大化目標(biāo)進行聯(lián)合求解，推導(dǎo)出了一個關(guān)于各個產(chǎn)業(yè)最優(yōu)名義產(chǎn)出增長率的方程?；诟鳟a(chǎn)業(yè)最優(yōu)名義產(chǎn)出增長率方程對遼寧省在1992—2009年間三次產(chǎn)業(yè)最優(yōu)名義產(chǎn)出增長率和最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進行了測算。測算結(jié)果顯示，各個產(chǎn)業(yè)實際增長率與最優(yōu)增長率之間大致保持著同向變動關(guān)系，但是二者之間仍然在不同時期存在不同程度的差距;遼寧省的實際產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)同最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間也大致保持著同向變動關(guān)系，同樣也在不同時期存在不同程度的差距。三次產(chǎn)業(yè)實際增長率同最優(yōu)增長率之間差距的變化趨勢能夠清楚地反映出始于1992年的中國經(jīng)濟過熱、始于1997年下半年的亞洲金融危機、始于2003年的“非典”以及始于2008年的全球金融危機等重大事件對遼寧省經(jīng)濟的影響。這便意味著我們所提出的各產(chǎn)業(yè)最優(yōu)增長率方程對遼寧省經(jīng)濟運行狀況具有良好的刻畫能力。

圖3 遼寧省第三產(chǎn)業(yè)實際比重與最優(yōu)比重的比較

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