產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與全要素生產(chǎn)率增長實(shí)證分析

曾國平，彭 艷，曹躍群

(重慶大學(xué) 公共管理學(xué)院，重慶 400044)

一、研究問題與文獻(xiàn)回顧

當(dāng)前，中國經(jīng)濟(jì)已經(jīng)進(jìn)入調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和轉(zhuǎn)變?cè)鲩L方式的關(guān)鍵時(shí)期。隨著要素成本的上升，過度依賴要素投入擴(kuò)張來實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長，從長期看不可持續(xù)，未來中國經(jīng)濟(jì)增長的可持續(xù)性更多地取決于全要素生產(chǎn)率(TFP)的提高，以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級(jí)。在此背景下，要求TFP 增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整必須是健康、持續(xù)的，也就是TFP 的提高必須要與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演進(jìn)相互促進(jìn)。盡管國內(nèi)外關(guān)于這一問題的研究文獻(xiàn)豐富，但對(duì)二者互動(dòng)關(guān)系的關(guān)注卻非常少，因此，對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與TFP 互動(dòng)關(guān)系進(jìn)行研究十分必要，對(duì)中國調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)變?cè)鲩L方式具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

國內(nèi)外學(xué)者對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與TFP 關(guān)系這一問題給予了高度關(guān)注，也提出了各種各樣的觀點(diǎn)。一方面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)TFP 增長具有重要影響，Chenery 等認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整促進(jìn)了生產(chǎn)要素在部門之間的流動(dòng)從而導(dǎo)致了資源配置效率的改善，推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)的增長。Liang 通過考慮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整所帶來的投入要素質(zhì)量的變化來測(cè)算TFP，重新評(píng)估了Krugman－Kim－Lau－Young 的“投入驅(qū)動(dòng)型經(jīng)濟(jì)增長”假說［1］。干春暉等指出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不僅對(duì)經(jīng)濟(jì)規(guī)模有直接影響，還通過對(duì)生產(chǎn)要素的資源再配置作用間接影響經(jīng)濟(jì)增長。張學(xué)威認(rèn)為安徽省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)TFP 具有顯著影響，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)能夠帶動(dòng)整體生產(chǎn)效率的提高，但這種帶動(dòng)效應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于東部地區(qū)［2］。張麗認(rèn)為近10 年來，全國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)效應(yīng)對(duì)TFP 貢獻(xiàn)的下降趨勢(shì)有所減緩，但新疆TFP 的結(jié)構(gòu)演進(jìn)效應(yīng)卻達(dá)到峰值。另一方面，TFP 也對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整產(chǎn)生推動(dòng)作用。結(jié)構(gòu)主義學(xué)派認(rèn)為生產(chǎn)率增長的差異是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的一個(gè)重要?jiǎng)恿?。Galor 和Weil 通過數(shù)值模擬說明了技術(shù)進(jìn)步在從馬爾薩斯經(jīng)濟(jì)向索羅經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷過程中的推動(dòng)作用。Hansen 和Prescott 在此基礎(chǔ)上提出了TFP 是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的動(dòng)力。胥愛歡將Hansen 和Prescott 模型中的TFP 為外生變量修正為內(nèi)生性假設(shè)，發(fā)現(xiàn)TFP 對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整產(chǎn)生正向推動(dòng)作用。

現(xiàn)有研究文獻(xiàn)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)和TFP 的關(guān)系進(jìn)行了較為深入的測(cè)度與分析，但仍存在值得進(jìn)一步探討之處，主要表現(xiàn)為:(1)從研究對(duì)象看，多數(shù)研究集中在某類行業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)TFP 增長的影響或者是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)單要素生產(chǎn)率增長的影響［3］，而較少從中國整體上考查產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與TFP 的互動(dòng)關(guān)系;(2)從研究時(shí)段看，已有文獻(xiàn)主要集中在2008 年之前，少有文獻(xiàn)對(duì)2008 年國際金融危機(jī)之后產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與TFP 的關(guān)系進(jìn)行分析;(3)從變量選取看，在度量TFP 時(shí)，對(duì)投入變量資本和勞動(dòng)數(shù)據(jù)缺少最低限度的關(guān)注［4］，采用資本存量和從業(yè)人數(shù)分別衡量資本投入和勞動(dòng)投入的做法受到不少學(xué)者的質(zhì)疑。

有鑒于此，本文基于永續(xù)盤存法(PIM)估算出具有物量和價(jià)格雙重屬性的資本服務(wù)物量指數(shù)，運(yùn)用迭代比例擬合算法(IPF)將從業(yè)人數(shù)和勞動(dòng)報(bào)酬按行業(yè)、性別、年齡、文化程度進(jìn)行四維交叉分類測(cè)算出中國勞動(dòng)投入指數(shù)，考慮資本和勞動(dòng)投入數(shù)量變化的同時(shí)引入質(zhì)量變化，在此基礎(chǔ)上運(yùn)用增長核算法對(duì)中國TFP進(jìn)行更為謹(jǐn)慎的測(cè)度，并就中國1979－2013 年的樣本序列數(shù)據(jù)運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)、方差分解法和格蘭杰因果檢驗(yàn)法實(shí)證分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與TFP 的交互影響。

二、模型設(shè)定

為了分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與TFP 之間的關(guān)系，本文借鑒Miller 和Upadhyay 的思路，引入Cobb－Douglas 生產(chǎn)函數(shù)，兩個(gè)生產(chǎn)函數(shù)分別如下所示:

其中，方程(1)不包含產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，方程(2)包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整;Yt表示國內(nèi)生產(chǎn)總值，L1t，L2t，...LNt和K1t，K2t，...KMt分別表示N 種不同類型的勞動(dòng)投入和M 種不同類型的資本投入，ISt表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，At表示希克斯中性的技術(shù)進(jìn)步水平。對(duì)方程(1)和(2)兩邊取對(duì)數(shù)后微分，整理得到:

其中，αi、βj、γ 分別表示第i 種勞動(dòng)投入、第j 種資本投入和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的產(chǎn)出彈性。考慮到不同質(zhì)的資本和勞動(dòng)投入，式(3)和(4)中允許多種類型的資本和勞動(dòng)投入共同存在。一般來說，每種資本和勞動(dòng)投入都有其特定的邊際生產(chǎn)率，因而在加總資本和勞動(dòng)投入的增長率時(shí)，可以根據(jù)不同類型要素投入的邊際生產(chǎn)率進(jìn)行加權(quán)求得，則式(3)和(4)可簡(jiǎn)化成:

其中，α、β、γ 分別表示資本投入、勞動(dòng)投入和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的產(chǎn)出彈性。在完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)和規(guī)模報(bào)酬不變的假定下，要素產(chǎn)出彈性等于該要素報(bào)酬在總產(chǎn)出中的比重，且各要素的產(chǎn)出彈性之和為1，即α+β+γ=1。

考慮到本文的研究需要以及數(shù)據(jù)的可得性，在模型中加入貿(mào)易開放度和人力資本兩個(gè)控制變量，同時(shí)以新增長理論為依據(jù)，借鑒Miller 及Soderbom 和Teal 的思想，假定TFP 由一國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整度、貿(mào)易開放度、人力資本積累水平、ε 共同決定，從而建立起用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整內(nèi)生化全要素生產(chǎn)率的模型:

其中OPEN 表示貿(mào)易開放度，H 代表人力資本水平，λ0、λ1、λ2、λ3為彈性系數(shù)，ε 表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。

三、數(shù)據(jù)說明與研究方法

(一)全要素生產(chǎn)率測(cè)算

本文通過編制既可以反映數(shù)量變化又可以反映質(zhì)量變化的資本服務(wù)物量指數(shù)和勞動(dòng)投入指數(shù)，并根據(jù)Solow 提出的新古典經(jīng)濟(jì)增長模型框架對(duì)中國1979－2013 年的全要素生產(chǎn)率進(jìn)行估算。要測(cè)算TFP 的增長，必須已知資本和勞動(dòng)投入的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，下面就資本投入和勞動(dòng)投入的測(cè)算進(jìn)行說明。

1.資本投入估算

因?yàn)闊o法直接測(cè)算資本服務(wù)，資本服務(wù)的測(cè)量是以資本存量的估算為基礎(chǔ)。本文估算資本服務(wù)的處理方法是:首先，采用1979－2013 年中國固定資本形成總額和固定資本投資序列數(shù)據(jù)，運(yùn)用永續(xù)盤存法(PIM)估算資本存量總額;其次，分別利用雙曲線形態(tài)下的“年齡—效率”函數(shù)和“年齡—價(jià)格”函數(shù)以及二者的相關(guān)關(guān)系估算生產(chǎn)性資本存量;最后，以通過內(nèi)生方法得到的資本租賃價(jià)格作為權(quán)數(shù)，用Tornqvist 指數(shù)形式對(duì)不同類型資產(chǎn)進(jìn)行加總，得出具有物量和價(jià)格雙重屬性的資本服務(wù)物量指數(shù)①詳細(xì)的估算方法請(qǐng)參見:曹躍群，秦增強(qiáng)，齊倩.中國省際資本服務(wù)測(cè)量:概念、框架和指數(shù)構(gòu)建［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2012(12)。。

在PIM 法的基礎(chǔ)上，測(cè)算資本存量的公式為:

其中K 為資本存量，δ 為折舊率，I 為當(dāng)年投資，S 為各期資本品投資的殘差率，由退役模式?jīng)Q定，本文選擇常用的鐘型退役模式。

為獲得生產(chǎn)性資本存量，本文根據(jù)ABS 和BLS 資本服務(wù)估算的實(shí)踐方法，通過雙曲線形態(tài)下的“年齡—效率”函數(shù)將資本存量總額轉(zhuǎn)化為標(biāo)準(zhǔn)效率單位的生產(chǎn)性資本存量。雙曲線形態(tài)函數(shù)形式表示為:

經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化處理，假設(shè)初始年份相對(duì)效率V0=1，Vt為第t 年的相對(duì)效率，β 為斜率，根據(jù)公式(10)、(11)，在已知資本存量總額和“年齡—效率”函數(shù)的基礎(chǔ)上，某一類資產(chǎn)的生產(chǎn)性資本存量可表示為:

資本租賃價(jià)格是資本品在核算期內(nèi)提供服務(wù)的總成本。在競(jìng)爭(zhēng)均衡條件下，資本品的當(dāng)期購置價(jià)格等于它未來所有期望租賃收入的折現(xiàn)和，各年租賃收入由于折舊模式的遞減和資本品的退役，是新資本品租賃價(jià)格的加權(quán)，權(quán)數(shù)和資本存量估算中的相對(duì)效率一致。

δt為折舊率，r 是資本報(bào)酬率是資本損益率。

假設(shè)資本報(bào)酬總額用C 表示，則資本報(bào)酬總額、生產(chǎn)性資本存量、折舊和資本報(bào)酬率之間的關(guān)系可表示為:

由此，可以得到資本報(bào)酬率為:

在資本租賃價(jià)格作為權(quán)數(shù)的基礎(chǔ)上，為了將不同類型資產(chǎn)的生產(chǎn)性資本存量進(jìn)行加總，本文采用適用于離散經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的Tornqvist 指數(shù)來測(cè)算總資本服務(wù)。資本服務(wù)的Tornqvist 物量指數(shù)可表示為:

2.勞動(dòng)投入估算

根據(jù)喬根森提供的方法論，經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中勞動(dòng)投入總量可以表示為具有不同特征的勞動(dòng)投入分量的函數(shù)，函數(shù)形式一般采用超越對(duì)數(shù)函數(shù)，則勞動(dòng)投入表示為:

其中，i=1，2，...，n，j=1，2，...，n，α0、α1、βij為待估參數(shù)，Li、Lj分別表示i 類和j 類勞動(dòng)投入分量。在超越對(duì)數(shù)函數(shù)形式下，度量勞動(dòng)投入變化的公式可表示為:

其中Lt、Lt－1分別表示第t 期、t－1 期的勞動(dòng)投入總量表示第i 類勞動(dòng)投入分量在t 期和t－1 期間的增長速度，權(quán)數(shù)為t 期和t－1 期相應(yīng)價(jià)值份額的均值。

而價(jià)值份額可以表示為:

其中，wi，t為第t 期第i 類勞動(dòng)投入分量的價(jià)格(勞動(dòng)報(bào)酬)，Wt為第t 期勞動(dòng)投入總量的價(jià)格(勞動(dòng)報(bào)酬)。由式(19)可以看出，勞動(dòng)投入變化指數(shù)等于不同種類勞動(dòng)投入分量增長速度的加權(quán)和，權(quán)數(shù)為各種勞動(dòng)投入分量勞動(dòng)報(bào)酬比重在t 期和t－1 期之間的均值。

勞動(dòng)投入分量可以表示為:

其中，Gt表示第t 期從業(yè)人員總數(shù)，Ht為第t 期每個(gè)從業(yè)人員平均工時(shí)數(shù)，ei，t表示第i 類從業(yè)人員工時(shí)數(shù)占第t 期總工時(shí)數(shù)的比例。假定Ht保持不變，則由式(19)、(21)可以得到:

式(22)右邊第一項(xiàng)表示t 期和t－1 期間從業(yè)人數(shù)的變化，反映了勞動(dòng)投入的數(shù)量變化;第二項(xiàng)表示第i類從業(yè)人員數(shù)所占比例變化的加權(quán)平均值，反映了勞動(dòng)投入的結(jié)構(gòu)變化，本文將其看作質(zhì)量變化?？梢姡瑒趧?dòng)投入變化指數(shù)gt同時(shí)考慮了勞動(dòng)數(shù)量和勞動(dòng)質(zhì)量的改善。

由于統(tǒng)計(jì)資料的缺陷，很難直接獲得多維交叉分組的從業(yè)人數(shù)及其勞動(dòng)報(bào)酬的詳細(xì)數(shù)據(jù)，因此本文參考任若恩、岳希明和鄭海濤等的做法，運(yùn)用迭代比例擬合算法(IPF)將從業(yè)人數(shù)和勞動(dòng)報(bào)酬按行業(yè)、性別、年齡、文化程度進(jìn)行四維交叉分類測(cè)算出中國勞動(dòng)投入指數(shù)。

3.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整指標(biāo)

學(xué)者對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的分析，一般是停留在對(duì)三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的分析上。多數(shù)學(xué)者采用各產(chǎn)業(yè)占GDP 比重來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整程度。也有學(xué)者利用行業(yè)數(shù)據(jù)和工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)構(gòu)建工業(yè)內(nèi)部的二位數(shù)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整指數(shù)和四位數(shù)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整指數(shù)。為了考察產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與全要素生產(chǎn)率增長的互動(dòng)關(guān)系，將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整分解為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方向兩個(gè)指標(biāo)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度是用來動(dòng)態(tài)衡量一國三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)速度的指標(biāo)，反映各產(chǎn)業(yè)波動(dòng)程度，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度越快，各產(chǎn)業(yè)波動(dòng)越劇烈;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方向是用來考察產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從低水平狀態(tài)向高水平狀態(tài)發(fā)展的指標(biāo)。

本文產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度指標(biāo)用K 值衡量，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方向用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP 比重衡量。

其中K 值指標(biāo)是用報(bào)告期產(chǎn)業(yè)構(gòu)成比與基期產(chǎn)業(yè)構(gòu)成比差額絕對(duì)值的總和來度量，計(jì)算公式如下:

其中，qi0和qit分別表示第i 產(chǎn)業(yè)在基期和即期的GDP 比率。K 值越大，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的幅度越大。

4.控制變量

本文根據(jù)需要，加入貿(mào)易開放度和人力資本兩個(gè)控制變量。其中貿(mào)易開放度用進(jìn)出口總額比上GDP 來衡量，進(jìn)出口貿(mào)易總額用當(dāng)年美元價(jià)折合成人民幣表示;人力資本水平的測(cè)量一般包括勞動(dòng)力成本法、教育年限法、在校學(xué)生比例法和教育經(jīng)費(fèi)法等，但是由于本文的數(shù)據(jù)追溯年份較早，收集較為困難，而在校學(xué)生數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)資料比較全面，因此本文借鑒干春暉等做法采用初中及以上在校學(xué)生人數(shù)占年底總?cè)丝诘谋戎貋砗饬咳肆Y本水平。

(二)數(shù)據(jù)來源說明

各變量的數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料:1952－1995》、《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料:1952－2004》、《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計(jì)數(shù)典:1952－2000》、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》(1983－2013)，并以1979 年不變價(jià)格進(jìn)行換算，其中2013 年數(shù)據(jù)用指數(shù)平滑法估算得來。

(三)估算結(jié)果

根據(jù)前文估算，得到中國資本服務(wù)指數(shù)、勞動(dòng)投入指數(shù)、TFP 增長以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的估算結(jié)果(圖1)。1979－2013 年間，中國資本投入保持著11.23%的平均增長速度，整體增長趨勢(shì)較為平穩(wěn);在考慮勞動(dòng)投入質(zhì)量的前提下，勞動(dòng)投入平均增長率為2.99%，增長趨勢(shì)平穩(wěn);TFP 增長率波動(dòng)幅度較大，但總體呈上升趨勢(shì)，平均增長率為1.81%;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度趨勢(shì)平穩(wěn)，以平均－3.80%的速度調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

圖1 資本服務(wù)、勞動(dòng)投入指數(shù)、TFP 增長及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度估算結(jié)果

四、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果與分析

(一)單位根檢驗(yàn)

在理論模型分析的基礎(chǔ)上，我們首先對(duì)全要素生產(chǎn)率TFP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整IS、貿(mào)易開放度OPEN 和人力資本H 的關(guān)系進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。為了避免“偽回歸”現(xiàn)象的出現(xiàn)，格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)要求所研究變量都是平穩(wěn)的，因此我們需要對(duì)變量的單整性(ADF 檢驗(yàn))進(jìn)行檢驗(yàn)。同時(shí)，為了消除數(shù)據(jù)的異方差，我們對(duì)各變量分別求取對(duì)數(shù)，即lnTFP、lnIS1、lnIS2、lnOPEN 和lnH。接下來對(duì)5 個(gè)變量進(jìn)行ADF 檢驗(yàn)，以確定各變量的單整性和階數(shù)。

根據(jù)表1 的檢驗(yàn)結(jié)果可知，變量lnTFP、lnIS1 是水平平穩(wěn)的，而lnIS2、lnOPEN 和lnH 都是一階單整的，服從I(1)過程。鑒于各變量不是同階單整的，根據(jù)變量平穩(wěn)性特征，需要將模型進(jìn)行調(diào)整，修正過后的模型為:

表1 各變量的單位根檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步確定變量之間的關(guān)系，檢驗(yàn)過程中根據(jù)變量特征建立VAR 模型，這就需要確定滯后期數(shù)。本文對(duì)最優(yōu)滯后期數(shù)的選擇按照AIC、SC 信息準(zhǔn)則，如果AIC 和SC 的滯后期同時(shí)達(dá)到最小，則可以確定最優(yōu)滯后期數(shù)，根據(jù)這兩個(gè)原則，本文確定的最優(yōu)滯后階數(shù)為1，可以建立VAR(1)模型。

(二)非限制性VAR 模型平穩(wěn)性判定

如表2 所示，該VAR(1)模型的特征根的模全都比1 小，均落在單位圓之外，因此該VAR(1)模型是穩(wěn)定的，變量間具有短期均衡關(guān)系，可以做脈沖響應(yīng)函數(shù)分析與方差分解分析。

表2 VAR(1)過程的特征根列表

(三)脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

由于VAR 模型存在高度參數(shù)化的特征，其擬合出來的方程組參數(shù)估計(jì)結(jié)果所代表的實(shí)際意義不是很大。而脈沖響應(yīng)函數(shù)則是用來衡量隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)前和未來取值的影響，通過分析某因素對(duì)于其他因素突然變化的反饋可以更直接地反映在外部環(huán)境不斷變化時(shí)各變量之間的動(dòng)態(tài)交互作用和效應(yīng)。

從圖2 中可以看出，TFP 對(duì)各變量的反饋基本屬于正沖擊(忽略人力資本微弱的負(fù)向沖擊)，都是先經(jīng)歷強(qiáng)弱變化期，然后圖像又逐步呈現(xiàn)收斂，達(dá)到穩(wěn)態(tài)均衡。具體來說，首先，外界環(huán)境對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度施加一個(gè)沖擊對(duì)TFP 的影響一直是正向的，影響程度先加強(qiáng)再減弱，在第2 期到達(dá)頂點(diǎn)，即在第2 期TFP對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的響應(yīng)是0.48。表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度受到某一外部沖擊之后，傳遞給TFP，在經(jīng)歷正向沖擊加強(qiáng)過程之后達(dá)到最大值，然后正向沖擊力度逐步下降，達(dá)到穩(wěn)態(tài)均衡。其次，當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方向受到外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境的沖擊之后，TFP 的初始反應(yīng)強(qiáng)度達(dá)到最大值，約為0.51，在第2 期內(nèi)迅速下降，之后小幅上升，并出現(xiàn)了一個(gè)短暫的平穩(wěn)期，隨后強(qiáng)度開始減弱，逐步收斂，趨于平衡。再次，人力資本對(duì)TFP 的沖擊初始狀態(tài)強(qiáng)度最大，約為0.05，然后逐步減弱，僅僅維持了很短的時(shí)間后在第3 期就轉(zhuǎn)為負(fù)向關(guān)系，但這種反應(yīng)強(qiáng)度比較微弱，隨后就趨于平衡狀態(tài)。最后，貿(mào)易開放度對(duì)TFP 的反應(yīng)初始狀態(tài)是負(fù)向的，但只是一個(gè)非常短暫的過程就立刻變?yōu)檎蜿P(guān)系，并且強(qiáng)度逐步增加，在第3 期達(dá)到頂點(diǎn)，約為0.28，隨后逐漸減弱，趨于平衡。

綜上，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整所帶來的TFP 增長過程比較緩慢，存在較長的滯后期。TFP 對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方向的脈沖響應(yīng)模式存在較大差異，這種差異不僅體現(xiàn)在沖擊力度上，也體現(xiàn)在脈沖響應(yīng)的時(shí)間軌跡上。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方向的振蕩幅度要大于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的振蕩幅度，在脈沖響應(yīng)的1 ～11期上，TFP 對(duì)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的平均脈沖響應(yīng)值要高于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方向，且TFP 對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的時(shí)滯更短。

圖2 各變量對(duì)TFP 脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

從圖3 可以看出，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度對(duì)TFP 沖擊的反應(yīng)強(qiáng)度初始狀態(tài)達(dá)到最大，約為0.09，之后強(qiáng)度逐步減弱，到第3 期開始進(jìn)入平穩(wěn)期，并逐步收斂，最終達(dá)到穩(wěn)態(tài)均衡。同樣的，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方向?qū)FP 沖擊的影響初期達(dá)到最大值，即在第1 期TFP 對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方向的響應(yīng)是0.010 2，隨后強(qiáng)度逐步下降，直至收斂。綜觀產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)TFP 的脈沖響應(yīng)函數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方向?qū)FP 的振蕩幅度要大于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度，但TFP 對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的平均沖擊力度更大。同時(shí)，TFP 對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的沖擊是非常迅速的，當(dāng)一項(xiàng)新技術(shù)獲得應(yīng)用時(shí)，一國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會(huì)快速作出調(diào)整，并重新進(jìn)行產(chǎn)業(yè)布局，因而技術(shù)進(jìn)步對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的沖擊很明顯，時(shí)效性非常顯著。

(四)方差分解分析

采用Cholesky 方法對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方向和TFP 進(jìn)行方差分解，得到表3 和表4 所示的結(jié)果。

從表3 可以發(fā)現(xiàn)，TFP 本身對(duì)其波動(dòng)的貢獻(xiàn)度經(jīng)歷了逐步下降的過程，從第8 期后趨于穩(wěn)定，貢獻(xiàn)度在82.73%左右;其余各變量對(duì)TFP 波動(dòng)的貢獻(xiàn)度都經(jīng)歷了先加速增大后增速趨緩最后趨于穩(wěn)定的過程，其中TFP 本身對(duì)其波動(dòng)的貢獻(xiàn)度始終最高，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的貢獻(xiàn)度也較大，貿(mào)易開放度和人力資本積累水平次之，貢獻(xiàn)度最小的是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方向。具體看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度對(duì)TFP 波動(dòng)的貢獻(xiàn)度前4 期變化幅度較大，之后穩(wěn)定在6.67%左右，在幾個(gè)變量中是貢獻(xiàn)值最大的。而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方向一直比較穩(wěn)定，波動(dòng)幅度不是很大，保持在2.91%上下。人力資本對(duì)TFP 的貢獻(xiàn)前7 期反應(yīng)比較靈敏，從第8 期開始，維持在3.66%的水平。貿(mào)易開放度對(duì)TFP 變化的貢獻(xiàn)度在前5 期波動(dòng)幅度較明顯，隨后趨于穩(wěn)定，保持在4.03%左右的貢獻(xiàn)度。

圖3 TFP 對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

表3 TFP 方差分解表

如表4 所示，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度對(duì)其本身波動(dòng)的貢獻(xiàn)程度始終在降低，且滯后前3 期下降非常明顯，之后穩(wěn)定在78.23%的水平，而TFP 對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的影響在滯后初期最大，之后4 期有所下降，隨后又處于上升趨勢(shì)，并穩(wěn)定在1.18%的貢獻(xiàn)度水平。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方向?qū)ζ浔旧聿▌?dòng)的影響一直處于下降趨勢(shì)，最后保持77.07%的水平，而TFP 對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方向的貢獻(xiàn)度滯后前7 期處于上升趨勢(shì)，之后波動(dòng)下降，最終穩(wěn)定在10.65%的貢獻(xiàn)水平。

表4 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度和方向方差分解表

(五)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步驗(yàn)證產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方向與TFP 之間的關(guān)系，需要就各變量分別對(duì)TFP進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。滯后期仍然根據(jù)AIC 和SC 信息準(zhǔn)則進(jìn)行選擇，得到如表5 所示的結(jié)果。

表5 各變量間的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

通過對(duì)表5 分析發(fā)現(xiàn)，在10%的顯著性水平下，1979－2013 年間TFP 與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度和方向之間存在雙向的因果關(guān)系，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)速度的加快以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高度化都是TFP 提高的格蘭杰原因，而TFP的增加也是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度加快和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的格蘭杰原因。貿(mào)易開放度和人力資本積累水平與TFP 之間是單向的因果關(guān)系，貿(mào)易開放度以及人力資本水平的提高是TFP 增加的格蘭杰原因。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果也為前文的分析結(jié)論提供了有力支撐。

五、研究結(jié)論與政策含義

本文采用中國改革開放以來(1979－2013 年)35 年的樣本序列數(shù)據(jù)，構(gòu)建VAR 模型，運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)、方差分解以及格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，實(shí)證分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與全要素生產(chǎn)率之間的相互影響和相互作用。

研究認(rèn)為:產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與全要素生產(chǎn)率之間存在著密切的相互作用關(guān)系。全要素生產(chǎn)率可以在較短時(shí)間內(nèi)引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，時(shí)效性顯著，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整則從更長的時(shí)期內(nèi)對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響，存在較長的滯后期。盡管產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與全要素生產(chǎn)率互為影響因素，但其貢獻(xiàn)度不同，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方向?qū)FP 波動(dòng)的貢獻(xiàn)度約分別為6.67%和2.91%;反之，TFP 對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度變動(dòng)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方向的貢獻(xiàn)度分別為1.18%和10.65%。此外，TFP 與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間存在雙向因果關(guān)系的結(jié)論也表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與TFP 的交互影響不容忽視，可以實(shí)現(xiàn)良性互動(dòng)。

實(shí)證分析結(jié)果所蘊(yùn)含的啟示是:從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整角度看，中國每5 年或者更短時(shí)間的產(chǎn)業(yè)規(guī)劃布局以及連續(xù)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是TFP 提高、經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要保障，同時(shí)政府根據(jù)全球經(jīng)濟(jì)形勢(shì)和中國國情所作出的宏觀產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整也是經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長的重要條件。在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌時(shí)期應(yīng)該注重優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方向，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向合理化和高度化發(fā)展，抓住全球產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和產(chǎn)業(yè)升級(jí)的機(jī)會(huì)，大力提升產(chǎn)業(yè)層次、技術(shù)水平和技術(shù)效率，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的內(nèi)生性發(fā)展，使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的要素配置功能能夠得到最大發(fā)揮，為TFP的提高提供源源不斷的動(dòng)力。從全要素生產(chǎn)率角度看，在更長的時(shí)期內(nèi)，要借鑒發(fā)達(dá)國家的經(jīng)驗(yàn)，順應(yīng)并利用TFP 增長的基本規(guī)律，建立并完善科技創(chuàng)新制度，加強(qiáng)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的宏觀調(diào)控，弱化技術(shù)進(jìn)步帶來的負(fù)效應(yīng)，在深刻認(rèn)識(shí)科技創(chuàng)新規(guī)律的基礎(chǔ)上，強(qiáng)化TFP 增長對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的正向促進(jìn)作用，實(shí)現(xiàn)TFP 與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間的良性互動(dòng)，從而促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與增長方式的轉(zhuǎn)變，實(shí)現(xiàn)穩(wěn)增長的目標(biāo)。

［1］LIANG C Y.Industrial structure changes and the measurement of total factor productivity growth:The Krugman－Kim－Lau－Young Hypothesis revisited［J］.Academic Economic Papers，2009，37:307－333.

［2］張學(xué)威.全要素生產(chǎn)率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的關(guān)系——基于1978－2008 年安徽省和長三角地區(qū)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析［J］.中國軟科學(xué)，2010(S):207－213.

［3］李小平，盧現(xiàn)祥.中國制造業(yè)的結(jié)構(gòu)變動(dòng)和生產(chǎn)率增長［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2007(5):52－67.

［4］岳希明，任若恩.測(cè)量中國經(jīng)濟(jì)的勞動(dòng)投入:1982－2000［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2008(3):16－28.