工业化进程中的投入结构变迁及其增长效应.docx

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工业化进程中的投入结构变迁及其增长效应

工业化进程中的投入结构变迁及其增长效应

——基于经济大国的经验分析

许春慧纪明

2012-2-2911:

11:

28　　来源：

《山西财经大学学报》2011年第11期

　　摘要：

基于两部门非均衡增长模型，考察了1952～2009年中国以及1988～2006年10个经济大国的投入结构变迁特征及其增长效应。

研究发现，工业化进程中投入结构变迁表现为资本和劳动在工业化阶段相对地向第二产业转移，在后工业化阶段相对地向第三产业转移；投入结构变迁在工业化阶段具有较强的增长效应，是中国1952年以来保持高经济增长率的重要因素；在后工业化阶段，经济大国易落入“结构变迁陷阱”，即与投入结构变迁相伴随的是较低的经济增长率。

　　关键词：

工业化进程，投入结构变迁，结构变迁陷阱，经济增长

　　一、引言

　　经济结构变迁是工业化进程①中的重要特征之一。

在诸多的经济结构变迁中，投入结构变迁是基础，对产业结构和需求结构等其他经济结构的变迁起直接的制约作用。

　　1952年以来，中国经济持续高速增长，名义GDP年均增长率达到11.2%。

2009年，中国人均GDP达到25575元，名义GDP总量达到343464.7亿元，成为世界第三经济大国。

②与中国经济高速增长相伴随的是投入结构的剧烈变迁，资源或生产要素③由第一产业向第二和第三产业转移，特别是向第二产业转移的特征明显。

在中国工业化中期阶段的1995～2009年，三次产业的就业构成由52.2%：

23.0%：

24.8%变迁为38.1%：

27.8%：

34.1%，三次产业的资本形成总额构成由2.5%：

40.9%：

56.6%变迁为3.1%：

42.8%：

54.1%；相应地，GDP三次产业构成由19.9%：

47.2%：

32.9%变迁为10.4%：

46.3%：

43.3%，需求结构中的消费需求：

投资需求：

净出口需求也由58.1%：

40.3%：

1.6%变迁为48.0%：

47.7%：

4.3%。

④

　　根据Chenery（1995）等人对工业化进程标准模式（人均收入水平、三次产业产值结构和就业结构等）的描述以及国内学者（郭克莎，2000；陈佳贵、黄群慧、钟宏武，2006；金碚，2007）[1][2][3]对中国工业化进程的研究结论，本文初步判断中国整体工业化进程即将步入后工业化阶段。

世界经济大国的经济发展实践表明，诸多国家都经历了工业化阶段高经济增长率的发展，最终成为世界经济大国。

但进入后工业化阶段后，经济大国多落入“结构变迁陷阱”，即与资源由第二产业向第三产业转移和第三产业占GDP比重不断上升相伴随的是相对较低的经济增长率。

如日本在工业化阶段的1961～1970年间GDP的年均增长率达到10.2%，韩国工业化阶段的1981～1990年间GDP的年均增长率达到9.2%，但在后工业化阶段的1988～2006年间，两国的GDP增长率分别下降为2.1%和5.6%。

　　在中共中央“十二五”规划建议把经济结构战略性调整作为我国经济发展方式转变主攻方向的大背景下，基于投入结构的基础性地位，本文拟研究这样一些问题：

一是资源向第二产业转移和资源向第三产业转移是经济大国在工业化阶段和后工业化阶段投入结构变迁的典型特征，这种投入结构变迁对经济大国的经济增长率会造成何种影响？

二是经济大国工业化阶段较高的经济增长率为何在后工业化阶段难以持续？

三是我国如何通过投入结构的战略性调整避免落入“结构变迁陷阱”，进而使工业化阶段较高的经济增长率在未来得以持续？

　　二、文献回顾与述评

　　Kaldor（1961，1963）提出了经济增长中的“卡尔多事实”，即从长期来看，经济增长率、资本产出比、资本收入占GDP的比例和资本的真实回报率均相对稳定。

“卡尔多事实”对经济增长中长期总量行为的描述得到了诸多文献（Denison，1974；HomerandSylla，1991；BarroandSall-i-Martin，2004）[4][5]的证实，使得主流经济增长理论的文献一般都假定经济是均衡增长的，而不研究结构变迁问题。

但以Kuznets（1973）、Chenery（1960，1989）和Syrquin（1989）等为代表的经济学家指出，在经济增长过程中，经济体内部各部门的产出比重和就业比重会发生结构变迁，结构变迁不仅是经济发展的重要组成部分，更是经济发展的中心特征和解释经济增长速度和模式的本质因素，所以对发展中国家经济增长的研究必须重视生产结构的变动，而这又是为传统增长因素分析所忽略的方面[6][7][8]。

Kongsamut、Rebelo和Xie（2001）将经济发展中结构变迁的经验事实称为“库兹涅茨事实”。

与“卡尔多事实”强调经济均衡增长不同，“库兹涅茨事实”强调因需求原因所导致的非均衡增长，即增长不仅来源于要素投入总量的增加，而且来源于结构变迁所导致的资源再配置[9]。

　　Acemoglu（2008）指出，“库兹涅茨事实”强调的非均衡增长已引起诸多学者的重视[10]。

Robinsin（1971）建立了一个资源从非工业部门（传统部门）向工业部门（现代部门）转移的模型，说明工业部门具有更高的资本和劳动边际生产率（虽然资本参数在统计上不显著）。

实证分析表明，经济增长不仅来源于资源总量投入的增加，而且来源于流向生产率更高部门的资源再配置[11]。

Chenery（1995）等构建的工业部门与非工业部门两部门非均衡增长模型证明了资源从低生产率部门向高生产率部门转移是经济增长较快国家的特点，并通过一组准工业化国家1964～1973年的数据算出，资源向工业部门的转移使工业部门快速扩张对经济增长率的贡献程度达到38%[12]。

陈晓光和龚六堂（2005）考察了欠发达国家经济增长的事实，发现经济内部结构变化（农业、制造业和服务业的相对比重变化）、城乡劳动力转移和城市化引起欠发达国家人均产出增长率与人均产出水平之间表现出非线性的“驼峰形”关系[13]。

陈体标（2007，2008）认为，产业结构变迁的动力主要来自于不同产品需求收入弹性的差异以及不同部门外生技术进步速度的差异，工业化进程中经济增长速度呈现“驼峰形”曲线特征，增长速度快的时期几乎都伴随着经济结构的剧烈变化[14][15]。

Rogerson（2008）认为，部门间劳动生产率差异的推动和消费者非齐序性偏好的拉动是导致部门间劳动力再配置的主要因素[16]。

Bonstti和Feliee（2008）指出，资源从制造业向服务业转移是发达国家近十年来资源部门转移的典型特征。

他们把生产者投资调整成本和消费者非奇序偏好引入传统的两部门模型，构建了一个技术进步部门（制造业部门）和技术停滞部门（服务业部门）的两部门内生增长理论模型，用来解释发达国家结构变迁与总量平衡增长的关系。

一般均衡分析证明，在消费者对停滞部门产品需求份额上升的作用下，经济的长期增长是可能的，但劳动向服务业部门的转移是与总量经济增长率的下降相伴随的[17]。

Buera和Kaboski（2008）认为，未来研究结构变迁与经济增长关系的一个方向是，把影响结构变迁的供给因素与需求因素结合起来，理解结构变迁对经济增长的影响[18]。

　　对于中国工业化阶段结构变迁对经济增长的影响，学者们多是从产业结构变迁的视角出发，认为产业结构变迁对中国经济增长具有重要作用。

蔡昉、王德文（1999）对中国农业和非农业以及三次产业间的资源再配置效应进行了研究，其结论肯定了产业结构变迁对经济增长的作用[19]。

刘伟、张辉（2008）将技术进步和产业结构变迁从要素生产率中分解出来，其实证结果证明了产业结构变迁对中国经济增长的贡献一度十分显著，并超过了技术进步，1990年以前贡献率达到35%～50%．但随着市场化程度的提高，产业结构变迁的增长效应逐渐减弱并让位于技术进步[20]。

何德旭、姚战琪（2008）的实证分析表明，在中国工业化的进程中，产业结构调整和转型伴随着就业结构的变迁及第三产业的快速发展，结构优化、技术进步对结构变动的贡献度增大，三次产业结构的变动对经济增长的影响度在提高[21]。

干春晖、郑若谷（2009）利用中国1978～2007年的数据进行的实证分析表明，要素转移推动着产业结构演进，进而影响了生产率的增长，中国经济增长主要来源于产业内部，劳动力在产业间的流动出现结构红利现象，资本的产业间转移并不满足结构红利假说[22]。

　　从上述研究中可以看出，供给方面的部门要素生产率差异和需求方面因消费者非齐序偏好导致的社会需求结构提升，是投入结构变迁的重要原因，其导致了产业结构变迁和经济的非均衡增长。

关于投入结构变迁原因的早期研究多注重供给因素，如Kuznets（1973）、Chenery（1960）和Robinsin（1971）等，而近期研究更注重将供给因素与需求因素相融合，如陈晓光和龚六堂（2005）、陈体标（2008）、Rogerson（2008）、Bonstti和Felice（2008）、Buera和Kaboski（2008）、Acemoglu（2008）等。

结构变迁对处于工业化阶段的发展中国家具有较强的增长效应，研究对发展中国家经济增长的原因必须重视结构变迁因素。

产业结构变迁对中国经济增长的作用已获得诸多学者的认同，如蔡昉和王德文（1999）、刘伟和张辉（2008）等，但从投入结构视角研究结构变迁对中国经济增长影响的文献相对较少。

结构变迁对发达国家经济增长的影响引起了较多学者的关注，如Bonstti和Felice（2008）、Acemoglu（2008）等，但实证研究方面的文献较少。

　　本研究的逻辑思路是：

首先，投入结构变迁是导致产业结构变迁的重要原因，溯根求源，研究产业结构变迁对经济增长的影响可以从投入结构变迁对经济增长的影响人手；其次，考察投入结构变迁对经济增长影响的关键任务是，构造一个理论模型，分析投入结构变迁影响经济增长的机理，从而把投入结构变迁因素内生化；再次，在理论模型的基础上构建实证模型，对经济增长的原因进行分解，进而探索投入结构变迁对经济增长影响的幅度。

Chenery（1995）、Bonstti和Felice（2008）、Acemoglu（2008）等的两部门非均衡增长模型，为我们提供了较好的理论分析框架和研究思路。

但美中不足的是，Chenery的研究阶段和样本局限于工业化阶段的一些发展中国家，但不包括中国；Bonstti、Felice和Acemoglu虽然通过一般均衡分析证明了工业化后期西方发达国家投入结构变迁对经济增长的影响，但没有与计量分析相结合。

　　基于上述思考，本文在Chenery（1995）、Bonstti和Felice（2008）、Acemoglu（2008）等的两部门非均衡增长模型的基础上，将影响投入结构变迁的需求因素和供给因素相融合，进一步放松假设条件，构建一个一般性的衡量资源部门间转移的非均衡增长模型，对工业化阶段和后工业化阶段投入结构变迁影响经济增长的机理进行理论剖析。

同时，我们分别在非均衡增长模型的基础上构建计量模型，定量研究工业化进程中由社会需求结构拉动和要素生产率推动共同造成的资源再配置对经济增长率的影响，进而评估工业化进程中不同阶段投入结构变迁的增长效应。

通过理论和实证分析，对中国建国以来经济高速增长的原因及后工业化阶段经济大国低经济增长率的原因进行解释，进而对即将进入后工业化阶段的中国的长期经济发展提供政策建议。

　　三、投入结构变迁影响经济增长的理论模型

　　假定经济（Y）由Yn和Ym两个部门组成，投入结构变迁对经济增长的影响机理表现在：

资本和劳动由部门m转移到部门n一方面会带来要素生产效率的变化，另一方面会带来部门n的扩张，两方面的综合作用会提高或降低总体经济增长率。

一般来说，在工业化进程中，如果资源再配置更多地是由供给方面更高的边际要素生产率引起的，即资源由低生产率部门向高生产率部门的流动是一种帕累托改进，会促进总量经济的快速增长，这已由各国工业化中期阶段资源向高生产率工业部门的流动带动经济快速增长及学者们的理论分析所证实；如果资源的再配置更多地是由需求方面社会需求结构的提升拉动的，则资源的配置效率会存在不确定性，进而影响经济增长率。

（一）模型的基本假设条件及构建

　　假定不考虑技术进步，模型的假设条件如下：

（1）经济（Y）由Yn和Ym两个部门组成，在工业化阶段，两部门分别为制造业部门和非制造业部门，在后工业化阶段，两部门分别为服务业部门和非服务业部门；⑤

（2）资源或生产要素（包括资本K和劳动L）在两个部门内完全分配，且各部门产出均由各自部门的要素投入决定，两种要素之间可以相互替代；

　　（3）各部门的产出函数均满足一次齐次性，规模报酬不变，即λY=F（λK，λL）；

　　（4）各部门的投资可以即期转化为部门资本，即I=Kt-Kt-1；

　　（5）部门的劳动边际生产率与每个劳动者的平均产出之间存在线性关系，即FL=β×（Y／L）；

　　（6）模型在连续时间上建立。

　　在上述假设条件下，各部门间产出和生产要素在各部门的分配有下列关系：

Y=Yn+Ym，K=Kn+Km，L=Ln+Lm，I=In+Im，且有

（1）式成立：

　　Y=F（K，L），Yn=F（Kn，Ln），Ym=F（Km，Lm）

（1）

（二）理论模型推导

　　在规模报酬不变的假设条件下，各部门产出随着时间的变化可以表示为：

（2）

（3）

（4）

　　令FK、FL、FKn、FLn、FKm和FLm分别表示总产出和各部门产出的边际要素生产率，即

。

　　由Y=Yn+Ym可得（5）式：

（5）

　　把

（2）、（3）、（4）式代入（s）式可得：

（6）

　　根据

（1）式的约束条件，（6）式可以变为：

（7）

　　假定不同部门间要素边际生产率存在（8）式的关系：

（8）

　　一般认为，（8）式中有φ>0和ν>0。

φ>0和ν>0说明部门n具有比部门m更高的资本和劳动边际生产率，因而供给方面更高的要素边际生产率是导致投入结构变迁的主要因素。

与诸多研究文献不同的是，本文并不严格要求供给方面的要素边际生产率存在差异，而是将影响结构变迁的供给因素与需求因素相结合，认为（8）式中的φ和ν为常数，且有φ>-1和ν>-1。

根据φ值和ν值的变化趋势，可以分三种情况讨论资源的部门间再配置：

（1）当φ=0和ν=0时，经济处于理想的资源配置均衡状态，不同部门间存在相同的边际要素生产率，资本和劳动在部门间相对静止；

（2）当φ>0和ν>0时，经济处于非均衡的资源配置状态，资本和劳动的部门间流动更多地表现为由供给方面更高的边际要素生产率所推动；（3）当-1<φ<0或-1<ν<0时，经济处于非均衡的资源配置状态，资本和劳动的部门间流动更多地表现为由需求方面社会需求结构的提升所拉动。

　　将（8）式代人（7）式并化简可得：

（9）

　　把

和代入（9）式，同时利用（6）式，可以将（9）式改写为：

（10）

　　由模型假设劳动边际生产率与每个劳动者的平均产出之间的线性关系，可以得到（11）式：

（11）

　　用（10）式的两边同时除以总产出Y，同时把（11）式代人（10）式，化简可得：

（12）

　　令Gψ表示变量ψ的增长率，即Gy=Y／Y，则（12）式改写为：

（13）

　　当经济处于理想的资源配置均衡状态，即各部门的边际要素生产率相等时，有φ=ν=0，且有FKM=Fkn=FK，令δ=FKM=FKn=FK，则（13）式变为：

（14）

　　（14）式即为常见的新古典增长方程，用以衡量资本和劳动对产出的贡献程度。

　　当经济不是处于资源配置均衡状态，即φ≠0且ν≠0时，（13）、（14）则为衡量投入结构变迁对经济增长率的影响提供了理论上的可能性，即投入结构变迁的增长效应包括两个方面：

一是资本和劳动从部门m向部门n的转移带动部门n的扩张所带来的对经济增长率的影响；二是（13）式中的δ表示全部经济部门资本边际生产率的平均数，（14）式中的FKM则为部门m和n中生产力较低的m部门资本边际生产率，因而可以利用计量模型分析FKM和δ值的差异，在理想的假设条件下估算单位资本由部门m向部门n转移的增长效应。

⑥

　　四、工业化进程中经济大国投入结构变迁与经济增长关系的经验事实

　　本文选择2008年世界GDP总量排名前16位中的美国、日本、中国、德国、法国、英国、意大利、加拿大、澳大利亚、韩国和荷兰共11个国家作为研究样本，其中，中国的1952～2009年作为工业化阶段来考察，其他经济大国以1988～2006年作为后工业化阶段来考察。

（一）工业化进程中经济大国投入结构变迁的统计性分析

　　由表1和表2可知，工业化进程中经济大国的投入结构变迁主要表现为：

在工业化阶段，资本和劳动由第一产业向第二产业和第三产业流动的特征明显，但更多地流向了第二产业；在后工业化阶段，资本和劳动在第一产业的配置相对稳定，表现出较强的由第二产业向第三产业流动的特征。

　　工业化进程中投入结构的变迁也使产业结构发生了相应的变化：

在工业化阶段，第一产业产值占GDP比重不断下降，而第二产业和第三产业产值占GDP比重不断上升，第二产业占GDP比重上升幅度相对更大；在后工业化阶段，第一产业占GDP比重约为1%，且基本稳定，第二产业产值占GDP比重逐年下降，第三产业产值占GDP比重逐年上升。

（二）工业化进程中经济大国的经济增长与投入结构变迁关系的特征描述

　　经济大国在工业化阶段和后工业化阶段表现出不同的投入结构变迁特征，也使不同阶段的经济增长呈现出不同的特征。

　　1．经济大国在工业化阶段的经济增长率一般较高，后工业化阶段的经济增长率水平相对较低。

图1显示，处于工业化阶段的中国和印度的经济增长率明显高于其他处于后工业化阶段的经济大国。

在10个经济大国中，除韩国经济增长波动较大以外，其他9个国家的经济增长波动相对较小，经济增长率表现出较强的收敛特征，年均GDP增长率基本保持在4%左右，明显低于世界平均水平以及中国和印度的经济增长率。

这说明经济大国在工业化阶段经济增长率一般较高，而在后工业化阶段，高经济增长率水平可能难以持续。

　　2．产业非均衡增长的阶段性特征。

从表3中可以看出，工业化进程中经济大国经济增长的产业分解特征为：

处于工业化阶段的中国保持了较高的GDP增长率，且第二产业增长率明显高于第三产业增长率；而后工业化阶段其他经济大国的GDP增长率普遍较低，且第二产业增长率普遍低于GDP增长率（日本出现了负增长），而第三产业保持了相对较高的经济增长率，均高于GDP增长率。

　　上述分析说明，经济高速增长几乎总是与第二产业的高速增长联系在一起，在经济发展的工业化阶段，资本和劳动相对地向第二产业流动，促进了第二产业的快速增长，第二产业的快速扩张带动了经济快速增长，因此，工业化阶段的这种投入结构变迁可能是经济保持高速增长的主要原因；在后工业化阶段，经济大国多落人“结构变迁陷阱”，投入结构变迁的增长效应微弱，即资本和劳动由第二产业向第三产业转移的投入结构变迁带动了第三产业扩张，但没有带动经济的高速增长，这可能与第二产业增长率偏低密切相关。

下面我们将运用理论模型的结论构建计量模型进行计量分析，实证研究在工业化进程中的不同阶段，经济大国的投入结构变迁对经济增长率的影响。

　　五、计量模型的构建及回归分析

（一）样本数据说明及计量模型的形式

　　本文选择中国1952～2009年的时间序列作为工业化阶段的研究样本，同时选择2008年GDP总量排名前16位中的美国、日本、德国、法国、英国、意大利、加拿大、澳大利亚、韩国和荷兰共10个国家1988～2006年的数据作为后工业化阶段的研究样本，以构建平衡面板，其中，制造业指的是第二产业，服务业指的是第三产业。

　　依据理论模型的结论，若经济处于理想的资源配置均衡状态，回归方程的形式由（14）式给出：

　　GYit=α0+α1X1+α2X2+εit（15）

　　当经济不是处于资源配置均衡状态，存在资本和劳动部门间流动时，回归方程由（13）式给出：

　　GYit=α0+α1X1+α2X2+α3X3+α4X4+εit（16）

　　在（15）、（16）式中，X1为Iit／Yit，X2为GLit，X3为

，X4为

；i代表不同的国家，t代表不同的年份。

各变量的含义及计算方法见表4。

　　我们分别运用（15）式和（16）式，对中国1952～2009年时间序列样本和10国平衡面板样本进行了计量分析。

由（15）式和（16）式可知：

（1）用（15）式可说明资本和劳动两种生产要素对经济增长的贡献程度；

（2）由（16）式α3和α4的估计值可计算资源再配置导致相应部门扩张对经济增长率的综合贡献程度，计算值为正表明资本和劳动流动的综合影响使生产效率得到改进，投入结构变迁提高了经济增长率，而计算值为负表明资本和劳动流动的综合影响使生产效率下降，投入结构变迁降低了经济增长率；（3）（15）式中的α1表示全部经济部门资本边际生产率的平均数，（16）式中的α1则为两个部门中生产力较低部门的资本边际生产率，因而可以利用两个计量方程中α1值的差异，在理想的假设条件下估算单位资本部门间转移的增长效应。

（二）中国时间序列和10国面板数据各变量的单位根检验

　　在进行计量分析之前，首先要检验中国时间序列和10国面板数据中各变量的平稳性，以确保回归的可靠性和真实性。

我们运用时间序列单位根检验和面板数据单位根检验的相应方法对各变量进行了检验，结果如表5所示。

检验结果说明，除中国资本形成率不平稳外，中国时间序列的其他变量和面板数据的各变量均是平稳的。

我们利用（15）式和（16）式对中国时间序列进行了粗略回归，并对回归残差项进行了检验，发现残差项是平稳序列，说明中国时间序列的各变量间具有长期稳定均衡关系，可以进行下一步的回归分析。

　　（三）中国时间序列和10国面板数据的回归结果

　　1．中国时间序列的回归结果。

我们利用（15）式和（16）式，采用EViews6．0对中国1952～2009年的时间序列分别进行OLS估计，估计结果见表6。

　　我们分别采用LM序列相关检验法和White检验法检验各阶段估计方程残差的序列相关和异方差，LM序列相关检验的滞后阶数由赤池信息准则（AIC）来决定（检验结果见表7）。

　　以上分析表明，在显著性水平为0．05时，（15）式和（16）式回归方程的残差项不存在序列相关和异方差；回归方程R2和DW值均较合理，回归方程的回归系数通过了t检验，所以估计的效果较好，可以作为下一步解释的依据。

　　2．国面板数据的回归结果。

固定效应模型和随机效应模型是面板数据通常使用的两种回归模型，但它们之间存在差异，需要对两种模型的回归结果进行对比筛选。

本文运用Hausman检验的最终结果来选择模型形式，以获得更准确的结论。

表8给出了基于固定模型和随机模型的回归结果及Hausman检验结果。

从（15）式和（16）式固定效应模型和随机效应模型回归结果的比较来看，回归系数和各种统计量均无较大变化，说明模型的拟合效果较好。

Hausman检验结果显示，（15）式选用固定效应模型效果更好，（16）式选用随机效应模型效果更好。

基于此，我们对（15）式和（16）式分别选用固定效应和随机效应模型的回归结果作为解释的依据。

　　3．回归结果分析。

表9是利用表6和表8分析的中国工业化阶段和其他10国后工业化阶段经济增长的原因。

由表9可知，工业化进程中经济大国经济