产业结构升级的经济增长效应

方福前 付琦

摘要：在经济结构调整过程中，中国经济逐步聚焦产业结构优化升级， 提升制造业核心竞争力，发展战略性新兴产业。产业结构优化升级有利于中国经济的高质量发展。利用2000—2020年中国31个省份面板数据检验产业结构升级的经济增长效应，实证研究结果表明，21世纪以来，产业结构升级显著促进了经济增长，产业结构高级化程度对经济增长的回归系数为29.6317；中介效应分析显示，产业结构升级对经济增长的总效应为11.4741，直接效应为11.5540；产业结构升级对经济增长的促进作用呈现明显的区域异质性，东西部省份之间的产业结构高级化差距正在逐渐收敛，但是中国经济增长还有较大的结构性红利空间；市场化程度和对外开放程度对经济增长的回归系数明显大于政府财政支持和固定资产投资。要进一步推进改革开放和供给侧结构性改革，通过重塑激励机制激发企业和科研机构对研发创新的积极性，提高研发效率和自主创新能力，持续推进产业结构特别是制造业转型升级，形成世界级先进水平的制造业集群。这是中国经济可持续发展和高质量发展的根本之道。

关键词：产业结构；经济增长；制造业集群；区域差异

中图分类号：F121.3 文献标识码：A 文章编号：1003-854X（2024）01-0012-14

改革开放以来，中国经济经历了四轮全国性的大规模经济结构调整，分别是1987—1991年的“治理整顿、全面深入改革”、1998—2004年应对亚洲金融危机冲击的“大力调整经济结构，促进产业优化升级”、2009—2012年应对国际金融危机冲击的“推动经济发展方式转变和经济结构调整”、2015年11月开始的供给侧结构性改革。在经济结构调整过程中，中国经济逐步聚焦产业结构优化升级，提升制造业核心竞争力，发展战略性新兴产业。1999年11月中央经济工作会议明确提出了“促进产业优化升级”，2011年3月发布的《中华人民共和国国民经济和社会发展第十二个五年规划纲要》进一步提出“加强农业基础地位，提升制造业核心竞争力，发展战略性新兴产业，加快发展服务业，促进经济增长向依靠第一、第二、第三产业协同带动转变”（1）。党的十九大报告强调“支持传统产业优化升级，加快发展服务业，瞄准国际标准提高水平。促进我国产业迈向全球价值链中高端，培育若干世界级先进制造业集群”（2）。重视产业结構优化升级是为了实现中国经济的稳定、协调、可持续和高质量发展，是为了提高中国经济的国际竞争力和实力，是为了建立健全与现代化强国目标相匹配的现代化经济体系和产业体系。

自1999年中央经济工作会议强调“促进产业优化升级”以来，中国产业结构升级已经经历了20多年的实践，它对中国经济增长的影响究竟如何？21世纪以来，中国产业结构升级与经济增长之间的耦合协调程度及变化趋势如何？中国产业结构转型升级（高级化）的时间特征和区域特征如何？目前东中西部和各省份的产业高级化程度如何？本文就这些问题进行经验实证分析，据此再对经济恢复常态后如何进一步推进供给侧结构性改革和产业结构升级、优化区域经济结构提出相应的政策建议。

一、引言与文献综述

产业结构与经济增长的关系一直是经济学家们关注的重点问题之一，在经济学初创时期就成为其研究主题。早在17世纪末，英国古典经济学家威廉·配第就发现在经济发展过程中，受利润率高低的引导，主导产业会逐渐由农业转向工业再转向商业，劳动力会相应地由农业转移到工业再转移到商业。20世纪40年代英国经济学家科林·克拉克使用40多个国家的经验数据进行实证分析，发现劳动力在三次产业结构中的比重变化与人均国民收入增长之间存在威廉·配第所说的趋势性变化关系，这个发现后来被命名为“配第—克拉克定理”。20世纪60—70年代，产业结构变化与经济增长的关系成为经济学研究的一大热点，欧美经济学家里华西里·昂惕夫、威廉·阿瑟·刘易斯、阿尔伯特·赫希曼、瓦特·威特曼·罗斯托、西蒙·斯密·库兹涅茨、霍利斯·钱纳里、尼古拉斯·卡尔多、阿尔伯特·霍夫曼等人和一些日本学者在这个研究方向发表了大量的论著。不过，这些文献，包括21世纪查尔斯·琼斯和保罗·罗默发现的“新卡尔多事实”（3），大多是分析经济增长如何引起产业结构变化以及产业结构发生什么样的变化，也就是研究经济增长对产业结构的影响，从不同角度揭示了经济发展过程中产业结构演化的规律。虽然这些文献为本文认识和分析产业结构变化对经济增长的影响提供了不少启发，但是从研究视角上看，它们的研究重点不是分析产业结构变化对经济增长的影响。

西方经济学中的结构主义学派关注经济结构变化对经济增长的影响，他们认为，生产要素特别是资本从生产率较低的部门向生产率较高的部门转移能够提高整个经济的生产率，从而促进经济增长。但是他们所说的结构主要是指经济结构，而不是产业结构。虽然产业结构是经济结构的一部分，但是二者还是不能划等号。总体上看，西方学者研究产业结构变化对经济增长影响的文献远不如研究经济增长对产业结构影响的文献丰富。就笔者的阅读范围来看，威廉·阿瑟·刘易斯的“二元经济”模型、克瑞斯蒂娜·埃切瓦里亚的产业结构与经济增长的关系分析和彼得·特明、密切尔·佩内德的产业结构与经济增长关系的实证分析等文献是这个视角的代表性成果（4）。刘易斯模型的基本思想是，在许多欠发达国家，农业部门劳动的边际生产率几乎为零甚至负数，工业部门的劳动边际生产率和工资高于农业部门，因而农业部门存在的大量“隐性失业”就成为无限的劳动供给；如果劳动力向工业部门转移不存在障碍，工业部门资本家的剩余大部分能够转化为储蓄和资本积累，工农业部门的工资差就会源源不断地吸引农业剩余劳动力转移到工业部门，就会提高整个经济的劳动生产率，这个发展过程会逐渐缩小农业部门与工业部门的发展差距，直至两个产业部门的劳动生产率和工资收入水平相接近，二元经济结构转变为一元经济结构（5）。克瑞斯蒂娜·埃切瓦里亚构造了一个拥有多种消费品和非同质偏好的可持续增长的索罗模型，使用动态一般均衡方法检验了产业部门构成和增长之间的相互关系，研究发现：部门构成影响经济增长，反之亦然。在这种模型中，每个产业部门外生技术变化的速度都是不同的，偏好的非同质性导致了部门构成对增长率产生了影响（6）。彼得·特明使用9个发达国家1870—1950年的时间序列数据进行回归分析，得出结论：国民收入中的工业份额与人均收入水平存在相关性，它随着人均收入变化而变化的弹性大约为0.3 （7）。密切尔·佩内德基于28个 OECD成员国的面板数据实证检验了产业结构对这些国家的国民总收入及其增长的影响，发现：产业结构变化是20世纪90年代这些国家宏观经济发展和增长的重要决定因素（8）。他认为，产业结构变化影响经济增长的机制主要是需求的收入弹性、结构性红利与负担假说、对企业家发现的不同倾向，以及和生产者或用户相关的溢出效应。

与西方经济学家有所不同的是，中国经济学者很重视产业结构变化对经济增长的影响，在这个研究方向发表了不少的研究成果。这些文献大体上可以分为两类：一类文献认为产业结构转型升级对中国经济增长有积极的推动作用：另一类文献则认为产业结构转型升级对经济增长的影响不是单向的，既可能是正向的也可能是负向的，并且这种影响在不同发展阶段、不同区域和不同产业可能是不同的。可见，中国学界关于产业结构转型升级对经济增长影响的认识是不一致的。

蒋振声和周英章运用协整检验和预测方差分解等动态经济计量分析方法，对中国l952—1999年的经济增长和产业结构变动的关系进行实证分析，结果表明：中国产业结构变动和实际经济增长之间存在着长期稳定的协同互动关系，产业结构变动对中国经济增长具有非常明显的影响，而经济增长对产业结构变动的影响在统计上并不显著（9）。刘志彪和安同良依据钱纳里和罗斯托的思路，用Moore结构变化值指标测算了1978—1999年中国产业结构的变动度及其与经济增长的关联性，发现在这个时期中国产业结构呈现加速变动的趋势．这种变动与中国经济增长加速呈现出高度的正相关性；到1999年，中国产业结构变化推动经济增长的效应还远没有达到钱纳里所说的极大值，因此可以预见，中国产业结构变迁的速度将进一步加快，其增长效应还没有达到递减的发展阶段（10）。王蒙和刘刚构建了一个经济增长速度的分解框架，将增长速度分解为劳动数量效应、结构变迁效应和技术进步效应，又进一步将这三种效应细化至农业、工业和服务业部门，将产业结构调整对经济增长的影响细化至每个产业份额变动形成的结构变迁效应，并运用中国1978—2014年相关数据进行实证分析。他们发现：在中国，农业和工业份额的变动一直表现为提高增长速度的结构性红利，服务业份额上升的效应则从2002年开始由结构性红利转为成本病（11）。苏斌和丁文婷使用主成分分析法和DEA-Malmquist指数法，基于2007—2019 年中国31个省（自治区、直辖市）的面板数据，实证分析了产业结构升级对经济高质量发展的影响，发现在其他条件不变的情况下，产业结构升级能够正向促进经济高质量发展；产业结构升级每变化1%，经济高质量发展水平平均变化0.863%（12）。王青和刘亚男使用2003—2017年中国29个省份面板数据，测算反映经济高质量发展水平的绿色全要素生产率，并从产业结构高级化和产业结构合理化两个维度研究产业结构升级对中国经济高质量发展的影响。他们发现产业结构高级化和产业结构合理化对经济高质量发展具有显著的促进作用，且产业结构高级化体现的促进作用比产业结构合理化更加明显（13）。

刘伟和张辉将技术进步和产业结构变迁从要素生产率中分解出来，使用中国1978—2006年数据实证分析了产业结构变迁对中国经济增长的贡献，研究发现：在改革开放以来的30年，虽然产业结构变迁对中国经济增长的贡献一度十分显著，但是随着市场化程度的提高，产业结构变迁对经济增长的贡献呈现不断降低的趋势，技术进步的贡献逐渐超过产业结构变迁（14）。付凌晖提出一种新的产业结构高级化度量方法——产业结构高级化角度值，然后通过格兰杰因果关系检验发现，1978—2008年中国经济增长带动了产业结构的高级化，而产业结构高级化并未明显促进经济增长；中国经济增长明显带动了产业结构升级，而产业结构高级化对经济增长的促进作用并不显著。他认为其中的主要原因是1978—2008年期间的中国经济增长主要是一种粗放式增长，因而通过产业结构优化升级效应推动经济增长不明显（15）。干春晖和郑若谷实证分析了中国1978—1992年、1992—2001年和2001—2007年三个阶段生产要素构成的变化和产业结构演进对经济增长的影响，发现：在这三个时期，劳动力和资本的结构变动度在加快，而产业结构的变化则较为平滑；生产率的增长主要来自产业内部，尤其是第二产业内部：劳动力要素的产业间流动具有“结构红利”现象，资本的产业间转移却并不满足结构红利假说，反而存在“结构负利”（16）。干春晖等通过构建计量经济模型和运用1978—2009年中国30个地区的面板数据分析了产业结构变迁对经济增长和经济波动的影响，发现改革开放以来，中国产业结构合理化和高级化进程对经济增长的影响有明显的阶段性特征。相对而言，产业结构合理化与经济增长之间的关系具有较强的稳定性，而高级化则表现出较大的不确定性。产业结构高级化是经济波动的一个重要来源，产业结构合理化则有助于抑制经济波动。

总体上，现阶段中国产业结构合理化对经济发展的贡献要远远大于产业结构高级化（17）。于斌斌构建了一个两部门经济增长模型，利用2003—2012年中国285个地级及以上城市的统计数据，运用动态空间面板模型对产业结构调整和生产率提升的经济增长效应进行了实证检验。其研究结论是：从整体上看，中国城市经济增长动力已由产业结构调整转换为全要素生产率提升，产业结构“服务化”倾向的高级化调整是导致中国经济发展进入“结构性减速”阶段的重要原因（18）。张明等以Baumol非平衡增长理论为基础，通过构建三部门分析模型研究第三产业比重提高对经济增长的促进作用，并运用转换份额分析法进行实证检验。结果表明，中国工业化前期和中期，由于农业人口向工业和服务业转移，服务业在产业结构中占比提高促进了经济增长。而在工业化后期，由于工业技术的发展挤出了一部分劳动力，他们被迫向服务业转移，这导致生活性服务业在整个服务业中占比扩大，从而抑制了经济增长。不过，该文指出，如果生产性服务业占比扩大，则能促进经济增长（19）。车明好等认为，产业结构升级（高级化）与中国经济增长的关系是非线性的，不是单向的正向或负向关系。他们发现，产业结构的合理化水平是决定产业结构高级化与经济增长之间数量关系的重要门限变量：当产业结构合理化指数小于0.0742时，产业结构高级化可以促进经济增长，而当产业结构合理化指数大于0.0742时，产业结构高级化对经济增长没有促进作用。他们得出的结论是，产业结构升级不能搞“一刀切”，对于产业结构合理化指数大于0.0742的那些地方，现阶段的主要任务是产业结构调整，促进产业结构合理化，然后再有序推进产业结构的高级化进程（20）。张蕊等运用半参数平滑系数模型和1991—2017年经验数据，实证分析了中国东、中、西部不同时期产业结构变迁与经济增长的关系，发现从整体上看，产业结构合理化及高级化均能促进经济增长，但是不同地区、不同时期产业结构升级对经济增长的影响存在差异，2010年以后东部和西部地区产业结构合理化均能促进经济增长，但是产业结构高级化对经济增长产生收敛性的抑制作用; 而在中部地区，产业结构合理化对经济增长产生一定的抑制作用，但產业结构高级化对经济增长的促进作用不断增强（21）。

二、产业结构升级与经济增长：时间特征、变化趋势与现状

产业结构研究一般包括产业结构合理化和高级化（转型升级）两个方面的内容。产业结构合理化是以需求结构和需求变化为参照系的，与需求结构和需求变化相适应的产业结构才是合理的。产业结构高级化是指产业结构由低级向高级的转型升级，推动产业结构转型升级的动力主要来自需求结构升级和技术进步。可以看出，产业结构合理化（优化）和高级化都是动态的概念。本文主要研究中国产业结构高级化对经济增长的影响。

（一）产业结构升级：程度、特征和变化趋势

研究者通常用产业结构高级化指数来测度产业结构升级状态和产业结构水平。如何测度产业结构高级化指数？学界意见不一。有学者根据克拉克定理采用非农业产值在GDP中所占的比重作为产业结构升级的度量，也有学者用第三产业产值与第二产业产值之比作为产业结构高级化的度量。本文旨在通过产业产出（产值）变动考察對地区产业结构水平和经济增长的影响，根据这个研究视角，本文依据配第—克拉克定理，参考钟肖英和谢如鹤的做法，用第二、第三产业产值在GDP中所占比重来测算产业结构发展程度（22）。这样处理可以考虑到新兴产业、高端技术制造业和服务业在产业结构转型升级过程中所起的作用。从计算结果看，如果这个指标值处于上升状态，则表示产业结构正在向着高级化转型升级。具体计算公式如下：

GJi，t=（Y2i，t+Y3i，t）/Yi，t （1）

其中，GJi，t表示i省份t年度的产业结构高级化指数，Y2i，t表示i省份第二产业在t年度的产业产值，Y3i，t表示i省份第三产业在t年度的产业产值，Yi，t表示i省份t年度的地区生产总值。

由（1）式可以看出，随着地区产业结构由传统农业向工业和服务业转型，该指标将持续增加，这意味着这个地区的经济发展正在朝着高质量发展的方向推进。本文选取《中国统计年鉴》、国泰安数据库2000—2020年各省、自治区、直辖市各产业产值数据，编制出31个省份的“产业结构高级化程度（GJ）” 指数。

根据这些指数数据，可以把21世纪以来中国产业结构高级化的特征和变化趋势概述如下：

首先，产业结构高级化程度逐年提升，省际差异逐渐收敛。从时间维度来看，2000—2020年中国产业结构高级化程度逐年攀升，指标均值从2000年的0.8246增长至2020年的0.9043，区间涨幅9.7%，中位数则由0.8218逐步攀升至0.9090，区间涨幅高达10.6%。

2000—2015年产业结构高级化指数的中位数小于平均值，且从2007年开始，中位数逐渐缩小与均值之间的差距，反映出2000—2015年间中国31个省份产业高级化程度差异较大，趋向于偏态分布。

随着改革开放不断深化和经济持续发展，2016年开始产业结构高级化指数的中位数首次超过均值，反映出中国各省份之间产业高级化程度差异逐渐收敛，指数趋于正态分布，产业结构水平逐年提升。2020年由于遭遇新冠肺炎疫情冲击，产业结构水平出现小幅回落，但指数仍处于0.9以上的高分位区间，显示出中国经济的强大韧性。具体数据见下表1。

其次，产业结构高级化水平呈现自东向西的阶梯分布状态。从省份角度观察，区位条件也会对地区产业结构产生影响，进而成为影响地区经济发展的重要因素之一。这导致各省份的产业结构高级化程度存在差异，区域经济特征较为明显。

数据显示，各省份产业结构高级化程度的指标均值和中位数相差不大，说明极端值对统计结果造成的影响并不明显。具体来说，由于改革开放的政策红利，上海、北京两地产业结构水平的均值双双超过0.99，在全国处于领先水平，同属直辖市的天津则以0.9754居第三位，反映出东部沿海地区尤其是直辖市的产业结构水平更高；而海南、广西两省份产业结构水平偏低，排名末位。指标中位数排名的前三甲同样为上海、北京、天津三个直辖市，而海南、广西等地仍有进一步优化的空间。

最后，东西部省份之间的产业结构高级化差距正在逐渐收敛。2000—2020年，东部沿海地区GJ指数的最大值基本稳定且接近于1.0，反映出长三角、珠三角、京津冀等城市群的产业结构已发展成为以高端技术制造业和服务业为主，产业结构水平一直保持高位。

2000—2013年中西部地区随着GJ指数最小值的快速走高，极差呈现出逐渐收敛趋势。从2014年开始，GJ指数的最小值逐步趋于稳定，极差也随之稳定在低位运行。各省份的产业布局亦趋于相对稳定状态。

从省份角度观察，北京、上海两地的GJ极差值最小，且指数最大值与最小值趋近于1.0。作为国家重要经济增长极的北京和上海，第一产业产值占比极低，新兴产业、高端技术制造业和服务业的迅猛发展极大地推动了地区经济的持续高速增长。

与京沪两地形成对比的是，西藏、海南、安徽等省份GJ指数的极差较大，表明2000—2020年上述省份第二、第三产业出现了显著增长，第二、第三产业产值占GDP的比重不断提高，产业结构升级较快。

（二）与产业结构升级进程相对应的经济增长趋势

根据经验数据分析，在2000—2020年产业结构升级过程中，中国经济增长出现了一些新的变化趋势。

第一，经济增长实现速度优先向高质量发展转型。从时间线分析，以2011年为分界点，中国经济发展先后经历了“经济增速优先”和“高质量发展”两个阶段。2000—2011年是增速优先阶段。2008年爆发的国际金融危机严重冲击了世界经济，大多数国家经济增速明显回落，但在这个期间中国经济独占鳌头，保持年均增速10.3%的高增长水平。2012年中国经济增长开始减速，这一年经济增速为7.9%，是2000年以来首次低于8%的增速。中国经济减速是多种原因引起的，其中有中央政府主动降速、促进高质量发展的原因。2013年11月党的十八届三中全会通过的《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》提出“加快转变经济发展方式，加快建设创新型国家，推动经济更有效率、更加公平、更可持续发展”，并强调“用制度保护生态文明环境”“形成人与自然和谐发展现代化建设新格局”（23）。经济发展战略和策略聚焦转型，转向高质量发展，经济增长速度出现较为明显的回落，2012—2020年各省份GDP增长的均值和中位数更多年份位于8%以下的区间内，这反映了中国经济社会步入“新常态”，形成新发展格局。

第二，产业结构升级对中西部地区经济增长的推动作用更明显。21世纪以来，由于承接东部地区产业转移、融入以发达地区为龙头的区域经济一体化（如安徽融入“长三角”）和自身产业结构调整升级，中西部经济发展步伐明显加快。从省份角度可以观察到，内蒙古、重庆、西藏、陕西等中西部地区的经济增长业绩更加突出。同期东部沿海地区由于较高的基期数据，GDP增长率排名仅位于全国中游水平。21世纪以来东北三省经济增速明显滞后于全国平均水平，经济增速均值在全国垫底，由此衍生出了人口外流、养老金缺口加大、招商引资困难等经济社会问题。

第三，中国经济步入平稳发展的“新常态”阶段。根据国家统计局相关年份《中国统计年鉴》和国泰安数据库31个省份主要宏观经济数据可以计算出2000—2020年全国31个省份经济增长率的最大值、最小值和极差的变化趋势。这些数据显示，2000—2011年中国经济处于高速增长阶段，这个时期中国各省份GDP增长的最大值始终维持在较高水平，且极差值的波动相对稳定。2012年中国经济进入减速阶段，各省份GDP增速的极大值和极小值都明显回落。与此同时，全国上下更重视发展方式转变和高质量发展，更重视环境生态保护，通过供给侧结构性改革优化产业结构和经济结构，降低能源消耗和污染，中国经济逐渐迈入可持续发展的“新常态”。

根据2000—2020年各省份在不同年度经济增长率的最大值、最小值和极差的分布情况，可以看出，这个时期各省份经济增长趋势的主要特征是 GDP最大值、最小值的变动情况与全国经济增长率的总体变动情况基本趋于一致，指标的极差值波动相对趋于平稳。其中西藏自治区GDP增速的极差值在31个省份中最小，这说明地处西南边陲的西藏自治区经济发展受外部因素冲击的影响相对较小，发展速度在加快，经济增长指标相对稳定。2009年山西省、2015年黑龙江省GDP出现负增长，导致这两个省GDP极差出现不规律跳升。

三、产业结构升级与经济增长的耦合协调性分析

根据国民收入核算的部门法（或生产法、增值法），一定时期一个经济体的GDP是通过加总各产业部门的增加值得出的，可见经济增长是建立在一定的产业结构基础上的，产业结构与经济增长之间存在着耦合协调关系，即相互依存相互影响的关系，以及协调性（协调程度）的高低。两个变量之间相互依存、相互影响的程度可以借用软件工程学中的耦合度来测量，协调程度可以用协调指数来衡量。本文设定“产业结构高级化程度—经济增长率”耦合协调度，通过模型检验产业结构高级化与经济增长之间的相互影响程度和协调程度。耦合协调度计算公式如下：

其中，C为系统耦合度，T为协调指数，D为耦合协调度，GJ为产业结构高级化程度，GR为地区经济增长率。

本文选取2000—2020年各省份“产业结构高级化程度（GJ）”“经济增长率（GR）”数据的平均值构建耦合模型，通过（2）、（3）、（4）式计算出耦合协调度。计算结果详见表2。

根据耦合协调度D值的大小，本文把产业结构升级与经济增长之间的耦合协调度划分为10个等级（见下表3）。2000—2020年中国产业结构高级化与经济增长之间的耦合协调度变化趋势如图1所示。

由表2和图1可知，21世纪以来，除去2000年和2001年以及2020年，在其余的18个年份，“产业结构高级化程度”和“经济增长率”两项指标的耦合协调度都高于0.5，其中，高于0.7的有9个年份，2011年甚至高达0.9，耦合协调度表现为优等水平。2003—2019年这17年间，除了2015年的D值略低于0.6（0.592）以外，其余各年的D值都在0.6—0.9之间，表明产业结构升级与经济增长之间的耦合协调度较高。可以猜想，如果没有疫情，2020年的D值大概率会高于0.6。

这说明在2000—2020年期间的绝大多数年份，中国产业结构水平与经济增长之间耦合协调性较好，二者之间相互影响的作用显著：产业结构升级可以推动经济增长，对其产生促进作用；反过来，地区经济的持续快速增长也会引导资本和劳动力流向具有更高生产率、更高附加值的高技术产业，从而拉动产业结构水平的提升。

四、产业结构升级的经济增长效应

在对产业结构升级与经济增长耦合协调关系进行量化分析的基础上，本文接下来对产业结构升级的经济增长效应进行实证分析。

（一）实证模型构建

根据本文的研究视角，下面将经济增长率作为被解释变量，设置产业结构高级化程度为核心解释变量，控制变量包括市场化程度、劳动力数量、教育水平、交通状况、固定资产投资额、政府财政支出、城镇化率、对外开放程度等指标。各变量名称、符号、含义如下：

被解释变量：经济增长率（GR）。衡量地区（各省份）经济发展的综合指标，采用地区经济增长率表示。

核心解釋变量：产业结构高级化程度（GJ）。由第二、第三产业产值在GDP中所占比重表示，用于衡量经济增长的特征及发展方向。

控制变量：市场化程度（MA），选自王小鲁等编著的《中国分省份市场化指数报告（2021）》中的各省份市场化指数（24）。劳动力数量（LF），用城镇单位就业人员数量表示。教育水平（ED），由各省份财政支出中教育支出金额表示。交通状况（RD），用运输线路公路里程表示。固定资产投资额（FAI），用全社会固定资产投资额表示。政府财政支出（CB），用地方财政支出金额表示。城镇化率（UR），用城镇人口占总人口比重表示。对外开放度（OP），用进出口总额表示。

为了进行经济增长影响因素实证分析，并探索各省份经济增长的区域特征，本文构建面板数据模型，并考虑个体效应和时间效应，模型设定如下：

GRi，t=β0+β1GJi，t+∑jviXijt+ui+λt+εi，t（5）

其中，β0表示截距，β1表示变量系数，GRi，t表示i省份t年度的经济增长率，GJi，t表示i省份t年度的产业结构高级化指数；Xijt表示控制变量；ui表示各省份经济增长的个体效应，λt表示各省份经济增长的时间效应，εi，t是随机干扰项。

（二）数据来源和描述性统计结果

经济增长率、交通状况、固定资产投资、政府财政支出、常住人口、对外开放度等数据取自《中国统计年鉴》，劳动力数量、研发投入、教育水平等数据取自国泰安数据库。核心解释变量“产业结构高级化程度”根据（1）式计算得到。

本文采用Eviews8.0进行变量分析和统计描述，得到2000—2020年中国31个省份主要指标的描述性统计结果，见表4。表4中的数据反映出2000—2020年各省份的经济增长率存在较大差异，产业结构高级化程度、市场化程度、教育水平、固定资产投资额、对外开放度等指标也存在显著差异。

（三）实证分析

1. 基础回归模型

首先对经济增长指标进行混合横截面模型回归，回归统计结果见表5。表5中的结果反映出产业结构高级化程度、市场化程度、交通状况、政府财政支出、城镇化率、对外开放度的t检验结果显著，在混合横截面模型中对经济增长具有较强的解释作用，但劳动力数量、教育水平、固定资产投资额的t检验结果不显著，表明这些变量对经济增长的解释作用不强。

2. 模型检验

为了进一步判断经济增长回归模型是否应该选择混合截面模型，本文接下来继续使用Eviews8.0进行LR检验，结果如表6。

表6显示，LR检验结果F统计值为2.3773，其伴随概率为0.0001，且卡方统计值为71.8713，其伴随概率为0.0000，可见F统计值和卡方统计值的伴随概率均小于0.01。因此，为了科学地分析经济增长的影响因素，应当采用个体时间效应模型。

在深入研究各省份经济增长个体时间效应时，还需要进行固定效应或者随机效应判断，为此，本文进行Hausman检验，其结果见表7。

由表7可以看出，经济增长实证模型Hausman检验的卡方值为32.8058，其伴随概率为0.0001，这表明经济增长实证模型应该采用个体固定效应模型，即选择表5中的模型2。

在完成Hausman检验后，需要进一步确定固定效应模型中关于个体和时间因素的影响，回归统计结果见表8。通过对比发现，三个模型中个体时间双固定效应模型拟合优度最高，且核心解释变量GJ及各控制变量的显著性水平均较高，因此本文选用个体时间双固定效应模型（即模型5）。

3. 异质性分析

（1）依据省份区位因素进行异质性分析。将31个省份划分为沿海地区和内陆地区两个观察组，

通过回归分析研究这两个地区各变量的经济增长效应及其机制和效果的差异。

由表9可知，产业结构高级化程度、政府财政支出和城镇化率等变量的经济增长效应显著，沿海地区样本组回归拟合优度更高，并且产业结构升级和市场化程度对沿海地区经济增长的促进作用更大。

（2）按照三大经济区域进行异质性分析。表10显示出核心解释变量“产业结构高级化程度”对东中西部经济增长的影响程度。总体上看产业结构升级对东部和中部地区的经济增长影响较为显著，西部地区的经济增长更多地得益于固定资产投资的快速提升。

（3）依据核心变量指标进行异质性分析。为了进一步探讨不同产业结构水平下各变量对各省份经济增长的影响程度，本文对核心解释变量“产业结构高级化程度”进行分省份分析，首先分别统计2000—2020年31个省份产业结构高级化程度指标的均值，然后依据均值大小进行排序，并划分为三个研究样本组。

“样本组Ⅰ”为产业结构高级化程度较高的省份，“样本组Ⅱ”和“样本组Ⅲ”分别表示产业结构高级化程度居于中等水平和较低水平的省份。通过不同样本组之间的分析对比，可以观察到在产业结构水平较高的地区，产业结构升级对地区经济增长的作用效果更加显著，见表11。

（4）依据时间维度进行异质性分析。以2011年作为时间节点，将样本数据划分为“2000—2010年高速增长阶段”（模型Ⅰ）和“2011—2020年平稳增长阶段”（模型Ⅱ）两个研究样本组。

由下表12可知，在不同的发展阶段，各变量对经济增长的影响程度发生了明显变化。具体来说，在2000—2010年的经济高速增长阶段，市场化水平、城镇化和对外开放是推动中国经济快速增长的重要原因。2011年之后，政府财政支出、劳动力数量等因素与经济增长之间的相关性程度显著提高。

在两个样本组中，核心解释变量“产业结构高级化程度”的显著性均维持在较高水平，表明产业结构升级的经济增长效应明显。而在“2011—2020年平稳增长阶段”样本组，统计系数和显著性相对更高，这一趋势预示着未来中国经济增长将沿着发展高技术产业和产业结构不断升級的方向前行。

（四）稳健性检验

下面对模型5的回归结果（表8）进行稳健性检验。常用的稳健性检验方法包括增加变量法和工具变量法，两种方法各有其优势和不足。考虑到研究的需要和数据的可获得性，本文拟采用工具变量法，将被解释变量“经济增长率”替换为“第二产业经济增长率”构建回归模型——“个体时间双固定效应模型X”，变量调整后稳健性检验结果见表13。

通过回归结果对比可以看出，核心解释变量的系数、符号和显著性水平与基准值呈现高度一致性，由此可以判断回归模型5是稳健的，可以进行最终的实证分析。

（五）内生性检验

如前所述，在理论和实践上，产业结构升级和经济增长都是相互依存相互影响的。一方面，产业结构升级会对经济增长产生积极的推动作用，产业结构升级会优化资源配置、提升企业的生产效率和整个经济的全要素生产率，从而推动经济增长。另一方面，在经济增长过程中，居民的收入会不断提高，消费需求会增加，消费结构会调整变化，这将会推动企业进行研发创新，诱导新技术、新产品和新产业的产生，从而推动产业结构转型升级。因此，从理论上看，产业结构升级对经济增长的影响可能存在内生性问题。

为解决内生性问题，本文采用两阶段最小二乘回归将产业结构高级化程度的一阶滞后与其他控制变量作为解释变量，构建新的可以替代产业结构高级化的工具变量，并将新的工具变量与其他控制变量作为解释变量进行回归处理，得出回归结果如表14所示。

由表14可知，在内生性处理之前产业结构高级化程度对经济增长的回归系数为29.6317，通过两阶段最小二乘法内生性处理之后，产业结构高级化对经济增长的回归系数为19.9582。该数值与内生性处理之前的系数相比较符号没有发生改变，且其数值变化也不是非常大。因此，本文认为个体时间双固定效应模型（模型5）的内生性并不严重，可以使用个体时间双固定效应模型对产业结构高级化影响经济增长的程度进行分析。

（六）产业结构升级对经济增长影响的中介效应分析

1. 中介变量的选取

在上述研究的基础上，下面选取国泰安数据库中31个省份2000—2020年“规模以上工业企业研发经费投入（R&D）”作为中介变量。通过中介效应检验方法，研究核心解释变量“产业结构高级化程度”是否会通过中介变量R&D对被解释变量“经济增长率”产生中介效应，并测量中介效应的影响程度。

根据中介效应理论，自变量X通过中介变量M对因变量Y产生的影响即称为中介效应。通过分析得出，自变量X对因变量Y产生影响的总效应为c，且总效应c可以分解为直接效应c'和间接效应（即中介效应）ab。结合本文研究内容，中介效应的影响途径如图2所示。

2. 模型构建与中介效应分析

对前面的面板模型进行优化，增加中介变量后的模型如下：

其中，中介变量R&Di，t表示i省份t年度规模以上工业企业研发经费投入；c'为核心解释变量“产业结构高级化程度”作用于被解释变量“经济增长率”的直接效应；ab为“产业结构高级化程度”通过中介变量R&D对“经济增长率”产生影响的间接效应；总效应c=c'+ab。中介效应回归结果见下表15。

3. Sobel-Goodman检验

为了进一步测量中介效应影响程度，下面继续进行Sobel-Goodman检验，结果如下表16所示。

通过Sobel-Goodman检验可以看到，产业结构高级化程度对经济增长影响的总效应为11.4741，其中直接效应11.5540，间接效应-0.0799，间接效应与直接效应之比（ab/）为-0.0069。直接效应为正，表明产业结构升级对经济增长具有显著的促进作用；间接效应为负，反映出产业结构高级化并没有通过带动企业研发投入这一途径来推动地区经济增长。

進一步分析，中介效应模型b系数为正值，说明研发投入与经济增长之间正相关，可以对其形成正向带动。a系数为负，表明产业结构升级未能形成有效促进经济增长的技术研发投入。研究结果显示模型存在遮掩效应，反映出中国当前的经济增长模式仍然存在较大的优化提升空间。

五、研究结论与政策启示

本文分析了2000—2020年中国各省份产业结构升级和经济增长的时间特征和变化趋势，研究发现：2003年以来，中国产业结构与经济增长的耦合协调度比2000—2002年平均提升了2—3个等级。其中，2010年和2011年耦合协调度最高，分别达到了良好和优秀等级；国际金融危机前的2007年和国际金融危机后的2011年，产业结构与经济增长的协调度达到最高。在此基础上，本文实证检验了21世纪以来中国产业结构升级的经济增长效应，结果显示：产业结构升级显著促进了经济增长；从回归结果看，产业结构高级化程度回归系数为29.6317，即产业结构高级化程度每增加1个百分点，经济增长率会提高29.6317个单位；中介效应分析发现，产业结构高级化程度对经济增长率的总效应为11.4741，即产业结构高级化程度每增加1个百分点，经济增长率会提高11.4741个单位，其中，直接效应11.5540。不过，产业结构升级对经济增长的促进作用呈现明显的区域异质性，21世纪以来，中国产业结构高级化水平呈现自东部向西部的阶梯分布状态，但是东西部省份之间的产业结构高级化差距正在逐渐收敛。实证分析还发现，市场化程度、政府财政支持、固定资产投资、对外开放度均与经济增长呈正相关关系，其中，市场化程度和对外开放度的回归系数明显大于政府财政支持和固定资产投资，这说明市场化改革和对外开放是促进中国经济增长的两个重要因素。

本文的研究结果表明，进一步推进改革开放和供给侧结构性改革，持续推进产业结构特别是制造业转型升级，大力发展战略性新兴产业和高技术产业，形成世界级先进水平的制造业集群，是中国经济可持续发展和高质量发展的根本之道，应该坚定不移地走下去。产业结构升级的物质技术基础源于自主创新和技术进步。本文的实证分析显示，近些年中国产业结构升级对企业研发投入增长的拉动作用不明显，R&D的间接效应甚至为-0.0799。这就提示我们，通过重塑激励机制激发企业和科研机构对研发创新的积极性，加大研发投入、提高研发效率和自主创新能力，加大科技成果转化应用力度，应是我国改革和发展的着力点之一。

近些年，中国产业结构高级化的区域差距正在收敛，但是缩小这种差距、提高产业结构区域协调性仍然有较大的空间。这表明，在大力发展新兴产业和高技术产业过程中，应当通过产业转移和新的产业布局来优化产业区域结构，为经济增长释放更多的结构性红利。

注释：

（1） 《中华人民共和国国民经济和社会发展第十二个五年规划纲要》，《人民日报》2011年3月17日。

（2） 习近平：《决胜全面建成小康社会 夺取新时代中国特色社会主义伟大胜利 ——在中国共产党第十九次全国代表大会上的报告》，人民出版社2017年版，第30—31页。

（3） C. I. Jones， P. M. Romer， The New Kaldor Facts： Ideas， Institutions， Population， and Human Capital， American Economic Journal： Macroeconomics， 2010， 2（1）， pp.224-245.

（4） C. Echevarria， Changes in Sectoral Composition Associated with Economic Growth， International Economic Review， 1997， pp.431-452; R. Foellmi， J. Zweimüller， Structural Change， Engel’s Consumption Cycles and Kaldor’s Facts of Economic Growth， Journal of Monetary Economics， 2008， 55（7）， pp.1317-1328.阿尔伯特·赫希曼和威廉·杰克·鲍莫尔等人先后提出的非平衡（均衡）增长理论主要是分析经济结构变化而不是产业结构变化对经济增长（或发展）的影响。新结构经济学强调用时间、空间、层次统一的五维空间结构方法解释经济现象，它所说的结构也主要不是产业结构。

（5） W. A. Lewis， Economic Development with Unlimited Supplies of Labour， The Manchester School， 1954， pp.139-191.

（6） C. Echevarria， Changes in Sectoral Composition Associated with Economic Growth， International Economic Review， 1997， pp.431-452.

（7） P. Temin， A Time-Series Test of Patterns of Industrial Growth， Economic Development and Cultural Change， 1967， 15（2）， pp.174-182.

（8） M. Peneder， Industrial Structure and Aggregate Growth， Structural Change and Economic Dynamics， 2003， 14（4）， pp. 427-448.

（9） 蒋振声、周英章：《经济增长中的产业结构变动效应：中国的实证分析与政策含义》，《财经论丛（浙江财经学院学报）》2002年第3期。

（10） 刘志彪、安同良：《中国产业结构演变与经济增长》，《南京社会科学》2002年第1期。

（11） 王蒙、刘刚：《中国产业结构与经济增长研究：一个经济增长分解框架》，《社会科学辑刊》2017年第4期。

（12） 苏斌、丁文婷：《产业结构升级对经济高质量发展的影响研究》，《山东工商学院学报》2021年第6期。

（13） 王青、刘亚男：《产业结构升級对经济高质量发展的影响研究——“双循环”视角下的实证研究》，《辽宁大学学报》（哲学社会科学版）2021年第3期。

（14） 刘伟、张辉：《中国经济增长中的产业结构变迁和技术进步》，《经济研究》2008年第11期。

（15） 付凌晖：《 我国产业结构高级化与经济增长关系的实证研究》，《统计研究》2010年第8期。

（16） 干春晖、郑若谷：《改革开放以来产业结构演进与生产率增长研究——对中国1978—2007年“结构红利假说”的检验》，《中国工业经济》 2009年第2期。

（17） 干春晖、郑若谷、余典范：《中国产业结构变迁对经济增长和波动的影响》， 《经济研究》2011年第5期。

（18） 于斌斌：《产业结构调整与生产率提升的经济增长效应——基于中国城市动态空间面板模型的分析》，《中国工业经济》2015年第12期。

（19） 张明、胡壮程、薛泽帅：《 产业高级化对经济增长的作用研究——基于我国产业结构演进的实证分析》，《贵州财经大学学报》  2019年第2期。

（20） 车明好、邓晓兰、陈宝东：《产业结构合理化、高级化与经济增长：基于门限效应的视角》，《管理学刊》2019年第4期。

（21） 张蕊、李安林、李根：《我国产业结构升级与经济增长关系研究——基于地区和时间异质性的半参数平滑系数模型》，《经济问题》2019年第5期。

（22） 钟肖英、谢如鹤：《产业结构调整与中国经济增长方式转变——基于240个城市数据的空间计量分析》，《技术经济与管理研究》2021年第5期。

（23） 《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》，《人民日报》2013年11月16日。

（24） 参见王小鲁、胡李鹏、樊纲：《中国分省份市场化指数报告（2021）》，社会科学文献出版社2021年版。