李瑞杰

通过构建经济总量增长速度的部门离散系数，作为经济结构变迁系数，描绘中国经济结构变迁过程，并建立线性非时变参数方程，定量研究经济增长与结构变迁的相关特征，结果显示：二者存在显著正相关关系，但具有时变特征。进一步建立时变参数的状态空间方程，考察经济增长与结构变迁的时变关系特征，结果发现，1979—1997年二者相关关系处于低弹性、高波动的成长期；1998—2016年二者相关关系处于高弹性、平稳化的成熟期。中国经济新常态下，政府应努力恢复经济增长乐观态势，为结构调整提供宽松的弹性空间，实施更加“有为”的结构调整政策，加快产业结构高级演化。

一、引言

新中国成立以来，中国经济在极度落后条件下实现经济起飞，初步建立起独立、完整的工业体系，进入现代经济增长的准备阶段。改革开放后，中国经济进入高增长—高收入—高积累—高投资—高增长的良性循环，成长为世界第一工业大国（产业规模角度）。将时空划定在中国改革开放至今，经济高增长和经济结构高变动无疑是中国最显著的两个现代经济增长特征。

1978年以来，中国经济增长取得了举世瞩目的成就，1978—2016年中国经济实际年均增长率9.58%。尤其是进入21世纪的前十年，随着中国特色社会主义市场经济体制的建立与完善、经济全球化进程不断推进，中国经济实际年均增长率高达10.55%，创造了世界经济增长史的持续高增长神话。在高速增长的同时，也不可避免地经历经济增长波动：在经历1982—1990年、1991—2001年两轮完整的波谷—波谷的朱格拉周期后，中国经济自2002年开启经济扩展趋势，于2007年攀升至波峰。之后，在美国次贷危机的外部冲击下，中国经济进入经济周期收缩阶段，在2009年首次触底反弹后，于2012年转入经济中高速增长新阶段（见图1）。

图1 中国经济波动与经济结构变迁

中国在极端贫困落后的条件下，通过计划经济体制支持工业非平衡增长，建立起超常规产业格局。改革开放以后，在中国经济高速增长的背景下，中国产业结构变迁以部门非均衡增长为前提快速推进，从工业化初期顺利过渡到工业化后期。1978—2016年，中国第一产业增加值比重几乎呈直线状从27.7%下降至8.6%；第二产业增加值比重在小振幅波动中从47.7%下降至39.9%；第三产业增加值比重在波动中快速从24.6%上升至51.6%，中国产业结构经历了较大程度和较快的变动（见图2）。

图2 中国三次产业增加值占比变动趋势

经济增长与结构变迁作为描述中国现代经济增长过程的两条主线，并不是相互独立的两条平行线，而是具有紧密内在交互关系的两条线。如图1，经济增长和经济结构变迁都具有明显的波动特征，且二者波动具有一致性：当经济开始扩张时，经济结构变迁系数①开始扩大；当经济转入收缩阶段，经济经济结构变迁系数也开始回落；经济波动和经济结构变迁的缓和化趋势高度一致。联想到菲利普斯曲线中的经济增长率和通货膨胀率之间的替换关系，在经济增长与经济结构变迁之间是否也存在类似置换关系②，这是本文要解决的问题。

二、相关文献综述

（一）经济发展过程中的经济结构演变规律

现代经济增长理论则始于19世纪40年代。哈罗德—多马（Harrod-Domar）模型的出现掀起现代经济增长理论的第一波浪潮。几乎同时，Clark首先刻画出经济发展与经济结构演变的历史关联，形成经典的配第—克拉克定理［1］。而发生这种变动的原因是，产业部门相对收入伴随经济总量增长不断发生变化。即产业部门的相对收入差距直接导致了劳动力结构的演变。自此，经济增长和结构变迁一直备受学界关注。在Clark的研究基础上，Kuznets改善研究方法，对经济增长与结构变换的历史关联进行细化研究：在研究经济增长过程中的产业结构变动规律时，同时考虑劳动力结构和部门产值结构变动。运用比较劳动生产率来作为产业部门相对收入指标，认为比较劳动生产率变化是产业结构演变的直接原因，并进一步探讨了比较劳动生产率变化的驱动力量。［2］Chenery认为世界范围内经济活动基本要素的趋同，导致存在某种更具普遍意义的现代经济增长模式演变过程。［3］他吸取Clark和Kuznets研究成果，扩展研究对象和时间跨度，将生产、需求、贸易、资源使用和人口纳入经济结构演变分析框架，研究1950—1970年间101个国家（地区）的经济结构演变过程，得出具有一般意义的“标准结构”。Chenery认为经济结构变动受到收入水平、资源禀赋、人口规模、国家政策以及国际贸易等影响。

（二）经济增长与结构变迁交互作用的传导机制

经济增长与结构变迁交互作用的桥梁是技术进步，Kuznets和Baumol首先对此做了系统性研究。Kuznets对技术革新下的经济高增长率与产业结构的高变换率双向传导机制作出详细阐述，并结合供需两端给出了三条传导路径：封闭经济条件下，当科技大规模应用于生产带来经济的持续高速增长，导致需求结构的快速变动，最终带来产业结构的高变换率；开放经济条件下，各国经济发展水平、增长速度差异较大的背景下，各国之间的贸易往来会促使一国的产出结构变动；技术革新推动经济增长的过程是具有特定路径的，它首先出现在少数行业，形成技术革新中心。技术革新中心的不断转移推动经济结构的转变。结构变迁到经济增长的传导机制则是，生产结构的改变间接造成生活水平的提高，创造出新的消费需求，进一步刺激到技术革新的产生，最终推动经济增长。［2］Baumol在技术进步视角下，从供给端对经济增长和经济结构变迁的关系进行研究。［4］他将经济部门分成先进部门和非先进部门，构造出两部门非平衡增长模型。在要素跨部门自由流动前提下，技术革新会打破原有经济平衡状态。先进部门生产率的较快提高，会导致非先进部门的成本和价格的不断上升，陷入“鲍莫尔成本病”（Baumol’s disease）。Baumol还认为生产部门非均衡增长引起的经济结构变化，可能会对整体经济增长产生负向影响。Ngai在Baumol两部门非均衡增长模型基础上，构建了多部门经济增长模型。［5］他认为，各部门的技术进步水平差异直接决定了部门全要素生产率差异，全要素生产率的部门差异引起劳动和资本生产要素的定向流动，最终导致了经济结构变化。值得注意的是，Ngai认为这种经济结构变迁并不会阻碍总体经济增长，Baumol的“结构负担假说”是不成立的。

（三）经济增长与结构变迁交互作用实证研究

在经济增长与经济结构变迁传导机制的研究基础上，中外学者从实证研究层面对经济增长与结构变迁的单向或双向关系做了大量研究。蒋振声运用中国1952—1999年相关数据，较早地对中国经济增长与结构变迁之间的关系进行了实证分析。［6］证实中国经济增长与结构变迁之间存在长期稳定相关关系，产业经济结构变迁能显著推动经济增长，而经济增长对经济结构变迁的影响并不显著。通过文献梳理发现，随着研究的深入，实证研究重点转向结构变迁对经济增长的单向推动作用，即围绕“结构红利”的证实与证伪展开。在研究方法层面存在两种主要思路：第一，将经济结构变迁和经济增长指标化，建立线性方程或者脉冲响应函数，定量考察其交互关系的总体特征或者时变特征。干春晖运用中国1978—2009年30个地区的面板数据，以产业高级化指标（第三产业与第二产业产值之比）和产业合理化指标（泰尔指数）作为衡量产业结构变迁的指标，以实际经济增长率作为经济增长指标，构建非时变线性模型，通过分时段回归，发现产业结构合理化与高级化进程都会对经济增长产生正向作用，但这种正向作用具有明显的阶段特征。［7］第二，运用偏离—份额法（Shift-share Method）研究由要素流动带来的产业结构变迁对要素生产率或经济增长的影响。刘伟运用中国1978—2006时间序列数据，使用偏移—份额法，从劳动生产率中分离出静态结构变迁效应、动态变迁效应以及生产率增长效应。结果发现，经济结构变迁对劳动生产率和经济增长具有明显的正向推动作用，但是随着市场化程度的不断加深，推动作用在减弱，“结构红利”呈现出衰减态势。［8］

（四）经济波动与结构变迁交互作用实证研究

经济波动作为总量增长率变动的直接表现，它与经济结构变迁的交互作用在实证研究层面引起了学界的广泛兴趣。Burns认为在工业化过程中的不同时期，劳动力结构重心的转变会对经济波动产生不同的影响。起初，劳动力由政府部门、公共事业部门等就业稳定部门流向采矿业、建筑业、制造业、运输业等不稳定部门，会加剧经济波动。当劳动力由工农业部门流向服务业部门时，产业结构变迁对经济波动的正向冲击作用会减弱。［9］Warnock在Burns的研究基础上，选取美国1946—1996年月度就业数据，运用随机波动模型分析总体行业、三类生产性行业、六类服务业③的就业结构与波动特征，发现就业结构重心由不稳定（波动大）行业转向稳定（波动小）行业时，会削弱总体经济波动，这与Burns研究结果相悖。［10］Warnock认为，这种结果出现的原因是，制造业本身就业结构波动率的下降一定程度熨平了美国经济波动，对美国经济进入20世纪80年代的“大缓和”时期起到正向推动作用。Eggers选取1947—2001年10个经济部门的产出数据，以稳定部门规模增加的1982年为时间节点将样本分为两期，把两期产出变动归因为结构效应、波动率效应、结构与波动率交互效应，结果表明，结构变动对经济波动率的贡献超过50%。［11］

在中国，产业结构变迁与经济波动交互作用也一直广受学界关注。马建堂认为投资波动引发中国经济波动，并进而驱动中国产业结构变迁。［12］他通过研究1952—1989年中国经济周期波动过程中产业结构的变迁特征，发现工业波动与整体经济波动具有一致性，农业波动方向与经济波动方向相反，服务业由于受政治体制影响并未与整体经济波动表现出明显关联特征。孙广生的研究可以看作是马建堂研究的延续与拓展。他将经济部门细分至22个，在部门增加值指标基础上加入投资指标，分析1985—2003年间中国各产业与整体经济波动的相关性。结果发现工业与整体经济波动相关性最强，其次是服务业，而农业并未与整体经济波动表现出明显相关性。进一步考察发现，重工业是经济波动的主要推动者。［13］李猛认为，产业结构变动对中国经济的冲击引起了宏观经济周期性波动。［14］他采用实际份额法，测算出1952—2008年间，中国经济周期波动中15%—20%的部分来源于产业结构不同程度的正向或负向冲击。干春晖等将产业结构变迁分为产业高级化和产业合理化两个维度，利用1978—2009年中国30个省（市）的面板数据，建立线性计量模型研究产业变迁对经济波动的单向冲击作用。结果表明，产业结构合理化对经济波动具有抑制作用，而产业高级化则是经济波动的主要来源。［7］

现代经济增长过程中，总量变化与结构变迁相伴相生。改革开放以来，中国经济增长与波动过程中伴随着经济结构演化。学界对经济增长与结构变迁交互关系的研究，在研究方法上经历了经验性分析、描述性统计分析、现代计量手段的应用，研究指标的精细化、研究工具的现代化成为研究经济波动与结构变迁交互关系的趋势。但对相关文献梳理发现，已有研究还存在两点有待改进的地方：第一，刻画产业结构变迁指标是与经济增长是割裂的，无法搭建出二者交互的理论桥梁，仅凭借计量模型的改进，而无坚实的理论机制和理论模型，无法形成完整统一的分析框架；第二，对产业结构变迁与经济增长交互关系的定量研究，往往是静态的，或者是模糊掉时点的一种狭义动态关系，未能准确测算二者在各个时点的相关关系的数量特征。因此，本文在中国经济部门非均衡增长直接导致经济结构变迁的前提下，构建经济总量增长速度的部门离散系数，作为经济结构变迁系数，从而将经济结构变迁与总量增长率变化有机联系起来，直接考察其相关关系。为定量研究其相关关系的数量特征，建立非时变线性方程考察二者静态总体相关性。考虑到改革开放以来，中国经济发展的阶段特征，二者的相关关系存在突变可能，进一步采用时变参数的状态空间方程考察二者在经济发展过程中各个时点的相关关系特征。

三、理论模型与研究假说

现代经济增长的过程，不仅有总量的变化，也伴随结构的演进。中国改革开放至今，经济的高速增长伴随经济结构的高速变迁，是中国经济最显著的特征之一。经济部门的非均衡增长直接导致产业结构的变迁，总量的高速增长则给予结构变化更高的弹性，结构高速演进的过程伴随结构高级化和结构合理化，释放出“结构红利”推动经济的高速发展。然而，总量增长率变化与经济结构变迁交互作用的机理是什么呢？本文认为，二者交互作用的桥梁是技术进步。在技术进步的视角下，经济的高增长率与结构的高变动率处在协同变化之中。

20世纪40年代至今，现代经济增长理论出现了三次研究兴趣的浪潮。其中，由索罗—斯旺新古典模型和受罗默—卢卡斯启发的内生增长理论分别掀起了现代经济增长理论的第二次、第三次浪潮，都将技术进步作为经济增长的重要推动力量。在发展经济学视角下，技术进步、体制变革和结构变迁构成了经济发展的三维立体框架，经济结构的演变则存在于技术进步与体制变革的交互作用之中。［15］技术进步视角下的总量增长与结构分化处在协同演化之中。首先，技术进步在部门间的应用路径是由中心部门向外围扩散、由少数行业向其他行业扩散，由此产生部门间劳动生产率差异分布，导致部门非均衡增长；其次，不同国家技术进步的水平差异，造成国家间经济增长率分化，从而导致国际贸易中各国比较优势的变动，引发国内生产结构的改变；技术进步对经济的巨大推动作用，极大地改变社会发展面貌和人均收入水平，人们的消费需求也随着收入水平的提高，逐渐从“必需品”转移到“高档品”和“奢侈品”，需求结构的转变也必然直接带动生产结构的转变。

综上，技术进步视域下经济部门间的非均衡增长是结构分化的直接动因。在此基础上，构建中国总体经济增长速度的部门离散系数，作为中国经济结构变迁系数，从而将经济增长与结构演变有机联系起来，直观反映中国经济增长与结构演变过程。参考郑超愚［16］，中国经济结构变迁系数构建过程如下：

假设中国国内生产总值Y按速度g经历时间△T从Y0增长至Y1：

而经济部门i国内生产总值Yi按速度gi经历时间△T从增长至

从配第—克拉克定理到钱纳里的“标准结构”，都表明在不同的经济发展水平下都有相对应的经济结构。因此，这里假设国民经济部门结构由同期经济总量决定。对应于初始国内生产总值Y0，初始国民经济部门结构对应于目标国内生产总值Y1，目标国民经济部门结构其中：

联立以上四式，可得：

经济结构变迁的基础是国民经济部门的非均衡增长，其经济学层面的具体含义是国民经济各部门总收入增速对国内生产总值增长速度的偏离。建立度量各部门国民收入增速gi对国内生产总值增速g的偏离程度的离散系数X，作为经济结构变迁系数，以衡量国民经济部门结构变迁：

联立（5）式和（6）式，得：

进而：

这表明总量增长速度和经济结构变迁系数存在正相关关系，理论上证实中国经济增长与经济结构变迁正向替换关系：当经济扩张开始时，经济结构变迁加快；当经济转入收缩阶段时，经济经济结构变迁也开始变缓。

假定总量增长速度与经济结构变迁系数存在稳定正比例关系，则有：

考虑到1978年以来中国经济发展实际是向市场化、国际化、工业化以及城市化过渡的四重协同转型过程，具有显著阶段特征。因此，假定总量增长速度与经济结构变迁之间的比例系数具有时变特征，可得：

k(t)为非负时变函数，为确定经济增长与经济结构变迁之间的相关关系是稳定正比例的关系还是具有时变特征，下文将分别建立非时变线性方程和具有时变参数的状态空间方程进行研究。

四、计量模型、方法和数据

（一）计量模型构建和方法说明

本文旨在从静态和动态两个视角考查经济增长与经济结构变迁之间替换关系的数量特征。文章选取1978—2016年的时间序列数据分别建立非时变参数线性模型和时变参数的状态空间模型来研究这一问题。

从静态视角构建非时变参数线性模型如下：

其中，gt表示经济增长，Xt表示经济结构变迁，μt为随机扰动项。对该基本静态线性模型，可以直接通过最小二乘估计（OLS）方法求解出参数β的最小无偏估计量。

如果考虑到表征经济增长gt与经济结构变迁Xt数量关系的系数β具有时变特征，即方程（12）结构有发生突变的可能，这时有必要借助邹检验④（Chow test）发现方程（12）的结构突变时点，作为证实系数β具有时变特征的依据。一旦证实方程（12）存在结构突变点，这里有必要采用时变参数的状态空间模型来定量研究经济增长与经济结构变迁之间的时变关系特征，模型构建如下：

式（13）被称作量测方程，与方程（12）不同，这里βt是时变参数，反映了gt和Xt的时变关系。为描述出βt的时变轨迹，假定βt是符合一阶马尔科夫（Markov）过程：

假定ξt和γt无关，式（14）被称作状态方程。上述线性方程显然是无法通过传统的OLS估计方法求解，需设定初始状态量条件E（β0）=α，借助于卡尔曼（Kalman）滤波算法进行求解。卡尔曼滤波算法是在量测方程和状态方程扰动项ξt和γt、初始状态量β0都符合正态分布的基础上，通过已知信息量gt和Xt，对状态量βt进行递推式逐期最优估计，并且在求解过程中根据已知信息的逐步获得，进行连续修正。

（二）变量与数据说明

对于经济增长变量，本文选取中国1979—2016年实际GDP增长率作为衡量指标，年度实际GDP数据通过GDP平减指数化为1978年不变价格。数据来源于中华人民共和国国家统计局年度数据库（http://www.stats.gov.cn/）。

对于经济结构变迁变量，本文选取上文构建的经济结构变迁系数X作为衡量指标。其中，经济部门i表示农林牧渔业、工业、建筑业、批发和零售业、交通运输、仓储和邮政业、住宿和餐饮业、金融业、房地产业以及其他行业九个部门，九个部门1978—2016年增加值数据均来源于国家统计局年度数据库，均经过对应分行业GDP平减指数化为1978年不变价格。

值得注意的是，现有主要直接衡量经济结构变迁的指标有传统产业结构变动值指标、Moore结构变化值、产业结构熵数以及产业结构超前系数等。鉴于在最近四十年经济高速发展进程中，随着市场化的不断推进，经济结构优化升级快速推进，中国经济结构的变迁表现为产业结构高级化与产业结构合理化的协同推进。因此，近年来学者多从产业结构高级化与产业结构合理化两个维度来衡量经济结构变迁。为说明本文所构建的经济变迁系数的合意性，这里对产业结构高级化指标、产业结构合理化指标以及笔者所构建的经济结构变迁系数进行对比分析⑤。

如图3，以SD、SA、SH以及X为指标描绘了1978—2016年中国经济结构变迁情况。总体来看，本文构建的产业变迁系数X和经济增长的变动情况较为一致，符合本文“总量增长速度和经济结构变迁系数存在正相关关系”的假定。从表1来看，在三个时间段内，经济变迁系数X和实际经济增长率g相关性最高，且是正向相关关系。因此，从本文所要考察的经济增长与经济结构变迁之间相关关系的层面考虑，经济变迁系数X是更合意的经济结构变迁指标。进一步，从各指标内涵来看，SD是反映产业结构合理化的常用指标，表示经济部门发展过程中对均衡状态的偏离；SA和SH都是产业结构高级化的表征指标，前者是以第三产业与第二产业的产值之比计算得出，反映的是经济发展过程中“经济服务化”的倾向和水平。后者则是在部门份额比例变化的基础上，引入劳动生产率要素，将产业结构高级演进过程从部门份额和劳动生产率两个维度上进行衡量，避免产业结构的“虚高度”。产业结构高级化和合理化是产业结构演进趋势的客观要求，二者构成了产业结构调整与优化的基本目标。但仅仅从产业结构高级化与合理化两个方面考虑经济结构变迁是不客观、不全面的，因此将SD、SA、SH单一或组合使用也是无法准确做到量化中国经济结构变迁的。而本文所构建的经济结构变迁系数X是在部门非均衡增长直接导致经济结构变迁的基础上直接构造，较为全面的描绘了中国经济结构变迁过程。综上，经济结构变迁系数X是较为合意的指标。

图3 1978—2016年中国经济结构变迁

表1 中国经济增长速度与经济结构变迁相关系数

五、实证分析

（一）中国经济增长与经济结构变迁存在协整关系

在运用相关计量模型对经济增长与经济结构变迁替代关系进行定量研究之前，必须要保证时间序列g和X是平稳的或者二者存在长期稳定的均衡关系。首先分别对时间序列g和X采用ADF检验（Augmented Dickey-Fuller test），通过观察其是否存在单位根（Unit Root），来判断其平稳性。表2所示，时间序列g和X均存在单位根，但其一阶差分序列拒绝了存在单位根的假设，故二者均属于一阶单整I（1）序列。进而，有必要采用“E-G两步法”对序列g和X线性组合的序列的平稳性进行考察。依上文式（12）构建关于序列g和X的线性方程并进行估算（结果见表3），然后运用ADF检验回归方程残差项的μt平稳性，如表2，序列μt在1%显著性水平上拒绝存在单位根的假设，这表明经济增长g与经济结构变迁x之间存在长期稳定的协整关系。

表2 变量的平稳性检验

表3 中国经济增长与结构变迁非时变参数方程估计结果

（二）中国经济增长与结构变迁相关关系具有突变特征

在中国经济增长与经济结构变迁存在协整关系的基础上，本文依照上文式（12）建立关于经济增长和结构变迁系数的线性非时变方程，并采用OLS估计方法对方程参数进行估计，如表3所示：1979—2016年，经济增长和结构变迁系数的弹性系数为0.4369，即经济结构变迁系数每增加1个百分点，经济增长上升0.4369个百分点；或者说经济增长每提高1个百分点，经济结构变迁系数增加2.2889个百分点。从当前结果来看，经济增长与结构变迁存在明显的相关关系。但考虑到改革开放以来，中国经济发展实际是向市场化、国际化、工业化以及城市化过渡的四重协同转型过程。其间，中国体制机制变革、经济结构转化以及科技进步都具有鲜明的阶段特征，因此考虑表征经济增长与结构变迁关联特征的方程存在结构突变可能。利用Chow分割点检验，将方程结构突变点设置为1992年⑥。如表3，Chow检验值为6.8637，在5%的显著性水平上拒绝方程在1992年前后无结构突变的假设。此外，比较1979—1992年和1993—2016年两个时间区间的回归方程估计结果发现，1993—2016年的回归结果更加“理想”：参数显著性、拟合优度R2、F统计量、对数似然函数值LogL更加合意，经济增长与结构变迁的线性关系更显著，这也在一定程度上说明，随着时间推移，中国经济增长与结构变迁的相关关系出现时变特征。综上，中国经济增长与经济结构变迁存在明显的正向相关特征，但是这种数量关系是不稳定的，具有某种时变特征。

（三）中国经济增长与经济结构变迁的时变关系特征

上文已证实中国经济增长与经济结构变迁之间存在的相关关系具有时变特征，本文进一步采用时变参数的状态空间方程来考察这种时变特征，结果如式（15）（小括号内为t值）。

时变参数βt表征中国经济增长与结构变迁之间弹性系数的变动趋势，结果如图4，以1997年为界，将样本分为两个时间区间。在这两个时间区间内，βt呈现出不同的时变特征：1979—1997年间，βt波动幅度为0.55，而1998—2016年间波动幅度显著降至0.08，这意味着中国经济增长与结构变迁之间的弹性系数随着时间推移出现波动缓和化趋势；1979—1997年间，βt的平均值为0.20，即经济结构变迁系数平均每增加1个百分点，经济增长速度相应增加0.2个百分点，而1998—2016年间βt的平均值显著升至0.42，这表明中国经济增长与结构变迁之间的正向相关特征随着时间推移呈现出明显增强趋势。

图4 中国经济增长与经济结构变迁时变关系特征

综上，1979—2016年间，随着中国经济发展进程的不断推进，中国经济增长与经济结构变迁之间的相关关系出现了波动缓和化和弹性增强两个方面的变化。中国社会主义市场经济体制的建立与不断完善或许是产生这种变化的关键因素。1992年党的十四大正式提出建立社会主义市场经济体制的目标，1997年十五大指出，当前财政、价格、金融、住房等体制改革得到大步推进，政府宏观调控体系的框架已经初步建立，市场在资源配置中的基础性作用显著提高。1997年以后，中国经济体制由计划经济体制主导转向市场经济主导，作为外部冲击的政府宏观调控体系不断发展和完善，同时市场取代政府在资源配置中的基础性地位。价格机制、竞争机制、产权制度、要素市场的建立与完善，为经济发展注入强大生机与活力，是维持经济增长与结构变迁高位平稳化的基础性条件。1979—1997年，中国经济增长与经济结构都处在较大波动之中，其相关关系也出现高波动性，可称之为二者相关关系的成长期；1998—2016年，中国经济增长与经济结构都出现波动缓和化趋势，其相关关系也处于高弹性、低波动状态，可称之为二者相关关系的成熟期。

六、结论及政策启示

1978年以来，经济高增长和经济结构高变动作为中国经济发展过程中的两大基本特征，二者相伴相生，深刻改变了中国经济社会面貌。每轮经济周期，中国经济总量的扩张与收缩均伴随经济结构演化的加速与放缓。联想到菲利普斯曲线中的经济增长率和通货膨胀率之间的替换关系，构建经济总量增长速度的部门离散系数，作为经济结构变迁系数，将中国经济增长与结构变迁有机联系起来，并通过理论模型推导出中国经济增长与结构变迁之间存在正向关系的命题。分别建立非时变线性方程和时变参数的状态空间方程分析经济增长与结构变迁相关关系的静态和时变特征。本文主要结论有：第一，1979—2016年，中国经济增长与经济结构变迁总体呈现出显著的正向关系；第二，中国经济增长与结构变迁之间相关关系具有显著时变特征，1979—1996年，中国经济增长与经济结构都处在较大波动之中，其相关关系处于高波动的成长期。1998—2016年，中国经济增长与经济结构均表现出波动缓和化趋势，其相关关系也处于高弹性、低波动的成熟期。

结合本文研究结论，提出如下建议：

第一，经济持续下行背景下，经济结构调整政策应更加“有为”。中国经济增长与经济结构调整之间的正向关系已进入高弹性、低波动的成熟期。经济新常态下，经济总量增速放缓，经济结构变迁进程也随之放缓，部门经济增长趋于平衡化。在实施产业结构调整政策时，若以结构调整带来的潜在收益（经济部门增速趋同）来平衡经济总量增速下滑的现实成本，势必影响产业高级演进过程。完全依靠市场的力量实现出清以摆脱经济低迷状态是不现实的，即便市场出清后，失业率攀升、产出偏离长期均衡也会成为大概率事件，并不会出现理想市场条件下的结构优化。因此，更加“有为”的经济结构调整政策是克服经济发展、结构转型过程中出现的市场失灵和体制机制缺陷的“良药”，有利于经济的平稳健康发展和经济结构的高级演进。

第二，努力恢复经济增长的乐观态势，为结构调整创造必要条件。中国经济结构调整是在经济总量持续快速增长背景下完成的，经济总量的高位平稳化增长为结构调整创造了较大的弹性空间和基础条件。经济结构渐进有序调整不可能在经济萧条或过热的极端条件下进行。当前中国经济处于持续下行区间，海外市场萎缩明显、国内市场需求不足无法为结构调整创造良好的条件，加之相应价格信号失衡无法为结构调整指示合理的方向。因此，政府应当实施更加积极的财政政策和货币政策，努力恢复中国经济增长的乐观态势，推动经济结构的高级演化进程。

第三，健全技术创新机制，推动经济增长与结构调整。中国经济增长经历了粗放式向集约式的转变，伴随着中国经济结构向现代经济结构的不断深化。这其中最重要的动力之一就是科技创新，在技术进步力量的推动下，经济总量增长与结构分化处在协同演化之中。在世界现代经济发展进程和中国特色社会主义经济的实践中，科技创新的巨大推动力量成为社会共识并得到高度重视。为实现经济持续高位平稳发展、经济结构高级化进程快速推进，仍需完善创新人才评价体制，提升国家创新体系整体效能；健全现行科技创新法律法规体系，形成规范且操作性强的法规体系；加强国家层面重大科技攻关计划，寻求关键核心技术的更大突破。

注释：

①经济变迁系数是本文在中国经济部门非均衡增长直接导致经济结构变迁的前提下，构建的经济总量增长速度的部门离散系数，用来衡量经济结构变迁程度，在文章第三部分会详细介绍构建过程。

②两个目标不可兼得，呈现置换关系(trade off)。

③三类生产性行业：采矿业、建筑业、制造业；六类服务业：狭义服务业、政府部门、公共事业部门、批发业、零售业、金融保险及房地产业。

④邹检验：通过选定一个时间点，将样本分为两个子样本区间，利用OLS估计方法对总体样本和两个子样本进行回归，得出总体样本残差和子样本残差。通过构建F统计量比较总体样本残差与子样本残差，判断在时间点上方程是否发生结构性变化。如果F统计量超过临界值，则认为该方程在选定的时间点上发生结构突变，此时，该时间点被称作间断点。

⑤这里选用产业结构偏离度（SD）作为产业结构合理化衡量指标，具体构建过程详见干春晖等［9］；分别选用第三产业产值与第二产业产值之比（SA）、产业结构高度（SH）作为产业结构高级化衡量指标，具体构建过程详见干春晖等、刘伟等［7］［8］。

⑥参考郑超愚观点，1978—1991年是中国计划经济主导期，1992年以后是中国市场经济主导期，经济增长与结构变迁的相关性会在两个时期表现出不同的特征［18］。本文表1也显示，在1992年以后，经济增长与结构变迁的相关性比1992年以前显著提高，故本文将方程结构的突变点选为1992年。