改革以来我国工业结构变动特征的实证研究，本文主要内容关键词为：变动论文,特征论文,结构论文,实证研究论文,我国论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
本文主要就改革以来我国工业结构变动特征作以分析和判断。
一、结构变动的超前性有所遏制，但问题仍很严重
80年代初，世界银行通过比较研究得出结论：中国虽然属于低收入大国，但其工业（制造业）在国内生产总值中所占的比重却异常的高，与中等收入大国的比重相似，甚至还要略高于它们。这种生产结构在发展中国家也是罕见的。我国工业发展的超前性具体表现在三个层次上：一是工业超前其它产业；二是重工业超前于轻工业，重工业内部表现为加工工业超前于原材料、能源工业；三是工业产值比重超前于其就业比重。
自70年代末以来，我们针对我国产业结构中存在的这些问题，对其进行不断地调整和变革，有些调整措施和政策的作用是较为明显的，如70年代末80年代初大力加强轻工业发展的政策，就在很大程度上促进了轻工业的迅速发展，短短几年就使轻重工业之间的不合理的比例关系得到了较为明显的改善。然而，总体上看，改革开放以来，我国结构变动的超前性虽然得到遏制，结构超前性问题得到一定程度的解决，但改观并不明显。
首先，考察工业与其他产业之间的对比关系。我国自1978年到1994年第一、二、三产业的产值结构、就业结构与库兹涅茨的标准结构的对比如表1、表2所示：
表1 我国三大产业产值结构变动与库兹涅茨结构的比较%
库兹涅茨标准[①] 中国[②]
人均收入（美元） 360540864 1978年 1994年
产Ⅰ 22.5 17.4 11.8 28.1 21.0
Ⅱ（工业） 35.2 39.5 52.3 48.2 47.3
业Ⅲ 42.3 43.1 35.3 23.7 31.8
资料：[①]库兹涅茨著：《各国经济增长》商务印书馆第111页。
[②]国家统计局编：《中国统计年鉴1995年》中国统计出版社第26页。
表2 我国三大产业产值结构变动与库兹涅茨结构的比较%
库兹涅茨标准[①]中国[②]
人均收入（美元） 300 500
1000 1978年1994年
产Ⅰ 46.131.4 17.0 70.5
54.3
Ⅱ（工业） 26.836.0 45.6 17.4
22.7
业Ⅲ 27.132.6 37.4 12.1
23.0
资料：[①]库兹涅茨著：《各国经济增长》商务印书馆第210页。
[②]国家统计局编：《中国统计年鉴1995年》中国统计出版社第83页。
从表1和表2的对比中可以看出，三大产业中，第二产业（即工业）超前发展、第三产业严重落后的状况有所改观。第三产业在整个国民经济中的比重有所回升，产值由1978年的23.7%上升到1994年的31.8%，上升了8个百分点；就业比例回升的幅度更大一些，即由1978年的12.1%上升到1994年的23.0%，上升了近11个百分点。第三产业比重近年来的较快上升主要得益于我国近几年大力发展第三产业的政策和较为宽松的发展环境，就业比重上升的幅度高于其产值上升幅度，缘于第三产业劳动密集型的特点。
其次，考察工业内部结构状况。这里分两个层次进行分析。首先考察轻重工业结构及其比例关系状况，然后考察工业内部各部门间的比例关系状况。判断轻重工业结构状况最简单的指标是霍夫曼比例（即消费资料工业的净产值／资本资料工业的净产值）。一般来说，一个国家在工业化初期，消费资料工业的比重较大，因而霍夫曼比例值大于1；随着工业化不断深入，资本资料工业比重逐渐上升，最终超过消费资料工业的比重，因而霍夫曼比例值小于1。考虑到我国统计资料的实际情况，我们分别用“轻工业”和“重工业”代替霍夫曼比例计算中的“消费资料工业”和“资本资料工业”。另外，为了消除由于价格体系等的扭曲和失真给霍夫曼比例值带来失真的状况，根据日本经济学家盐野谷实右一的修改意见，用总产值代替净产值。由于这里进行的是总趋势分析，这样做不会影响定性结论。为了反映我国改革开放以来轻重工业的变化情况，我们分别计算了改革开放前、后若干时点的霍夫曼比例值。为了更清楚地反映我国轻重工业的变化情况，我们将表3的数据描绘成下图。
图1 我国改革开放前、后霍夫曼比例变化状况
表3 我国改革开放前、后霍夫曼比例值
年份重工业（亿元） 轻工业（亿元） 霍曼比例值 平均
1952年 124 225 1.81
改 1957年 317 387 1.22
革 1960年 1090547 0.50
开 1962年 434 486 1.12 1.05
放 1965年 679 723 1.07
之 1970年 1141976 0.86
前 1977年 208716380.79
1978年 241118260.76
改 1980年 272424300.89
革 1985年 510646100.90
开 1990年 12111 11813 0.98 0.88
放 1991年 14447 13801 0.86
之 1992年 19578 17497 0.89
后 1993年 29508 23184 0.79
1994年 40705 36204 0.89
根据中国统计局编：《中国工业经济统计年鉴1995年》
中国统计出版社第13页资料计算。
从表3和图1可以清楚地看出：改革开放前，我国轻重工业之间的霍夫曼比例值不仅偏高（平均值为1.05），而且波动性大，这反映了我国传统重工业战略下重视重工业、轻视轻工业以及采取行政指令性强制办法的基本特点，也反映了历年为调整轻、重工业比例关系失调的情况所作的努力。改革开放后，我国轻重工业霍夫曼比例值有所降低（平均值为0.88），且波动减小，但总体上仍偏高。这一方面说明我国传统优先发展重工业的战略正在得到调整，轻重工业之间的关系正在趋于协调，工业增长与发展过程中市场经济力量增强，行政指令性强制成份减弱，另一方面也说明这方面还有调整的必要和余地，霍夫曼比例值偏高说明重工业超前发展的问题还未彻底解决。
在对工业内部轻、重工业比例分析的基础上，再进一步考虑工业内部各部门之间的结构和比例关系。改革开放之前，我国工业总体上看超前于其他产业而发展，工业内部几乎所有的工业部门的结构比例值均高于该发展阶段的“标准”结构比例值。有关这方面的情况如表4所列。改革开放以来，针对我国传统体制下工业内部结构方面存在的问题，我们作了一定程度的调整与改善。轻工业内部的结构比例值逐步向“标准”值趋近，其中纺织、木材、造纸等行业的结构比例值逐渐接近标准值，食品工业的比例值虽然还低于“标准”比例值，但也不断向其趋近。然而，由于产业本身发展的“惯性”以及重工业调整过程的艰难性，因而重工业内部结构比例值改革开放以来变化并不明显，重工业超前发展的状况改观并不明显，1981年我国重工业在国内生产总值中的比重达20.23%，比相当于我国当时发展阶段的“标准值”高出十多个百分点，1994年我国重工业在国内生产总值中的比重仍高达21%，和改革之前的比例值基本相同。由此可见，如何进一步调整重工业内部结构，使其逐步趋近于“标准”结构值，仍然是我们面临的一项艰巨任务。
表4 主要工业部门的国际比较（占国内生产总值的百分比）
钱纳里—塞尔昆模型 中国
300美元 600美元 1200美元 1981年 1994年
轻工业 12.8 15.1
16.6 13.311.5
食品加工 5.75.95.93.7 4.2
纺织等4.85.96.36.6 4.7
木材、造纸等 2.33.34.43.0 2.6
重工业 5.59.313.0 20.23 21.0
化工 1.42.33.26.0 5.3
非金属1.01.51.82.5 2.8
金属 机械1.32.33.44.7 4.3
1.83.24.67.1 8.6
资料：钱纳里—塞尔昆模型及中国1981年的资料来源于世界银行经济分析预测局资料库，钱纳里—塞尔昆大国模型计算结果（未发表）《南朝鲜统计年鉴》（1982年）《联合国1981年国民经济核算年鉴》，转引自《迈向二000年的中国经济》气象出版社第68页。中国1994年数据根据《中国统计年鉴1995》中第20—21页、388页有关资料推算。
二、工业波动性减缓，工业增长与结构协调性增强
工业增长的稳定性及其与结构变动的协调性是工业结构均衡的内在要求，也是提高结构效益的重要保证。如果忽视工业增长与其结构变动的协调变动，采取行政强制的办法，人为地加快一些部门的发展而同时抑制其他部门的发展，这样就会出现工业增长的大起大落以及工业增长与结构变动的非协调现象。我国改革开放之前工业发展的基本特征一是增长的波动性大；二是增长与结构变动的非协调性，它们所导致的直接后果是结构效益低下。
首先，分析我国改革开放之前的工业增长的波动情况。这方面较为理想的计量指标是标志变动度（标准差和标准差系数），其计算公式为：
这里我使用《中国工业经济统计年鉴》1995年第34页资料计算了我国从1953～1977年（即改革开放前）工业增长波动的标准差系数，其结果如下：
σ＝18.86%V[，σ]＝144.30%
从计算结果可以看出，我国1953—1977年工业增长波动的标志值很差（标准差为18.86%；标准差系数为144.30%）。偏高的工业生产增长的实际情况与该发展时期总的平均速度离散程度很大，这也说明我国工业生产增长速度的最大值和最小值之间的极差很大。换句话说，工业增长的稳定性很差。
为了进一步说明引起我国工业增长巨大波动的原因以及工业行业具体波动的程度情况，我们分别计算了轻工业和重工业波动情况的标准差和标准差系数，其结果为：
σ轻＝14.5% V[，σ]轻＝151% σ重＝25.2% V[，σ]重＝139%
从该计算结果可以看出，我国改革开放前的几十年不管是轻工业还是重工业其增长波动都是很大的，也就是说，该时期我国工业增长的巨大波动是由于轻工业增长与重工业增长的波动共同引起的。为了更清楚更直观地说明我国改革开放之前的工业波动的总体情况，我们将该时期每年的工业增长速度绘制成如下图形：
从图2可以清楚地看出，我国改革开放之前工业生产大起大落，增长波动很大。这种大起大落的工业生产增长状况，直接造成工业生产投入的巨大损失和浪费，降低了工业资源配置效率。
其次，考察工业增长与结构变动的协调性问题。合理的工业增长和发展，不仅要求工业增长具有一定的稳定性，而且要求增长与结构变动具有一定的协调关系。也就是说，在谋求工业较高增长速度时，也应促使工业结构较快发生变化。否则，便会出现工业增长与结构变动不协调的问题。为了具体考察我国工业结构变化与工业增长的协调关系，首先需要计算结构变化程度。结构变化程度一般用结构改变指数来度量。结构改变指数计算公式为：
I＝Sum of [a(i[,2])-a(i[,1])]for all a(i[,2])＞a(i[,1])
其中：a(i)＝工业i在工业总产值中的百分比；
1，2＝比较的时期；Sun of＝相加总数；for all＝对所有的。
一般来讲，结构改变指数越大，表明结构变化的程度越大。联合国贸发组织计算了西欧若干国家和美国、日本的结构改变指数以及其产出增长率，其结果如表5所示：
表5 1958～1978年西欧、美国和日本制造业中
结构改变指数（I）与生产增长率（g）单位：%
1958—1960年至 1970—1978年变化
1968—1970年
I g IgIg
西欧 比利时1.076.5 1.02 3.4 －0.05 －3.1
芬兰 1.046.9 0.87 3.1 －0.17 －3.8
法国 0.946.3 1.32 4.4 +0.38 －1.9
联邦德国1.026.3 0.77 2.0 －0.25 －4.3
意大利0.968.3 0.66 2.9 －0.28 －5.4
荷兰 1.366.8 0.79 2.9 －0.57 －3.9
挪威 0.935.3 0.90 1.5 －0.03 －3.8
瑞典 1.126.9 0.68 0.7 －0.44 －6.2
英国 0.773.3 0.73 0.7 －0.04 －2.6
美国0.634.9 0.56 4.3 －0.07 －0.6
日本1.77 13.9 0.95 4.3 －0.82 －9.6
资料来源：《1980年欧洲经济概况》，《工业统计年鉴》1979年第一卷，《一般工业统计》，转引自杨敬年《西方发展经济学概论》第452页。
从表5可以看出，工业（制造业）增长速度与其结构变动之间存在一定关系。工业增长速度越快，结构变化程度越大。一般来讲，工业（制造业）每增长1%，其结构改变指数增长0.17%。对照工业增长速度与结构变化的一般情况，可以发现我国工业增长和结构变动关系之间呈现出较大的特殊性。我国工业增长和结构变动的关系具体计量如表6：
表6 我国工业增长速度与结构变化状况
说明：该表1952—1985年的计算根据《中国工业经济统计资料1986年》有关资料作出；1985—1994年的计算根据《中国工业经济年鉴1995》有关资料作出。这里选取冶金、电力、煤炭、化学、机械、建材、森林、食品、纺织、造纸等11个部门。
从表6可以看出，我国改革开放之前（即1979年之前），我国工业增长速度与结构变动的情况与一般形式存在较大偏差。具体讲：①从1952～1979年，我国工业增长速度和结构变动与一般工业增长速度与结构变动的状况相逆。一般情况下工业产出增长速度总是大于结构变动速度，但在我国却是工业产出增长速度低于结构变动速度。②从这个时期的每个阶段看，我国工业产出增长速度与结构变动呈不规则变化，即增长速度与结构变动之间的关系较为杂乱。③我国结构变化的振荡性较大。从美国、日本和西欧结构演变的历史看，尽管不同时期结构演变的速率不同，但其结构变化的幅度却不是很大，其结构变化指数一般在0.9～2.0之间。与这种发展情形相比，我国结构变化的幅度却非常大，几乎可以说在世界上是独一无二的。我国结构指数变化值从5～16。从世界发达国家的结构变化指数看，一般变化幅度在1个百分点左右。这说明结构变化总的趋势是平稳的，而我国结构变化指数的差别幅度却超过10个百分点。我国结构变化的巨大振荡性源于我国畸形的工业发展战略和非合理的经济体制，也就是说优先发展重工业的战略和高度集中的行政管理体制是我国结构变化巨大振荡性的根源。
然而，改革开放以来，我国曾经存在的工业增长的较大波动性以及速度与结构的非协调问题是否得到了改善？这是我们在制定我国未来工业发展战略和产业政策时必须搞清楚的一个问题。按照上述的分析方法，我们分别计算了1979～1994年整个工业增长波动的标准差与标准差系数以及工业内部轻、重工业增长的标准差系数，其结果如下：
σ整个工业＝6.33% V[，σ]整个工业＝47.24% σ轻工业＝5.89%
V[，σ]轻工业＝39.45% σ重工业＝7.47% V[，σ]重工业＝60.23%
从计算结果可以看出，我国工业增长波动的标志值（标准差为6.33%，标准差系数为47.24%）比改革开放之前大幅度降低，轻、重工业各自增长波动的标志值也呈大致相同的变化。工业增长波动的标志值降低说明改革开放之后我国各年工业生产增长的实际情况与该发展时期总的平均速度离散程度缩小，也说明我国工业生产增长的最大值与最小值之间的极差缩小，换句话说，工业增长的稳定性增强。
另外，观察我国工业增长与结构的协调变化问题。从表6中1979—1994年期间工业增长速度与结构改变指数的协调关系看，它们较改革开放前作了较大的改观。具体表现在：首先我国工业增长速度与结构变化的状况与一般型式下工业增长与结构变动状况的变化规则趋近（即工业产出增长速度高，结构变化指数也高）；其次，我国工业产出增长速度与工业结构之间的变化由不规则向规则的方向发展；再次，我国结构变化的振荡性降低。我国工业增长之所以波动性降低，稳定性增强以及工业增长与结构变化的协调性增强，根本原因在于改革开放以来，我国对传统工业发展战略作了较为彻底的调整，对过去高度集中的行政管理体制作了较为深刻的改革，注意市场调节对工业生产及其经营的促进问题，因而工业增长与结构变动的客观性增强，人为的行政干预的主观臆断性降低。
三、工业地区结构雷同化的问题仍很严重
在过分强调地区均衡发展的战略思想和方针指导下，我国工业长期发展过程中一个突出问题是地区工业集中水平较低，地区之间工业专业化协作程度不高，地区工业结构雷同化问题较为严重。然而，改革开放以来，随着我国新的工业政策和结构政策的制定和实施，我国工业地区结构中存在的问题是否有所改观。为清楚说明这个问题，我们有必要将改革开放以来我国工业地区构成情况与我国改革开放之前这方面的情况加以对比分析。我国历年工业地区构成情况如表7所示。
表7 全国工业总产值地区构成
地区1952年 1965年1978年 1992年 1994年
全国总计100 100100 100 100
北京2.4 4.34.6 2.9 2.7
天津 10.0 5.03.8 2.7 2.4
河北3.44.7 4.7 4.8
山西1.7 2.92.4 2.0 1.9
内蒙古 0.5 1.40.8 0.9 0.8
辽宁 13.012.39.4 6.3 6.0
吉林3.1 3.32.8 2.1 1.7
黑龙江 5.5 5.44.9 3.0 2.4
上海 19.318.1 12.9 6.6 5.5
江苏8.1 6.28.012.612.8
浙江3.3 2.83.0 6.7 7.6
安徽1.5 2.02.5 2.7 2.9
福建1.2 1.21.4 2.5 3.2
江西1.7 1.61.7 1.7 2.0
山东6.2 4.46.7 9.610.7
河南2.6 2.93.7 4.4 4.5
湖北2.8 3.43.8 3.7 3.9
湖南2.4 2.43.3 2.7 2.5
广东4.7 4.54.7 9.5 9.4
广西1.1 0.91.7 1.6 1.8
海南 0.2 0.2
四川4.8 4.75.3 5.0 5.3
贵州0.5 0.71.0 0.8 0.6
云南1.1 1.31.3 1.3 1.2
西藏 0.01 0.007
陕西1.3 2.32.3 1.601.3
甘肃0.6 1.41.9 1.0 0.8
青海0.1 0.20.4 0.2 0.2
宁夏061 0.10.3 0.2 0.2
新疆0.4 0.90.7 0.9 0.8
资料来源：1952、1965、1978年资料取自《中国工业经济统计资料1986》中国统计出版社第232页。1992年资料根据《中国统计年鉴1993年》中国统计出版社第415页资料计算。1994年资料根据《中国统计年鉴1995年》中国统计出版社第378页资料计算。
从表7可直观看出，我国各地区工业结构较为相似。为了更准确地说明我国各地区工业结构的相似性及其变化情况，我借助于表7的数据计算了我国各地区工业集中度的绝对值指标与工业分布的分散度指标。
我国历年集中度的绝对值的动态变化情况是：1952年集中度绝对值为42.3%（上海19.3%，辽宁13.0%，天津10%），极差为19.2%；1965年集中度绝对值为36.6%（上海18.1%，辽宁12.3%，江苏6.2%），极差为18%；1978年集中度绝对值为30.3%（上海12.9%，辽宁9.4%，江苏8.0%），极差为12.6%；1992年集中度绝对值为31.7%（江苏12.6%，山东9.6%，广东9.5%），极差为12.59%。1994年集中绝对值为32.9%（江苏12.8，山东10.7，广东9.4%），极差为12.8%。
我国历年工业布局的分散度系数的动态情况是：1952年为0.0602；1965年为0.075；1978年为0.0976；1992年为0.1040；1994年为0.1031。
从我国工业布局的集中度绝对值指标和分散度指标的变化情况可以看出以下几方面的问题：
⒈我国工业布局的集中度绝对值指标不断在下降以及分散度指标的迅速上升，这一方面说明我国工业布局的均衡化发展过程，另一方面说明我国工业布局的分散程度太大，而同时集中程度不够。这种变化表明：我国改革开放以来，我国长期存在的工业布局的均衡化和分散化的问题非但没有解决，而且某种程度上有所加强。
⒉工业布局中最大比重与最小比重之间的极差越来越小，说明我国各地区工业生产的比重以及各地区工业在全国工业中的地位和作用在不断接近。近年来极差仍在不断缩小的过程则说明我国改革开放以来对地区工业生产比重接近的过程并没有遏制住，反而在一定程度上有所加剧。
⒊没有按地区比较优势规律，形成各地区优势工业群体。我曾经借助于我国1989年工业地区发展资料，计算过我国地区之间工业结构相似系数，其结果为：西部地区与中部地区的部门结构相似系数为0.76，西部地区与东南沿海地区的部门结构系数高达0.94，中部地区与东南沿海地区的部门结构系数为0.73。可见，三个地区的部门结构简直就是东南沿海地区的复制或缩影。
⒋我国在工业均衡布局和分散布局过程中，并未形成新的优势工业群体或区域，不管是改革开放前还是改革开放后均是如此。从我国工业布局的绝对值指标变化动态看，比重居前三位的省份较为集中，一般总是上海、辽宁、江苏、天津、广东、山东。
综上所述可以看出：我国工业布局中的分散化、均衡化以及工业地区结构雷同化的问题是相当严重的。改革开放以来虽然多方呼吁，不断提出要改变这种状况，但由于受目前仍然存在的较为严重的地区封锁、行政分割以及各地区为了实现其既得利益的地方保护主义政策等的影响，使工业地区布局方面存在的严重问题不但没有得到很好的解决，反而在某种程度上有所加剧。