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摘要：为了研究产业转移、产业结构演进，以及经济增长三者间的关系，通过新古典经济增长模型，同时参考西部地区对应数据，构建出计量模型。经过分析，得出通过资本效应和技术效应的综合作用，国际产业转移促进我国西部地区的经济增长，随着人均生产总值的增加，产业结构一定程度上朝优化方向发展。
关键词：
产业转移；产业结构；经济增长；西部地区
中图分类号：F2
文献标识码：A
文章编号：16723198（2013）17000602
1引言
现有的研究中，学者们注意到了产业转移、产业结构转换、经济增长间的两两关系（李斌等，2011；张琴，2010；王佳妮等，2011；杜江等，2010；陈涛、郭谚方，2010；刘伟、李绍荣，2002），而弄清楚三者间的逻辑关系，对制定经济政策是有利的，这成为本文需要解决的问题。同时为实现东中西部地区的经济协调发展，我国一些学者认为西部地区承接国际产业转移是一条重要的途径。因此本文将中国西部地区作为研究对象具有现实意义。
本文认为国际产业转移能够影响承接地经济增长，而随着国民收入的增加，当地产业结构会随之发生变化。本文接下来的工作是根据这一逻辑思路，建立计量模型，进一步说明三者之间的关系。
2实证模型的设定
2.1国际产业转移与经济增长
经济的增长分为两个不同来源：生产要素的增加和技术的进步。这里本文假定生产要素包括资本、劳动和外商直接投资，同时假定技术进步是增加外商直接投资型的。生产函数给出了投入与产出间的数量关系，设经济的生产函数为：
Y=F（K，L，AFDI）
（1）
式中，Y、K、L、FDI顺次为总产出、投入的资本量、投入的劳动量、外商直接投资；A代表由外商直接投资引起的技术进步，是一个常量。在宏观经济学中，经济增长通常被定义为产量的增加，一般以人均GDP的增长率来衡量（安虎森等，2008），将（1）式两边同时除以L，得到以人均产出形式表示的生产函数：
（5）式将外商直接投资产生的效应分解为资本效应（β12）和技术效应（A），下面的计量分析中，本文将这两种效应合并，因此可利用以下计量模型计量产业转移对经济增长的贡献：
各变量含义如下：y（元/人）为人均地区生产总值，k（元/人）为人均固定资产投资额，fdi（元/人）人均实际外商直接投资额，β0，β1，β2为相应的弹性系数，ε为随机扰动项。
2.2经济增长与产业结构演进
产业结构指一国（或地区）经济中各类产业的构成和产业间质的内在联系及量的比例关系（李斌等，2011），但一般使用各类产业产值占GDP的比重变化描述产业结构的调整（刘伟、李绍荣，2002；范剑勇，2008），本文依然采取这样的处理方式。为了进一步研究经济增长对产业结构演进的影响，本文建立以下半对数回归模型：
3数据来源及说明
本文最终研究的西部区域只包括11个省或直辖市，而未将西藏自治区纳入分析范畴的主要原因是其缺乏实际外商直接投资等数据，同时本文分析的时间跨度为1999年至2008年。其中，各省地区生产总值（亿元）、三次产业产值（亿元）、人口总数（万人）、固定资产投资（亿元）来源于《中国统计年鉴》（2000-2009年）；各省实际外商直接投资（亿美元）来源于各省各年的统计年鉴。
西部人均地区生产总值根据各省GDP之和除以各省人口总量，人均固定资产投资根据各省固定资产投资总量除以各省人口总量，人均实际外商直接投资是根据先将美元按照1999-2008年间的平均汇率转换为人民币，再根据上述方法进行计算。
4实证分析结果
4.1国际产业转移与经济增长
依据所搜集的数据，运用Eviews5.0软件对方程（6）进行最小二乘法回归得到以下的计量经济模型：
其中括号内是相应系数估计值的t统计量值。
在方程（7）中t检验通过，并且相应的概率值Prob.<0.005，因此，至少在99.5%的置信水平下，可以认为常数项、ln（k）及ln（fdi）系数的估计值都显著地不为零；调整判决系数2=0.998845，这说明回归方程的拟合效果非常好；D-W统计量为1.593514，说明回归方程的残差项不存在一阶序列相关，因此方程的参数估计在统计意义上是可置信的。回归方程表明：西部地区人均固定资产投资每增加1%，人均GDP将随之增加约0.5574%；人均实际外商直接投资每增加1%，人均GDP增加约0.1561%。事实上，人均实际外商直接投资额明显低于人均固定资产投资，如2008年人均固定资产投资额为10132.47元，人均实际外商直接投资额仅为272.34元，那么人均FDI为何能带来如此明显的经济增长？一个合理的解释便是外商直接投资不仅弥补了西部地区资源短缺的状况，也在资本转移的过程输出较先进的生产技术和管理技术。
4.2经济增长与产业结构演进
依据所搜集的数据，运用Eviews5.0软件对方程（7）进行最小二乘法回归，详细的回归结果如表1、2、3所示。
由上述的回归结果可知，西部人均GDP每增加1%将会导致第一产业在GDP中的比重下降0.303%，第二产业比重上升0.111%。同时，我们应该注意到表3所显示的信息，人均GDP的增加并未带来第三产业比重的明显上升，因为第三产业的回归方程没有通过T检验，不能拒绝原假设，即ln（gdp）的系数显著地为零。但总体上可以认为随着西部经济增长，产业结构得到了一定程度的调整。
5结语
通过以上两个实证模型，我们确实可以得到这样的逻辑关系：国际产业转移通过资本效应和技术效应的综合作用促进我国西部地区的经济增长，随着人均生产总值的增加，第一产业比重逐渐下降，第二产业逐渐上升，产业结构一定程度上朝优化方向发展。然而，西部地区经济增长没有推动第三产业发展，这可能主要是西部地区制度不健全、产业承接环境较差、外商直接投资质量不高等原因引起的，其具体解释说明有待进一步研究。
我国西部地区拥有丰富的自然资源、矿产资源，而其资本、技术、知识等要素相对缺乏，国际产业转移为西部地区提供了巨大的资金支持，极大地加快了西部地区的工业化、城市化、产业化进程。同时，西部需要警惕产业结构失衡的问题：移入西部地区的产业主要集中于第二产业，其内又高度集中于制造业，带来的只是产品结构的调整，加剧了产业结构的同构化和过度竞争。因此，西部地区应该结合自身的优势要素，提高外资利用质量，这样才能实现良好的经济发展。
参考文献
[1]李斌，陈超凡，万大艳.湖南省承接产业转移与产业结构优化的理论及实证研究[J].中南大学学报（社会科学版），2011，（2）.
[2]张琴.国际产业转移与产业结构优化研究：基于浙江省的实证分析[J].国际贸易问题，2010，（2）.
[3]王佳妮，郁维，钱书法.FDI、进口与中国经济增长：两种技术溢出渠道的实证比较[J].山东经济，2011，（1）.
[4]杜江，郝凯，王亚.FDI对我国区域经济增长贡献及其差异研究[J].山西大学学报（哲学社会科学版），2010，（4）.
[5]陈涛，郭谚方.商丘市产业结构演进与经济增长的实证分析——基于份额转移分析法[J].商丘职业技术学院学报，2010，（6）.
[6]刘伟，李绍荣.产业结构与经济增长[J].中国工业经济，2002，（5）.
[7]安虎森等.新区域经济学[M].沈阳：东北财经大学出版社，2008.
[8]范剑勇.产业结构失衡、空间聚集与中国地区差距变化[J].上海财经研究，2008，（2）.
关键词：
产业转移；产业结构；经济增长；西部地区
中图分类号：F2
文献标识码：A
文章编号：16723198（2013）17000602
1引言
现有的研究中，学者们注意到了产业转移、产业结构转换、经济增长间的两两关系（李斌等，2011；张琴，2010；王佳妮等，2011；杜江等，2010；陈涛、郭谚方，2010；刘伟、李绍荣，2002），而弄清楚三者间的逻辑关系，对制定经济政策是有利的，这成为本文需要解决的问题。同时为实现东中西部地区的经济协调发展，我国一些学者认为西部地区承接国际产业转移是一条重要的途径。因此本文将中国西部地区作为研究对象具有现实意义。
本文认为国际产业转移能够影响承接地经济增长，而随着国民收入的增加，当地产业结构会随之发生变化。本文接下来的工作是根据这一逻辑思路，建立计量模型，进一步说明三者之间的关系。
2实证模型的设定
2.1国际产业转移与经济增长
经济的增长分为两个不同来源：生产要素的增加和技术的进步。这里本文假定生产要素包括资本、劳动和外商直接投资，同时假定技术进步是增加外商直接投资型的。生产函数给出了投入与产出间的数量关系，设经济的生产函数为：
Y=F（K，L，AFDI）
（1）
式中，Y、K、L、FDI顺次为总产出、投入的资本量、投入的劳动量、外商直接投资；A代表由外商直接投资引起的技术进步，是一个常量。在宏观经济学中，经济增长通常被定义为产量的增加，一般以人均GDP的增长率来衡量（安虎森等，2008），将（1）式两边同时除以L，得到以人均产出形式表示的生产函数：
（5）式将外商直接投资产生的效应分解为资本效应（β12）和技术效应（A），下面的计量分析中，本文将这两种效应合并，因此可利用以下计量模型计量产业转移对经济增长的贡献：
各变量含义如下：y（元/人）为人均地区生产总值，k（元/人）为人均固定资产投资额，fdi（元/人）人均实际外商直接投资额，β0，β1，β2为相应的弹性系数，ε为随机扰动项。
2.2经济增长与产业结构演进
产业结构指一国（或地区）经济中各类产业的构成和产业间质的内在联系及量的比例关系（李斌等，2011），但一般使用各类产业产值占GDP的比重变化描述产业结构的调整（刘伟、李绍荣，2002；范剑勇，2008），本文依然采取这样的处理方式。为了进一步研究经济增长对产业结构演进的影响，本文建立以下半对数回归模型：
3数据来源及说明
本文最终研究的西部区域只包括11个省或直辖市，而未将西藏自治区纳入分析范畴的主要原因是其缺乏实际外商直接投资等数据，同时本文分析的时间跨度为1999年至2008年。其中，各省地区生产总值（亿元）、三次产业产值（亿元）、人口总数（万人）、固定资产投资（亿元）来源于《中国统计年鉴》（2000-2009年）；各省实际外商直接投资（亿美元）来源于各省各年的统计年鉴。
西部人均地区生产总值根据各省GDP之和除以各省人口总量，人均固定资产投资根据各省固定资产投资总量除以各省人口总量，人均实际外商直接投资是根据先将美元按照1999-2008年间的平均汇率转换为人民币，再根据上述方法进行计算。
4实证分析结果
4.1国际产业转移与经济增长
依据所搜集的数据，运用Eviews5.0软件对方程（6）进行最小二乘法回归得到以下的计量经济模型：
其中括号内是相应系数估计值的t统计量值。
在方程（7）中t检验通过，并且相应的概率值Prob.<0.005，因此，至少在99.5%的置信水平下，可以认为常数项、ln（k）及ln（fdi）系数的估计值都显著地不为零；调整判决系数2=0.998845，这说明回归方程的拟合效果非常好；D-W统计量为1.593514，说明回归方程的残差项不存在一阶序列相关，因此方程的参数估计在统计意义上是可置信的。回归方程表明：西部地区人均固定资产投资每增加1%，人均GDP将随之增加约0.5574%；人均实际外商直接投资每增加1%，人均GDP增加约0.1561%。事实上，人均实际外商直接投资额明显低于人均固定资产投资，如2008年人均固定资产投资额为10132.47元，人均实际外商直接投资额仅为272.34元，那么人均FDI为何能带来如此明显的经济增长？一个合理的解释便是外商直接投资不仅弥补了西部地区资源短缺的状况，也在资本转移的过程输出较先进的生产技术和管理技术。
4.2经济增长与产业结构演进
依据所搜集的数据，运用Eviews5.0软件对方程（7）进行最小二乘法回归，详细的回归结果如表1、2、3所示。
由上述的回归结果可知，西部人均GDP每增加1%将会导致第一产业在GDP中的比重下降0.303%，第二产业比重上升0.111%。同时，我们应该注意到表3所显示的信息，人均GDP的增加并未带来第三产业比重的明显上升，因为第三产业的回归方程没有通过T检验，不能拒绝原假设，即ln（gdp）的系数显著地为零。但总体上可以认为随着西部经济增长，产业结构得到了一定程度的调整。
5结语
通过以上两个实证模型，我们确实可以得到这样的逻辑关系：国际产业转移通过资本效应和技术效应的综合作用促进我国西部地区的经济增长，随着人均生产总值的增加，第一产业比重逐渐下降，第二产业逐渐上升，产业结构一定程度上朝优化方向发展。然而，西部地区经济增长没有推动第三产业发展，这可能主要是西部地区制度不健全、产业承接环境较差、外商直接投资质量不高等原因引起的，其具体解释说明有待进一步研究。
我国西部地区拥有丰富的自然资源、矿产资源，而其资本、技术、知识等要素相对缺乏，国际产业转移为西部地区提供了巨大的资金支持，极大地加快了西部地区的工业化、城市化、产业化进程。同时，西部需要警惕产业结构失衡的问题：移入西部地区的产业主要集中于第二产业，其内又高度集中于制造业，带来的只是产品结构的调整，加剧了产业结构的同构化和过度竞争。因此，西部地区应该结合自身的优势要素，提高外资利用质量，这样才能实现良好的经济发展。
参考文献
[1]李斌，陈超凡，万大艳.湖南省承接产业转移与产业结构优化的理论及实证研究[J].中南大学学报（社会科学版），2011，（2）.
[2]张琴.国际产业转移与产业结构优化研究：基于浙江省的实证分析[J].国际贸易问题，2010，（2）.
[3]王佳妮，郁维，钱书法.FDI、进口与中国经济增长：两种技术溢出渠道的实证比较[J].山东经济，2011，（1）.
[4]杜江，郝凯，王亚.FDI对我国区域经济增长贡献及其差异研究[J].山西大学学报（哲学社会科学版），2010，（4）.
[5]陈涛，郭谚方.商丘市产业结构演进与经济增长的实证分析——基于份额转移分析法[J].商丘职业技术学院学报，2010，（6）.
[6]刘伟，李绍荣.产业结构与经济增长[J].中国工业经济，2002，（5）.
[7]安虎森等.新区域经济学[M].沈阳：东北财经大学出版社，2008.
[8]范剑勇.产业结构失衡、空间聚集与中国地区差距变化[J].上海财经研究，2008，（2）.