产业结构与政策分析

产业结构与政策分析第1页/共485页1．导论内容摘要本门课程的研究对象学科领域产业结构理论概述第2页/共485页产业经济研究的两个学术传统企业产业部门国民经济分析对象产业间细划分产业内微观经济学（价格理论）产业组织理论产业联系理论产业结构理论经济学基本理论应用经济学垄断价格理论一般均衡理论国民生产总值的结构分析国民收入理论的多部门化宏观经济学（国民收入理论）以古典经济学派为基础产业间粗划分第3页/共485页两个传统——两种价值观以日本（1960s）为代表的：产业经济学是研究工业化过程中，各产业之间结构关系及其变化规律的应用经济学理论。以美国（1950s）为代表的：产业经济学是围绕企业、行业、市场三个层次，以竞争、垄断及规模经济的矛盾关系为中心，研究各种不完全竞争模型的实证与规范涵义。第4页/共485页定义：与市场联系着的无法用标准微观经济学教科书上的竞争模型来分析的经济学领域仅仅研究同一产业内部企业之间的关系，主要关注市场结构、企业行为的关系和相关的公共政策仅仅包括产业组织学产业结构、产业关联、产业布局等内容分别归属产业联系（industrialrelations）、投入产出和区域经济学具有深厚的理论基础；范围狭窄，不能解释某些中国经济现象1、西方产业经济学的研究对象：一、产业经济学的研究对象第5页/共485页产业是指具有相同特征的经济组织集团，它既不属于宏观领域，也不属于微观领域，而属于“中观”领域不仅研究同一产业内部企业之间的关系，而且研究不同产业之间的关系包括产业组织、产业结构、产业关联和产业布局等多个方面。优缺点：范围宽、适合中国国情，缺乏统一的理论基础2、中国产业经济学的研究对象：第6页/共485页产业结构理论的传统研究方法日本学者石川秀认为，产业结构理论发展史上的各种学说可以被大致划分为两类（参见《新帕尔格雷夫经济学大词典》，第4卷，565---567页）：第一类所运用的方法是，试图使用经过选择的若干个国家之间的横截面数据和时间序列数据，从统计上确认经济增长与结构变化之间的某些普遍联系。通俗地说，第一类方法，就是统计实证的研究方法，即运用不同国家不同时期的相关统计数据，找出经济发展不同水平上，产业结构一般的、标准的模型；如配第-克拉克定律、霍夫曼定律、库兹涅茨定律、钱纳里标准结构等。

第7页/共485页第二类方法是：从一开始就集中研究相似的起始条件与经济制度下的一批国家的历史经验，并且探索出那个最能说明所发生的结构变化过程的特殊理论，这类方法也就是我们通常所说的理论的、规范的研究。在严格假定的前提条件下，通过理论的或模型的推理和演绎，提出反映或推动产业结构演变的过程和提升的途径。如罗斯托经济发展阶段论、罗森斯坦-罗丹的平衡增长理论和赫希曼的不平衡增长理论。第8页/共485页产业结构理论的现代研究方法：理性预期假说：理性经济人会充分利用所有他可以得到的信息对经济变量的未来变化进行预测，而且他的主观预测将同经济变量的真正或客观数学条件期望相一致。

卢卡斯批评：建立在“经济环境变化时，模型参数不变”的假设上的模型是不可靠的，因为经济当事人会随着经济环境的变化而调整他们的行为，因此模型参数的不变性难以保证。

第9页/共485页理性的消费者会调整模型中的参数值，结果使政策失效。在极端的情况下，消费者甚至会调整模型本身以达到政策影响下的新的最优预测，这时任何模型甚至根本就不存在。

照这个逻辑，根本就不存在像钱纳里模型这样的东西。要想建立宏观经济模型，就必须寻找那些即使在理性预期下也保持不变的经济变量，即只能从经济当事人的偏好和技术出发，再以预算或技术约束为条件，建立跨时效用最大化的动态模型来研究问题。第10页/共485页拉卡托斯式科技创新的两个条件：（1）该理论预见了某个新颖的、至今未曾预料到的事实（可预测性）。（2）该理论可以允许我们真的发现某个新事实（可检验性）。拉卡托斯意义上的理论的可预测性，应该是该理论与其所预见的事实有“排他性”关系，即某个事实只能由这个理论预见出来，就好象光线在强大引力场附近发生弯曲，只能由广义相对论预测出而不可能由牛顿力学预测出一样。

第11页/共485页人均国民生产总值的基准水平（1964年美元）100200300400600100020003000第一产业46.336.030.426.721.818.616.39.8第二产业13.519.623.125.529.031.433.238.9第三产业40.144.446.547.849.250.549.548.7钱纳里的“标准结构”第12页/共485页二元经济结构产业结构升级产业结构与经济增长产业布局产业集聚产业融合产业竞争力产业模块化结构主义宏观经济学二、产业经济学的学科领域：第13页/共485页三、二元经济结构几个二元经济模型工业部门的工资与生存水平的关系刘易斯转折点的判断标准中国的刘易斯转折点到来了吗刘易斯转折点的社会和经济影响第14页/共485页四、产业结构与经济增长:计量方法的应用经济增长的结构效应度量产业结构与经济增长：计量方法的作用五种最实用的计量方法低级水平：简单OLS分析----------------Eviews中级水平：面板数据中的固定效应----Stata高级水平：校准和数值模拟-------------Matlab第15页/共485页五、产业结构升级(一)产业结构升级的理论回顾大推动工业化理论MSV大推动工业化模型利润的需求溢出效应高工资的需求溢出效应投资的溢出效应大推动与基础设施建设第16页/共485页六、产业结构升级（二）导论：收入分配是如何影响工业化的模型的假设条件模型的均衡条件农业生产率、收入分配状况与工业化水平开放经济条件下的MSV模型第17页/共485页七、产业结构与经济增长:校准方法的应用校准方法动态优化模型例子：TFP增长率与储蓄率第18页/共485页八、产业布局概述分权化改革地方政府间竞争重复建设地方政府间竞争的动机问题第19页/共485页九、产业集聚概述产业集聚效应和集聚经济各理论流派对产业集聚的解释产业集聚与创新新产业区的产业集聚第20页/共485页产业融合的内涵与分类产业融合的动因产业融合的经济效应十、产业融合概述第21页/共485页波特钻石模型波特钻石模型的扩展波特钻石模型的数量化和应用十一、产业竞争力概述第22页/共485页十二、产业模块化概述模块化的定义和类型产业模块化研究的理论流派模块化对产业经济发展的意义一个案例：计算机产业的模块化模块化与服务业外包第23页/共485页十三、结构主义宏观经济学奥地利学派宏观经济学后凯恩斯主义宏观经济学第24页/共485页第25页/共485页第26页/共485页第27页/共485页3、二元经济结构内容摘要几个二元经济模型工业部门的工资与生存水平的关系刘易斯转折点的判断标准中国的刘易斯转折点到来了吗刘易斯转折点的社会和经济影响第28页/共485页一、几个二元经济模型（1）刘易斯的二元经济模型：在经济发展初期，农村劳动力严重过剩，边际生产力为0。城市工业化部门可以按照由最低生活水平决定的固定工资获得廉价劳动力；在经济发展后期，剩余劳动力枯竭，只有工资上升才会从农业中把更多劳动力吸引出来。LWL1L2L3W0W1SLQ3Q2Q1第29页/共485页刘易斯把发展中国家的经济发展分为两个阶段。第一个阶段为无限的劳动供给阶段，如图中劳动供给曲线的水平部分所示。在这个阶段中，资本是稀缺的，劳动是丰富的，资本积累所产生的剩余全部归资本家所有。

“当资本赶上劳动供给时，经济就进入了第二个发展阶段（如图中上升的劳动供给曲线所示），古典经济学就不再适用了，我们就处在新古典经济学的世界里，在这里，所有的生产要素都是稀缺的，即是说，他们的供给是无弹性的。当资本积累进行时，工资不再不变，技术变革的利益不会完全归于利润，利润不一定总是增加”。第30页/共485页

在这里，刘易斯提到了“古典经济学”和“新古典经济学”。他所说的古典经济学主要是指以斯密和李嘉图为代表的古典政治经济学。这一学说的特点是，劳动供给被认为是无限的，工资水平是固定的且以维持工人生存为限，经济增长的利益全部归于资本家。他所说的新古典经济学是指从马歇尔为代表的现代微观经济学。这一学说的特点是，包括劳动在内的所有要素都是稀缺的，工资水平是可变的，经济增长的利益在资本家和工人之间分配。第31页/共485页（2）托达罗的城乡迁移模型：

刘易斯模型的前提是城市不存在失业。实际上城市存在大量失业。此外，刘易斯把城市工业部门的不变工资水平作为分析的基础。理由是农村存在大量的剩余劳动，只要城市净工资水平上升，就会有更多的农村人口流入城市寻找工作，迫使城市工资水平下降，但实际上，在城市存在大量失业的情况下，工业部门的工资水平没有下降，反而一直在上升，刘易斯模型并没有解释这种似乎矛盾的现象。托达罗认为，农民进入城市的决策不仅取决于城乡收入差异，而且取决于找到工作的概率。劳动力的转移将导致城市失业率不断提高。

第32页/共485页

用公式表示：

其中π为农村移民找到工作的概率，γ为城市新就业机会创造率，N表示城市就业人数，S表示城市劳动力总量，S-N为城市失业人口，U（U＝S-N/S）为城市失业率。农民向城市的迁移意味着S>0，此时U/S=N/S2

>0，即农民向城市的迁移将导致城市失业率U上升，当城市失业率上升至均衡失业率U*时，农村移民的就业概率π将会下降至临界点π*，此时农民将停止向城市移民；只有当城市就业机会创造率因政策或周期因素上升，导致失业率低于均衡失业率时，城市化进程才会重新开始。因此，农民进城打工提高城市失业率的效应，最终将减少农村移民的就业概率，从而遏止农民迁入城市。第33页/共485页托达罗模型的政策含义：

第一，依靠工业扩张是不能解决当今发展中国家城市严重失业问题的。托达罗认为，资本积累的增加必然伴随着劳动生产率的提高，因此，对劳动需求的增长必然低于工业产出的增长，因为在托达罗模型中，工作创造率等于工业产出增长率与劳动生产率增长率之差。因此，随着工业部门的扩张，劳动就业增长速度呈下降趋势。第34页/共485页第二，即使城市工业部门扩张与劳动需求扩张保持同步，通过扩张城市现代部门来解决城市失业问题也是不可能的。因为就业概率与现代部门的就业创造率成正比关系。现代部门创造的就业机会越多，就业概率就越大，从而将引诱越来越多的农村人口流入城市，而且流入的人口数目远大于工业部门创造的就业机会数目。据托达罗估计，对于每一个新创造的工作，将会有2至3个农民迁入城市。这样就出现一个难以令人置信的现象：城市现代部门扩长得越快，就业创造得越多，失业率就越高。因此，托达罗认为，解决城市失业问题决不能仅仅依靠工业部门的扩张。

第35页/共485页第三，一切人为地扩大城乡实际收入差异的措施必须消除。托达罗指出，在当今发展中国家，城市工资水平远不是由市场决定的，而是由政府的最低工资法和工会垄断这些外在力量决定。这些有政治因素决定的工资水平远远高于农业平均收入。这样高的收入差异无疑是吸引更多的农村人口流入城市的主要原因。因此，托达罗认为，要降低城市失业率，就必须消除政府规定的最低工资法，限制工会的权力等，使城市工资水平下降，从而减少城乡实际收入差异。第36页/共485页第四，大力发展农村经济是解决城市失业问题的根本出路。托达罗建议，政府应当改变重工业轻农业的发展战略，把更多的资金用于改善农业的生产条件和农村的生活环境，使农业劳动者实际收入水平提高，生活环境更加舒适。只有这样，人口从农村流入城市的刺激就会下降，从而城市就业压力就会减轻。

第37页/共485页（3）拉尼斯-费景汉的二元经济模型：Ⅰ:MP=0“UnlimitedSupply”oflaborⅡ:0<MP<NBCS'SOWL1L2LIndustrialLaborIndustrialWageTheLewis-Ranis-Fei’sModelⅢ:MP>NSecondTurningPointFirstTurningPointDemandCurveforindustrialLaborSupplyCurveforindustriallabor第38页/共485页第一个阶段为农业劳动边际生产率等于零的阶段。拉尼斯和费景汉把边际生产率等于零的农业劳动力称为多余劳动力。这部分劳动力转移到工业部门不会引起农产品总产量的减少和粮食的短缺，因为这一阶段的农业劳动边际生产率为零。农产品总量不减少，工业部门工资水平就不提高，从而工业部门的劳动供给是无限的，供给曲线是水平的。如图中的水平供给曲线SB部分所示。这个阶段与刘易斯模型是一致的。在第二个阶段中，农业劳动边际生产率大于零小于农业劳动者的平均收入水平，或用拉尼斯和费景汉的话说，小于不变制度工资。当这部分劳动生产力从农业部门转移出去时，农业总产出就会下降。此时，农产品和粮食短缺就发生了。粮食短缺必然导致粮食价格上涨，工资水平也必然相应提高。所以，第二阶段工业部门的劳动供给曲线是上升的，如图6中的劳动供给曲线所示。第39页/共485页拉尼斯和费景汉把农业劳动边际生产率低于不变制度工资的劳动定义为隐蔽性失业者，即剩余劳动力。根据这一定义，第一、第二阶段的农业劳动力都为剩余劳动力。当这些剩余劳动力全部转移到工业部门中时，劳动力转移就入了第三阶段。在第三个阶段，剩余劳动力消失了，农业部门的工资水平再也不是由制度决定，而是由市场原则决定，既由劳动边际生产率决定。劳动边际生产率高于不变制度工资，因此，这一阶段农业部门的工资高于不变制度工资。由于农业的工资水平上升了，工业部门的工资水平必须上升的更高，否则，农业劳动力就不会转移到工业部门。因此，第三个阶段的劳动供给曲线上升得更陡，如C点之后的部分所示.第40页/共485页第41页/共485页二、工业部门的工资与生存水平的关系（1）如何决定生存水平：生存水平由两个部门的产品构成，不仅包括粮食蔬菜，而且包括衣服和家庭用具。生存水平固定意味着实际工资不变。但实际工资也可能由于以下原因提高：随着通讯手段的进步和流动性增加，高收入者的生活方式和消费习惯会对低收入者形成示范。乡-城迁移对生活方式的改变农村消费行为城市化，生存水平会上升在上述合理的原因之下，即使是劳动力无限供给，实际工资也会有限度提高。但这种提高不是由于边际生产力的提高，而是外生因素导致的。因此没有改变劳动供给的弹性在某个时点上无穷大的事实。所以，决不能一看见农民工实际工资提高，就说刘易斯转折点到来了。第42页/共485页（2）为什么这种生存水平会成农业部门的劳动供给价格：

即使农民工从事某项劳动的边际负效用大于生存水平工资，该农民工也不会放弃工作，原因是“为了活下去，劳动的痛苦就顾不上了”。所以最低生存水平实际上是“为了活下去而不讨厌劳动痛苦的收入水平”。此时劳动收入与劳动时间无关，即超负荷劳动时农民也接受生存水平工资。除此之外，某些制度加剧了农民生存的艰难，迫使他们接受生存水平工资，如日本的长子继承制。第43页/共485页（3）为什么农业的生存工资会成为城市工业部门的劳动供给价格：

为了避免在萧条年份中城市工业部门劳动力需求下降的风险，进城农民工通常都与农村家乡保持密切联系，以便在经济不景气时回到家里去工作。这种劳动力在两个部门之间的流动意味着这两个部门的工资是相等的。但现实中两个部门的工资并不相等。农村工资加上一定数额才等于城市工资。差额在于城乡两部门生活费用的差别，移动费用的多少和其他经济、社会以及心理的因素。但这并不影响进城农民工的劳动供给弹性无限大的假定。第44页/共485页三、刘易斯转折点的判断标准（1）判断刘易斯转折点时需要注意的几个问题：刘易斯转折点只适用于非熟练劳动力。工程师、高级技工之类的熟练劳动力在任何阶段都是有限的。转折点理论不适用于运用国际先进技术的现代部门，只适用于农业和城市内部运用国产较落后技术的“准现代部门”。转折点是结构性变化或趋势性现象。周期性的技术进步和资本积累的作用，虽然也会造成劳动力短缺，但不能看作转折点。所以要找出真实的转折点，必须运用长期的时间序列数据。第45页/共485页（2）刘易斯转折点判断标准之一：农业部门工资与劳动边际生产力的比较根据刘易斯（1954）提出的转折点定义，在转折点之前，非资本主义部门的实际工资w比该部门劳动的边际生产力MP高，超越了转折点之后二者就相等了。因此比较w和MP应是转折点最严密的检验。该标准主要有两个问题，一是工资上涨与生产率提高之间存在时滞，因此不能强求工资与劳动边际生产力精确地相等；二是估计边际生产力比较困难，因为劳动的边际生产力等于劳动的产出弹性乘以劳动的平均生产率，因此需要首先用CD生产函数估计出劳动的产出弹性。第46页/共485页（3）刘易斯转折点判断标准之二：农业部门工资与劳动边际生产力的相关关系标准二虽然不够严密但可以作为参考指标。W和MP之间存在以下关系w=a+bMP

在转折点之后的劳动有限供给阶段，上式的判定系数R2=1，在转折点之前的劳动无限供给阶段，R2=0。通过计算不同时期判定系数的大小，可以识别出转折点。也就是说，即使工资低于边际生产力，如果二者不存在相关关系，仍可认为劳动供给是无限的；如果工资不等于边际生产力，但二者完全相关，仍可认为劳动供给有限，这就回避了时滞的问题。第47页/共485页但标准二存在以下问题：A、即使在劳动的无限供给阶段，农业部门的实际工资和劳动边际生产力也有可能提高，即二者间产生的正相关关系并不必然意味着劳动的有限供给。B、工资上涨和边际生产力的时滞不一定在整个时期都是均一的，即使在劳动的有限供给阶段，判定系数也有可能小于1。因此即使计算出的判定系数小于1，也不能排除劳动有限供给的可能性。所以标准二必须做如下变更：w和MP的关系，在转折点之前比较弱，在转折点之后比较强。如果前面方程的判定系数开始时较小，某个时点后变大，那这个时点就是转折点。第48页/共485页上面的讨论假定使用的是时间序列数据，如果使用横截面数据就不会有这些问题。在两个合理的假设之下：第一，生存工资水平不依赖于边际生产力水平的高低第二，每年劳动的产出弹性在各个地区之间相等则检验地区工资与地区边际生产力之间的相关程度即可看出转折点，同时可以避免问题A和问题B。第49页/共485页（4）刘易斯转折点判断标准之三：农业部门工资是否上涨该标准是国内学者（如蔡昉）认为中国正在通过刘易斯转折点的主要论据之一，即农民工工资在上涨。但该标准在两个方面是不准确的：第一，农民工（或非熟练劳动力）工资上涨可能是周期性的上涨，这并不意味着通过转折点。第二，由于生存水平在历史上是上升的，因此即使在转折点之前农民工工资也会上涨。只有在农民工工资由缓慢上涨突然转为快速上涨时，才能说通过了转折点。所以，判断目前中国已通过转折点是证据不足的。第50页/共485页（5）刘易斯转折点判断标准之四：工资差别的变化熟练劳动力与非熟练劳动力工资的差别，由劳动需求增长率和劳动供给弹性决定。在转折点之前，即使劳动力需求出现同样的增长，由于供给弹性不同，熟练劳动力的工资增长将较大，非熟练劳动力工资增长将较小。而在转折点之后，非熟练劳动力供给弹性变成一个有限的正数，因此两类劳动力的工资差别会停止扩大并开始缩小。但是在经济波动的上升期，二者都会变得短缺，实际工资都会上升，而且差距会缩小，但这不是趋势现象。只有下降期的差别缩小才是趋势现象。第51页/共485页计算工资差别并非易事，因为中国的宏观劳动力工资数据是熟练劳动力和非熟练劳动力工资数据的混合。要解决这个问题，有两种办法：一、将大企业、最高工资产业、生产工人的工资数据作为熟练劳动力数据，并将其与小企业、最低工资产业、非生产工人工资数据或农民收入数据对比二、利用微观数据，比较城市本地劳动力和外来劳动力的工资差距。这种方法更加有效，但缺乏时间序列数据此外，日本学者将性别工资差异作为熟练劳动力与非熟练劳动力的代理变量，这在中国是不适合的。第52页/共485页（6）刘易斯转折点判断标准之五：农业部门对工业部门劳动供给的弹性劳动的无限供给和劳动的有限供给，本来就是由农业部门对工业部门劳动供给的弹性的数值定义的，劳动无限供给时弹性无穷大，劳动有限供给时弹性是一个有限的正数。所以，如果能够计算出这个弹性在整个时期的数值，它就可以用于检验刘易斯转折点。可以利用时间序列数据建立以下方程：N=a+blogwN为工业部门的劳动力规模，w为农业部门实际工资，则b就是供给弹性。第53页/共485页标准五的问题：A、即使在劳动无限供给阶段，实际工资也可能随生存水平的提高而上涨，因此我们不能说，b不是无穷大就说明劳动供给有限。只能说当b（即上述方程的斜率）出现不连续的降低，才会出现转折点。B、上述方程计算的是劳动供给的弹性，而不是劳动需求的弹性。因为劳动供给弹性是稳定的，而劳动需求弹性由于技术进步和资本积累是经常变化的。这意味着，如果我们得到的b是固定的而不是时变的，那么b就是劳动供给弹性。第54页/共485页标准五在估计时需要注意以下问题：第一，该指标实际上说的是，非熟练劳动力对现代部门的劳动供给弹性，农业工资只是非熟练劳动力工资的替代第二，N不应是工业部门的就业者人数。因为工业部门的就业者包含很多熟练劳动力，他们并不是从农业转移过来的，而是产生于工业本身。既然w是农业工资，N就应该是从农业中转移出来的劳动力总数，这可以用累计各年劳动力的净流出量来估计第55页/共485页四、中国的刘易斯转折点到来了吗第56页/共485页（一）通过农业生产函数估计农民的边际生产力其中，Y为农业增加值，这就排除了原材料因素；L为劳动，R为土地，K为资本，DC和DW是两个虚拟变量，代表沿海和西部，表示这两个地区的全要素生产率（TFP）与中部的差别，中部地区的方程没有这两个变量。农业增加值用种植业增加值来衡量，数据来自《中国农业统计年鉴》，并用CPI平减成2000年数据。资本用农用机械的马力来衡量。数据范围为1988-2005年29个省的面板数据。第57页/共485页第58页/共485页从统计结果可以看出，劳动和资本的系数并不显著。这可能是由于缺乏资本存量的准确数据，以及劳动和土地之间的“多重共线性”问题。为了解决上述问题，需要估计以下两个方程式：

A、在（1）式两边同时除以L以避免多重共线性问题（此时βL=1-βR）,同时考虑到“传统部门”缺乏机器设备，因此可以删掉资本项：

B、利用三年的混合截面数据（pooldata）进行回归：第59页/共485页第60页/共485页第61页/共485页用投入的滞后值作为工具变量对上述两个公式进行重新估计：第62页/共485页根据上述统计结果，可以计算劳动的边际产品价值并将其与工资对比。需要用到以下公式：其中AP是t时间的单位劳动产品，或Y/L。βL是前述计量方程中劳动的系数。根据下页表中的计量结果，截止2005年，中国传统部门的工资仍然高于边际产品价值，也就是还没有达到刘易斯转折点，但二者已经非常接近。第63页/共485页第64页/共485页五、刘易斯转折点的经济和社会影响（1）农业的全要素生产率提高了，农村人口高龄化（2）第二、三产业劳动分配率大幅度提高，原因是熟练工人的工资也将“被迫”上涨。日本由1940年的50%增加到1980年的80%（3）全国收入分配差距出现库兹涅茨倒U过程。日本基尼系数1895年为0.476，1938年为0.573，1962年为0.376，1980年为0.337（4）日本二战前的收入差距扩大导致农民贫困化，而这又诱发了对政党政治的失望，和对于管制经济的向往。军国主义的影响扩大。二战后更加平等的收入分配促进了社会稳定和民主主义的发展。第65页/共485页第66页/共485页不良后果（或必需的代价）（1）通货膨胀。转折点之后熟练工人和非熟练个人工资差距缩小，非熟练工人工资加速上涨，但农业劳动生产率未必加速上涨。工资涨幅超过劳动生产率涨幅，必将带来农业和小型企业产品价格的上涨。这正是日本60年代的情况（2）对经济增长的影响是不确定的。非熟练工人的实际工资上涨，既可以侵蚀利润，又可以增加市场容量，所以对资本形成和技术进步的影响是不确定的。第67页/共485页第68页/共485页第69页/共485页第70页/共485页第71页/共485页第72页/共485页3、产业结构与经济增长:计量方法的应用内容摘要经济增长的结构效应度量产业结构与经济增长：计量方法的应用第73页/共485页一、经济增长的结构效应度量（一）简化的钱纳里模型：在新古典增长模型中加上结构变动指标——结构变异度（K）。GY=a0+a1GI+a2GL+a3KGY

表示经济增长，GI表示投资增长率，GL表示劳动力增长率，K表示结构变异度。其中K=|qi

–q0|K衡量结构变动的指标结构变异度，qi

为报告期i产业在全部经济中的比重，q0为基期i产业在全部经济中的比重。钱纳里：《工业化和经济增长的比较研究》，上海三联书店1989。第74页/共485页（二）中国经济结构对经济增长的影响：（1）产业结构特征系数（x1）：主要反映第三产业的发展和变化，用第三产业增加值占GDP的比重来表示。（2）城乡二元结构特征系数（x2）：主要反映城乡差距的变化，用农民人均纯收入和城镇居民人均可支配收入的对比关系来表示。具体计算方式是：x2=（1-农民人均纯收入/城镇居民人均可支配收入）×100%，如果x2增大，则意味着城乡收入差距的拉大。（3）所有制结构特征系数（x3）：主要反映改革开放以来非公有制企业的发展情况，用非公有制企业产值占工业总产值的比重来表示。第75页/共485页规模报酬不变的C-D生产函数：经过化简之后，可以构造一个反映中国经济结构的协同变动影响经济增长的社会生产函数模型：其中，y表示人均生产总值(GDP)，k表示人均资本(固定资产)投入量，计量单位均为元/人；x1、x2、x3分别表示产业结构特征系数、城乡二元结构特征系数和企业所有制结构特征系数，计量单位均为百分比；a1、a2、a3

分别表示产业结构、城乡二元结构、所有制结构的调整对生产(经济)规模的边际影响参数。第76页/共485页对上式两边同时取对数，然后利用y和x1、x2、x3的数据进行回归，得到的方程为：Iny=3.1141+0.2693lnk+0.0501xα1+0.0154xα2+0.0173xα3(0.3640)(0.0194)(0.0076)(0.0015)(0.0049)R2=0.9302F=66.6713由此，我们得到包含各种结构变量的社会生产函数：第77页/共485页根据上式中的影响系数可以判断，产业结构的优化调整对扩大经济规模的影响因素最大，表明自1978年改革开放以来，产业结构变迁对促进中国经济增长起了关键作用。同样，在1978年—2003年间，城乡二元结构和企业所有制结构的变化对于扩大经济规模也有不同程度的正向作用。具体数据为：在1978年—2003年，当GDP中第三产业增加值所占比重上升1%、非公有制经济比重扩大1%，经济规模将分别扩大0.0501、0.0173个百分点。但城乡二元结构系数与经济规模呈正向作用反映的是城乡差距的扩大对经济增长的正向作用。具体数据表示为：当农民人均纯收入与城镇居民可支配收入比下降1%，经济规模将扩大0.0154个百分点。这说明，中国的经济增长正是建立在城乡二元结构的基础上的。有学者将这种模式的经济增长形象地称为“城乡剪刀差”、“农村哺育城市”。第78页/共485页（三）产业结构变迁、技术进步与经济增长(刘伟，张辉，2008)如何将产业结构变迁、技术进步从劳动生产率中分解出来？转换份额分析（Shift-ShareAnalysis）:第79页/共485页第80页/共485页如何将产业结构变迁、技术进步从全要素生产率中分解出来？对照总量水平的TFP增长率和部门水平的TFP增长率的差异:第81页/共485页第82页/共485页该方法需要计算的指标:（1）经济总体和各个产业的资本和劳动产出弹性（2）经济总体和各产业资本和劳动的边际报酬（3）经济总体和各产业资本和劳动的存量第83页/共485页二、计量经济学的花言巧语（一）计量论文的两大要点是什么？1、计量模型的建立（就是那个方程，表达什么经济含义要知道）；2、模型中的系数如何估计出来（关键在于估计方法的选择）。第1个要点涉及你论文主题。你一般要想用数据检验某种经济关系，根据这种经济关系来建立计量模型。第2个要点。千万种方法的出现，目的都是要把那个系数给估计出来。不同估计方法的估计效果好坏，就是根据各种统计量来判断。如果能选择一种最合适你数据的估计方法，那么这论文基本就成了。第84页/共485页（二）如何判断计量论文水平的高低？计量论文中的估计问题，最关键的事情，不是能推导估计量，而是在STATA或Eviews里面选择一个“合适”的方法估计出来。然后解释结果的经济意义。而计量水平的高低，不在于方法的复杂性，而在于方法的合适程度。因此高水平的计量论文，不必要求作者掌握高深的计量推导，而在于“选择”的技巧。每种计量方法，都有优劣。水平高的人，能够选择以其之长，攻它之短。同时又能隐藏计量方法内在的拙劣。

其实，计量论文的水平主要决定于论文的主题的重要性。这个话题大家都很关心，就很重要，发表就很容易。所以，你会发现国际顶级期刊上一些计量论文所用的方法很简单。这些论文能发表，主要是他讨论的问题很重要，采用的方法即使有缺陷，也无伤大雅。如果问题不是非常重要，只是有新意，但是估计方法比较合适，也能发一个中上等期刊。如果问题属于鸡毛蒜皮之类，那就只能诉诸于超级复杂的计量方法，祈求审稿人看论文时，方法还没看完就已经累得半死，再也没有心情来思考你的问题的重要性，然后也能通过了。第85页/共485页（三）五种最实用的计量方法1、简单OLS回归2、面板固定效应回归3、工具变量回归4、双重差分回归（DID）5、分位数回归这几种方法破绽最少，公认度最高，使用最广泛。真是所谓的老少皆宜、童叟无欺。其他的方法都不会更好，只会招致更多的破绽。

第86页/共485页简单OLS回归也可以做得天花乱坠：

STATA里面那么多选项，你加就是了。什么异方差、什么序列相关，一大堆尽管加。如果你实在无法确定是否有异方差和序列相关，那就把选项都加上。反正如果没有异方差，结果是一样的。有异方差，软件就自动给你纠正了。如果样本太少，你还能加一个选项：bootstrap来估计方差。这个bootstrap就是用30个样本能做到30万样本那样的效果。你说这个简单回归简单还是不简单！很简单，就是加选项。第87页/共485页面板数据：固定效应还是随机效应

其实随机效应压根就没什么用处。有人说可以用hausman来检验，其实这检验压根就不可靠，hausman还会出现负值！做过这个检验的人都很头疼这个负值，不知道该怎么做。你如果看看一些高手的建议，或者一些书籍，你就会发现，最权威的建议就是：当你无法判断该用固定效应还是随机效应的时候，选择固定效应更可靠。随机效应不是任何时候都可以做，但是固定效应是任何时候都可以做。第88页/共485页面板数据为什么更好：一般而言，面板数据模型的误差项由两部分组成，一部分是与个体观察单位有关的，它概括了所有影响被解释变量，但不随时间变化的因素，因此，面板数据模型也常常被称为非观测效应模型；另外一部分概括了因截面因时间而变化的不可观测因素，通常被称为特异性误差或特异扰动项。非观测效应模型一般根据对不随时间变化的非观测效应的不同假设可分为固定效应模型和随机效应模型。传统上，大家都习惯这样分类：如果把非观测效应看做是各个截面或个体特有的可估计参数，并且不随时间而变化，则模型为固定效应模型；如果把非观测效应看作随机变量，并且符合一个特定的分布，则模型为随机效应模型。第89页/共485页不过，上述定义不是十分严谨，而且一个非常容易让人产生误解的地方是似乎固定效应模型中的非观测效应是随时间不变的，是固定的，而随机效应模型中的非观测效应则不是固定的，而是随时间变化的。

一个逻辑上比较一致和严谨，并且越来越为大家所接受的假设是（参见伍德里奇的教材），不论固定效应还是随机效应都是随机的，都是概括了那些没有观测到的，不随时间而变化的，但影响被解释变量的因素。非观测效应究竟应假设为固定效应还是随机效应，关键看这部分不随时间变化的非观测效应对应的因素是否与模型中控制的观测到的解释变量相关，如果这个效应与可观测的解释变量不相关，则这个效应称为随机效应。这也正是Hausman设定检验所需要检验的假说。第90页/共485页面板数据的好处之一是，如果未观察到的是固定效应，那么在做回归时，未观察因素就被差分掉了。这样就可以减少由于未观察的因素可能与解释变量相关而导致的内生性问题。

那么面板数据回归分析就避免了内生性问题吗？只能说好一些，如果内生的问题只是由于与单位有关的并不随时间变化的遗漏变量与解释变量有关造成的，这时，数据的差分就解决了问题，但是，别忘记还有一部分误差，如果这部分误差里包含的因素也可能影响解释变量，那么，差分只能解决前面讲的问题，由随机项里包括的因素与解释变量之间的关系导致的内生性问题还可能存在。第91页/共485页工具变量（IV）回归：

一旦有内生性变量，你的估计就有问题了。工具变量的选择只要掌握一个关键点就行：找一个和内生性变量有数据相关的，但是和残差没有关系的东西，这就是你的IV了。例如贸易量如果是内生的，那么你找地理距离作为IV。北京到纽约的距离，那是自然形成的，没人认为是由你的Y或者残差导致的。但是你会发现贸易量和地理距离在数据上具有相关性。这就很好。这种数据相关性越强，IV的效果就越好。在STATA里面，你直接把原回归方程写出来，然后把IV填进去就可以了，回车就得到你的结果。关键是你不一定能找到这样的工具变量。不过要注意，IV不灵不代表你不能发表。你只要找到一个IV，效果不是差的太离谱，一般都能发。当然不能发国际一流了。国内是没问题。第92页/共485页双重差分回归（DID）：

这是固定效应的一个变种，在估计某个事件发生带来的效应时是最有用的方法。关键思想是通过差分的方法把相同的固定效应差分掉，就剩下事件的净效应了。举个例子。限购政策可能会影响房地产价格。ZF为了限制某个地方的房价，规定每户家庭可以购买的最高房屋套数。但是你不知道这种政策到底对价格有多少影响。你看到限购城市的房地产价格下降，难道一定是限购因素导致的吗？限购后房价如果回落，很可能是限购以外的因素导致的。现在你要检验一个假设：限购因素导致房价下降。差分再差分，这个方法要奏效的秘诀是：购买数量的因素发生变化，而其他因素基本维持不变。第93页/共485页

以上海为例。上海的房子都属于限购地区的房子，假定上海以外的附近区域(如杭州)的房子没有限购。然后收集限购前后两个时间点上、上海和杭州区域房价的数据。所谓的双重差分法，就是：上海两个时间点上的平均房价差距–

杭州两个时间点上的平均房价差距=d，这个d就是限购对房价的影响了。d是两个差距之间的差距，所以才叫做双重差分。用计量回归把这个d给估计出来，是有办法的：P=b0+b1*Da+b2*Dt+d*(Da*Dt)+Xb+eP是房价，Da是虚拟变量，在上海则为1，否则为0，Dt是时间虚拟变量，限购后为1，限购前为0。STATA一跑，就把d估计出来了。第94页/共485页为什么d可以如此表示？伍德里奇的书上有精确严格的解释。这里给出一个直观的粗略解释：上海的房价每个月都在变化，因此需要控制这部分因素，这就是时间因素Dt；区域不同自然也有差别，需要控制区域位置因素，这就是Da，这就控制了即使不限购也存在的差距；控制住其他因素X，那么剩下的Da*Dt就是限购带来的房价变动效应了。第95页/共485页简单OLS也可以解决内生性问题：看偏差方向推断

如果OLS估计量的均值（期望）相对于总体参数真值是有偏的，则意味着存在内生性问题，但在某些情况下，我们只需关注偏差方向就够了，无需关心偏差的大小。例如OLS估计量往左偏，你得到的结果是估计量系数显著大于0，那真实系数（即总体参数真值）肯定显著大于0，而计量经济学中待检验的假设就是系数不为0，因此用不着工具变量即可直接断定，OLS估计量的符号是正确的。第96页/共485页分位数回归：

如果你知道OLS是一个均值回归，那类推就可以知道1/2分位数回归。正态分布下，均值就是1/2分位数的地方。均值回归就是1/2分位数回归。知道了1/2回归，你自然知道1/4和3/4分位数回归了。伍德里奇的书，讲到简单OLS回归时，有一个图对不同位置的x位置画了不同的正态分布密度函数(第2版是figure2.1，pp26，见下面)。如果是异方差问题，那么不同x位置的正态分布图的方差就有变化。这个图上注明了预测值是E(Y|X)，就是Y的条件期望，就是那根回归预测直线。在正态分布下就是Y的密度函数的中心点的连线，就是1/2分位数点的连线。如果那条预测线画在密度函数的1/4和3/4分位数点上，那么预测结果就不是Y的均值（在非正态下可能是均值），而是1/4和3/4分位数点的预测值。所以，分位数回归就是看看那根预测直线在不同的分位数点上有什么结果，得到什么样的回归系数。通常的OLS预测直线，仅仅是一个特例而已。进一步推广，可以推广到任意分位数点回归的情况。第97页/共485页第98页/共485页如果你提了一个大家很感兴趣的问题，就是一个重要问题，那么用用IV，或者固定面板，发个经济研究基本没问题。如果你的问题不是很重要，还想发经济研究，那你就要简单问题复杂化。低水平折腾：先单位根检验，再协整检验，发现变量有协整关系后再回到简单OLS检验。这样一折腾至少4-5页过去了。如果还嫌不过瘾，就来个面板协整。中等水平折腾：直接将国外新方法拿过来灌入中国数据，这需要掌握matlab、GAUSS和R等计量软件。高水平折腾：找一篇顶级期刊的名人写的经验研究论文。这类论文通常是问题很重要，方法很傻瓜。然后你去拓展方法。这里改改残差假设，那里修修变量平稳性强度，重新推导一下估计量，得到一个新的分布，然后按照这个新分布来做显著性检验，得到你想要的结果。看看有什么结果变化。

第99页/共485页例子：《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期首先用泰尔指数衡量产业结构合理化，再用第三产业产值与第二产业产值之比衡量产业结构高度化。然后建立面板数据计量方程：Yit=γi+β1lnTLit+β2lnTSit+uiti表示地区，t表示时间，Y-经济增长，TL和TS-产业结构合理化和高度化，u-随机误差项，γ-地区不可观测效应。显然，该方程十分简单，那么它怎么发到经济研究上的？第100页/共485页（1）首先说影响经济增长可能有产业结构以外的因素，需要控制其他因素的影响，所以要引入控制变量，他们引入的是经济增长与产业结构的交叉项，然后做简单的面板固定效应回归。（2）然后又说该交叉项含有因变量，存在内生性问题，所以要进行面板GMM估计和工具变量过度识别检验。（3）接着又说这种内生性是由系统本身引起的，在这一点上与动态面板数据是相同的，因此又采取系统广义矩（SYS-GMM）估计进行稳健性检验。然而SYS-GMM会产生大量的工具变量，所以要进行Arellano-Bond检验和Hansen过度识别检验。这几轮过去之后，文章篇幅已经达到13页。能折腾。第101页/共485页

但作者的方法有个问题：动态GMM针对变量不平稳情况，作者没有指出是否存在面板单位根。根据作者选择动态GMM的行为进行猜测，作者应该认为非平稳变量是存在的，那么前面所有方法都是有偏估计，即所有变量都外生也是有偏估计。这就意味着除了第三步之外的所有计量全都不成立。第102页/共485页对比：1、《市场化改革、企业业绩与国有企业经理薪酬》经济研究，2009年第11期。面板固定效应模型，不折腾。2、《出口开放、地区市场规模和经济增长》经济研究，2006年第6期。面板固定效应模型+IV，左右开弓一招毙命，不折腾。3、《金融发展、FDI与中国地区的制造业出口》，管理世界，2010年第7期。固定效应面板估计，超简单。你自己肯定能在STATA里面折腾出来。第103页/共485页对比：4、《中国自主创新中研发资本投入产出绩效分析——兼论人力资本和知识产权保护的影响》，中国社会科学，2007年02期折腾一大堆单位根检验，协整检验。最后回到简单OLS来估计时间序列，连常见的EG两步法也不见踪影。一句话，能折腾。第104页/共485页5、《外资与我国劳动收入份额——基于工业行业的经验研究》，经济学(季刊)，2010年04期。计量模型很简单，就是固定效应面板模型，把劳动者报酬份额(Y)对FDI变量(三资工业增加值/内资工业增加值)进行回归，再加一堆控制变量。固定效应、随机效应、HAUSMAN检验。这一轮结束后，行文已经到了第14页了。然后开始说：劳动者报酬份额也会影响外资的进入，所以FDI是内生变量。然后发现一些控制变量也是内生变量。所以前面的结果都是错的。然后找解决方法。解决方法当然是找工具变量。找不到当然考虑滞后项。第105页/共485页6、《银行业市场结构与中小企业的生成:来自中国1995～2006年的证据》，世界经济，2010.3

模型是把中小企业增长率（Y）对中小银行市场份额（X，贷款比重）进行回归。先做一把固定效应模型。然后指出市场份额具有内生性，言下之意是前面的结果不可靠。内生性表现为中小企业增长率高会推动中小银行市场份额上升，作者找到的工具变量是以1999年分界的虚拟变量D1999乘以贷存比例LRATED，就得到了工具变量估计结果。然后再指出其他控制变量也有内生性，言下之意前面的工具变量结果也不可靠。怎么解决其他变量内生性？肯定找不出这么多工具变量，所以只能用内置工具变量的GMM方法来做。这就是论文中的差分GMM动态面板估计。至此功德圆满。

第106页/共485页第107页/共485页第108页/共485页4、产业结构与经济增长：校准方法的应用内容摘要校准方法例子：TFP增长率与储蓄率第109页/共485页一、校准方法（Calibration）校准方法：

校准法是通过参数的设置生成一些模拟结果,并将模拟结果与实际经济的特征事实相比较的评价方法。一般地,校准后的模型模拟的结果越好,对实际经济的解释力就越高。一个“好”的校准模型能够解释实际经济所呈现出的大部分特征事实,特别是一些经济增长特征。第110页/共485页校准方法相对于计量方法的优点：（1）有微观经济基础，可以避免卢卡斯批评（2）按计量法估计的模型在统计上被拒绝或不被拒绝,在经济上的重要性通常很难解释,而校准法则不存在类似问题。第111页/共485页

校准方法相对于计量方法的缺点：（1）假设随机误差为0，这等价于在均衡时除了已经包括在模型中的因素外，没有任何其他因素影响模型的内生变量值。（2）缺乏对模型可靠性和参数的检验。第112页/共485页三个步骤：（1）利用动态优化方法，求解包含产业结构变迁的多部门一般均衡方程（2）用某一个国家的数据对参数进行校准，校准之后利用matlab编程序，用模型模拟该国某项数据的时间路径，并将其与该数据的实际时间路径相比较。这个模拟出来的时间路径又被称为基准模型。（3）利用反事实实验，引入其他国家的某项数据，并将其与基准模型相比较。第113页/共485页二、例1：TFP增长率与中国的高储蓄率第114页/共485页

（一）新古典增长模型的构建

首先我们将建立一个标准的Cass-Koopmans新古典增长模型，为储蓄率的校准提供理论基础。假定在一个经济体中有三个经济部门：厂商、家庭和政府。下面我们分别分析三个部门的行为：

1、厂商。假定在t年，代表性厂商的生产函数为规模报酬不变型的Cobb-Douglas生产函数：

(1)其中，Y,A,K,H分别是总产出、全要素生产率（TFP）、资本存量和劳动时间。资本存量满足Kt+1=(1-t)Kt+It。其中，I、分别为t年的投资和资本折旧率。第115页/共485页

2、家庭。假定在经济体中，代表性家庭在t年有N个处于工作年龄的成员，且家庭人数每年以nt-1的速度增加，其中nt=Nt+1/Nt。代表性家庭的效用最大化函数为：

(2)其中，c为家庭人均消费，T为人均时间资源，h为人均工作时间，β为主观贴现因子，α为闲暇在效用中的份额，τ为资本收入税率，w为实际工资，π为定额税收，r为资本租金率。假定家庭拥有资本存量K并租给企业使用。第116页/共485页

3、政府。假定政府对净资本（即除去折旧之外的资本）征收收入税，并将收入用于外生给定的政府支出Gt，其中定额税收π用于保证政府预算约束在每一期都满足：

(3)4、市场均衡。具体包括四个方面：

（1）给定政策集合和价格集合，市场均衡状态的下的资源配置应使得家庭的效用最大化。（2）给定政策集合和价格集合，市场均衡状态下的资源配置应使得厂商的利润最大化。.

（3）政府的预算约束得到满足。（4）商品市场出清：C+I+G=Y第117页/共485页

（二）新古典增长模型的求解具体步骤如下：首先，确定经济体的均衡状态，并对变量进行去趋势化处理以得到稳态方程，然后计算稳态储蓄率和达到稳态之前的储蓄率时间路径。

1、一般均衡条件。根据上述市场均衡的4个条件，我们可以求解该模型的一般均衡条件。首先，根据上述市场均衡条件，我们求解（3）式，即约束条件下的家庭效用最大化，可以得到均衡条件一：

（4）然后再把Kt+1=(1-t)Kt+It代入上述均衡条件（4），即C+I+G=Y，可以得到均衡条件二：（5）第118页/共485页

2、去趋势化。由于各总量数据以及工资率都有逐年的波动和长期增长趋势，为了得到稳态方程，我们首先需要进行去趋势化。一个总量变量z的去趋势化形式可以写成；把这种变量的变化形式应用到均衡条件可以得到：（6）（7）其中χ是去趋势化后的资本劳动比率，

第119页/共485页

3、稳态。稳态时人均消费相等，其他变量在达到稳态时用zt=z代替，可以得到稳态方程：（8）（9）其中和τ分别是稳态时的折旧率和资本收入税率。解上述方程我们可以得到去趋势化后的资本和消费的稳态值，并进而得到稳态储蓄率：（10）第120页/共485页

4、实际储蓄率。为了与模拟得出的储蓄率相对比，我们计算实际储蓄率的方程式为；（11）第121页/共485页

（三）数据来源和参数校准。

1、固定参数的校准。有四个不随时间变化的参数，它们是资本收入份额θ，主观折现率β，每周可支配时间T，以及闲暇在效用函数中的份额α。（1）资本收入份额：1992-2005年资本收入份额的数据来自白重恩、谢长泰、钱颖一（2009），我们根据该文提供的公式自己计算了2006、2007年的数据。由此可以得出1992-2007年资本收入份额的平均值为0.4849。（2）主观折现率：计算方法来自HayashiandPrescott（2002），根据他们提出的计算公式，我们设定β

=0.9582以使中国稳态的资本-产出比率为2。（3）闲暇在效用函数中的份额：我们首先需要知道1992-2007年的平均每周工作时间。利用中国营养与健康调查数据库（CHNS）中的面板数据，提取出1993、1997、2000、2004、2006年的被调查居民（包括城镇居民和农村居民）的平均周工作时间来代替模型中的周工作时间，中间缺失的年份利用插值法计算出的数据代替。由此可以得出1992-2007年我国平均每周工作时间为43.91小时，然后根据的计算公式可得=1.64。（4）每周可支配时间设定为105小时。第122页/共485页

2、1992-2007年的外生变量数据。在模拟过程中，需要使用1992-2007年的以下外生变量数据：TFP增长率，人口增长率，折旧率，政府支出占GDP的比重和资本收入税率。（1）TFP增长率：利用新古典生产函数计算得出。（2）资本收入税率，用资本收入税除以资本收入，资本收入税数据来自李芝倩（2003），利用她的计算方法计算了2003-2007年数据。（3）政府支出占GDP的比重，来自统计年鉴中的资金流量表。（4）人口增长率和折旧率：中国统计年鉴。第123页/共485页

（四）数值模拟结果第124页/共485页第125页/共485页第126页/共485页第127页/共485页第128页/共485页第129页/共485页第130页/共485页第131页/共485页第132页/共485页第133页/共485页第134页/共485页第135页/共485页5．

产业结构升级（一）：“大推动”与工业化内容摘要产业结构理论回顾20世纪40-50年代的大推动工业化理论Murphy-Shleifer-Vishny的大推动工业化模型第136页/共485页一、产业结构升级的理论回顾主导产业的扩散效应主导产业的资本积累和劳动力增加剩余产品的出现生产规模扩大、产量增加1、结构主义经济学家罗斯托的故事：第137页/共485页主导产业的特征（罗斯托）：（1）引入新的生产函数（2）增长率明显快于整个经济增长率（3）具有较强的扩散效应，对其他产业乃至所有产业的增长有决定性的作用第138页/共485页主导产业的扩散效应：（1）回顾效应：当一个产业处于高速增长阶段时，由于其技术经济的要求，会对后向关联部门提出新的投入需求。这些新的投入需求，将会促进后向关联部门技术、人力以及制度等各方面的发展。（2）旁侧效应：由于主导产业的发展而引起周围经济和社会方面的一系列变化。罗斯托举例说：“棉纺织业革命改变了曼彻斯特，汽车工业改变了底特律”。（3）前向效应：由于主导产业的发展诱导了新兴工业部门、新技术、新原材料、新能源的出现。原因是主导产业发展将使相关产业产生一个“瓶颈”问题，这个问题的解决肯定是有利可图的，所以它能吸引发明家和企业家创立新的产业。罗斯托：《经济成长的阶段》，商务印书馆1962年版罗斯托：《从起飞进入持续增长的经济学》，四川人民出版社1988年版第139页/共485页蒸汽机等的动力革命火车、轮船等动力革命煤炭、钢铁、机械等重工业发展纺织工业纺织机制造厂房建筑原材料和动力工业城镇建设交通沿线建设工人区的形成前向效应回顾效应旁侧效应主导产业（纺织工业）的扩散效应示意图第140页/共485页主导产业带动产业升级的理论错误：（1）上下游产业不发达，产品没有销路（大隆机器厂）（2）国内市场狭小，难以出现规模经济，有钱人不愿投资建厂（中国人消费的工业品在19世纪中期不到荷兰的一半）（3）基础设施不能收费，无法收回成本，所以不能建立（1949年以前中国不可能出现高速公路）第141页/共485页二、20世纪40-50年代的大推动工业化理论罗森斯坦-罗丹的平衡增长理论：为了克服发展中国家市场容量狭小的问题，需要由政府同时在各个产业进行全面、大规模的投资，即“大推进”战略。理论基础是“萨伊定律”，即供给本身能够创造需求，这样各个部门就能产生相互依赖的市场，从而导致各产业的全面增长。第142页/共485页理论解释：（一）生产函数的不可分性，特别是社会基础资本供给中的不可分性。社会基础资本包括电力、运输或通讯在内的所有基础产业。它具有以下不可分性特征：（1）它在时间上是不可分（即不可逆）的。它必须先于其他直接生产性投资。（2）它的设备具有最低限度耐久性，因此它的建设是“集聚性”的，也就是必须最低限度一次性投入大量资本。（3）它有较长的建设期，而且不能进口。第143页/共485页（二）需求的不可分性（需求互补性）一个例子：一家鞋厂雇佣了100名工人，如果他们的工资全部用于购买他们所生产的鞋子，这家鞋厂就将找到一个市场并使生产顺利进行。但他们不会这样做。因找不到市场而造成的风险会减弱对投资的刺激，这家鞋厂多半会放弃其投资项目。如果100家工厂共雇佣了1万名工人，这些工厂生产大量产品。工人们将把工资花在这些产品上。新的生产者彼此成为客户，创造了一个额外的市场。需求互补性降低了找不到市场的风险，自然就增加了对投资的刺激。第144页/共485页（三）国际贸易降低了“大推动”所需要的最小投资规模，但是不能取消最小投资规模。原因是各国的生产函数不同，知识存量和组织效率不同。欠发达国家单个企业的产品，未必能在发达国家找到市场。“大推动”工业化与比较优势原则不矛盾。例如，当一个进口鞋子的国家决定自己生产鞋子，表面上是自给自足，实际上如果新的制鞋业是全面增长过程中的一部分，则该国鞋的市场可能会增大10倍，以至于它的鞋子的进口量会增加而不是减少。第145页/共485页（四）“大推动”有助于打破“贫困的恶性循环”决定市场规模的关键性因素不是人们手中持有的货币数量，而是生产率。生产率高才能使人们的货币收入增加而价格维持不变，从而扩大市场需求；如果生产率没有提高时就扩张货币，只能导致通货膨胀。而生产率很大程度上取决于生产中使用资本的程度（机器设备），然而对单个企业家来说，资本的使用从一开始就因为市场规模狭小而受阻，这就是“贫困的恶性循环”。“大推动”工业化可以在各个产业之间互相创造市场，即需求的互补性。日本19世纪的工业发展是政府主导的“大推动”，而英国和美国19-20世纪的工业发展则是基础性创新带来的“投资浪潮”。第146页/共485页三、Murphy-Shleifer-Vishny的大推动工业化模型（一）什么是大推动（bigpush