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1、2 3 4商场现代化2 0 0 8 年2 月（下旬刊）总第5 3 1 期自改革开放以来， 浙江省的经济增长速度一直居于全国前列。 但近几年经济势头开始放缓，主要工业经济指标在全国明显后 移，增长速度也在全国靠后，这与浙江的产业结构问题有很大关 系。因此，需要正确认识浙江产业结构的现状。现在对浙江产业 结构与经济增长关系的研究多集中于定性的描述和分析，这种关 系的真实性还需要严格的实证支持。基于以上认识，本文应用动 态计量经济分析方法，利用协整理论与误差修正模型对浙江产业 结构与经济增长的关系进行了实证分析，同时在二者协整关系成 立的条件下，研究了它们的因果关系。 一、数据及指标说明 本文分析使
2、用的样本区间为1 9 7 8 年2 0 0 6 年， 数据均来自于 浙江统计年鉴（2 0 0 7 ） 以及 新中国五十年统计数据资料汇编 。 因为1 9 7 8 年前经济发展本身是制度驱动型的， 在此框架内研究经 济增长与产业结构的关系意义不大，所以只选取了改革以后至今 的数据。 本文采用浙江省各年G D P （Y ）代表经济增长，用第一产业的 产值结构既第一产业产值占G D P 的比重（X 1 ）以及第一产业的就 业结构既第一产业从业人员占从业总人数的比重（X 2 ）来代表产 业结构。并用1 9 7 8 年为基期的生产总值指数对当年价格的G D P 进 行调整得到可比价G D P ，记为R
3、Y 。为了使数据的趋势线形化并消 除可能存在的异方差，对各个变量做对数变换得到 L R Y 、L X 1 、 L X 2 。 二、实证分析 1 . 变量的协整关系检验 如果直接对时间序列数据进行回归， 很容易造成伪回归， 会 影响回归分析的有效性。所以在用时间序列进行回归分析之前， 必须进行时间序列的平稳性检验。对L R Y 、L X 1 、L X 2 进行A D F 检 验发现序列L R Y 、L X 1 、L X 2 在5 % 的显著性水平上都是非平稳的。 但在二阶差分后三者在5 % 的显著性水平上成为平稳序列，这说 明它们都是I ( 1 ) 的，可以用来做协整关系的检验。 并不是直接用非
4、平稳时间序列数据进行的回归分析都是无效 的，若变量之间存在协整关系，则对他们做回归的结果仍是有效 的， 因此用E n g l e - G r a n g e r 两步法检验他们之间是否存在协整关系。 先用L R Y 分别对L X 1 、L X 2 做O L S 估计，结果如下： L R Y = 1 1 . 6 5 - 1 . 7 7 L X 1 （1 ）( 7 2 . 0 1 ) ( - 3 2 . 4 3 ) R2= 0 . 9 7 5 A - R2= 0 . 9 7 4 D W = 0 . 5 1 3 6 F = 1 0 5 1 . 6 3 L R Y = 1 9 . 1 2 - 3 .
5、2 8 L X 2 （2 ）( 2 7 . 1 5 ) ( - 1 7 . 9 8 ) R2= 0 . 9 2 5 A - R2= 0 . 9 2 3 D W = 0 . 1 8 1 8 F = 3 2 3 . 2 2 设模型( 1 ) 的残差序列为1，模型（2 ）的残差序列为2。 对 1、2做 A D F检验。结果表明残差序列1、2在5 %的 显著性水平上是平稳的，既时间序列L R Y 与L X 1 、L X 2 之间存在浙江产业结构与经济增长关系的实证分析李国璋 武玉洁 兰州大学经济学院技、自然条件等多方面，但最主要是经济总量小、产业结构不合理。近年来，西安、咸阳、宝鸡等关中工业区依靠优越
6、的地理位置、发达的交通网络、雄厚的工业基础、强势的高科技产业，得以快速发展；榆林、延安随着石油、天然气、煤炭等资源的大量开采和深加工，就业量猛增，带动了各相关产业的迅猛发展，实现了 G D P值的迅速攀升。而商洛经济从一、二、三产业占 G D P的比例来看，虽然第三产业占到 4 0 %左右，与全国、陕西省相当，但多为传统的批发零售业、住宿餐饮业和服务业，且基础薄弱、规模小、产业层次偏低，对 G D P增速影响有限；拉动 G D P的主导产业农业和工业的所占比例、发展速度与全省相差较大，现代化程度太低，农业占G D P的比重偏高，且明显受制于自然条件，增长速度很有限；工业多为资源类的旅游产业，建
7、筑业资质等级低，对 G D P的增长贡献不足。因此，要实现商洛社会经济总量的扩张，就必须促进 G D P结构的合理增长，加快经济结构调整，做大经济总量，优化产业结构，转变发展方式，提高发展质量和效益，推动经济社会又好又快发展。具体应做到：1 . 强力推进重大项目建设。坚持项目带动，以大项目带动大产业，以大产业促进大发展，集中力量建设柞水大西沟铁矿、商洛火电厂、山阳中村钒矿等一大批对商洛经济社会发展具有重大推动作用的工业项目，以重点突破激活全局。坚持发挥优势，把推进大项目作为加快发展的重点，以增强经济发展后劲。2 . 着力培育壮大特色产业。坚持稳步发展“一产” ，做大做强“二产” ，培育提升“三
8、产” ，进一步优化产业结构，提升发展层次；推进矿业资源深度开发，提升现代中药产业水平，加大绿色食品开发力度，加快生态旅游业发展；加大固定资产投资力度，加强公路交通等基础设施建设，加快工业园区建设，以促进特色产业的快速发展。3 . 积极推进农业经济发展。坚持以扶贫开发总揽农村工作全局，积极实施整体推进、区域扳块扶贫战略，加强扶贫资源整合，稳定解决好贫困人口温饱问题；通过加强农业基础设施建设，提高农业综合生产能力和防灾减灾水平，确保粮食安全；积极实施“一村一品”产业发展，切实增加农民收入；加强农村富余劳动力技能培训，建立健全劳务输出服务体系，大力发展订单劳务，提升劳务输出的规模和效益，增强农民现金
9、收入；制定完善县、乡、村新农村建设规划，落实新农村建设配套政策，整合、捆绑各类涉农项目和资金，加大试点村建设力度，稳步推进社会主义新农村建设；加强城镇规划、建设和管理，拉大城镇柜架，完善城镇功能，集聚城镇人口，增强城镇建设辐射带动能力，促进城乡协调发展。4 . 优化投资环境。加强生态环境建设，充分展示商洛山青水秀、生态良好、环境优美的对外形象；大力发展非国有制经济，加强对外交流与合作；发展全民全员招商，进一步改善投资环境，吸引更多的投资者来商投资兴业，为商洛经济发展注入新的活力。参考文献: 1 袁志发 周静芋: 试验设计与分析 M , 北京：高等教育出版社，2 0 0 0 2 商洛市统计局.
10、商洛统计年鉴（2 0 0 6 年） . 2 0 0 6 . ( 9 ) 3 商洛统计局: 商洛市国民经济和社会发展统计提要本（2 0 0 6年） , 2 0 0 7 . ( 4 ) 4 魏增军: 政府工作报告2 0 0 7 年 1 月 2 2 日在商洛市第二届人民代表大会第一次会议上产 业 经 济2 3 5商场现代化2 0 0 8 年2 月（下旬刊）总第5 3 1 期产 业 经 济长期的均衡关系。模型（1 ） ,（2 ）表明，浙江第一产业的结构变 动与经济增长变动是反方向的，当第一产业产值结构变动 1 % 时，实际经济产出将向反方向变动1 . 7 7 % , 当第一产业就业结构变 动1 % 时
11、，实际经济产出将反向变动3 . 2 8 % ，这也符合配第克拉 克定律。 2 . 格兰杰因果检验 对于一组具有协整关系的向量，可以表明它们之间存在长期 稳定的比例关系，但他们是否构成因果关系，还需要通过格兰杰 因果检验来判断。 对L R Y 和L X 1 进行检验的结果如下表所示：注 ： P r o b a b i l i t y 为若拒绝原假设则犯第一类错误的概率。 由上表可知，第一产业产值结构与就业结构变化是实际产出 变动的格兰杰成因，而实际产出的变化却不是第一产业产值结构 与就业结构变化的格兰杰成因。 3 . 误差修正模型 协整关系只反映变量之间的长期均衡关系，为弥补长期静态 模型的不足
12、，可通过误差修正模型反映长期均衡对短期波动影响 的“误差修正机制” ，该模型反映了被解释变量短期波动可以由 解释变量的短期波动和两个变量对长期均衡的偏离两部分解释。 对L R Y 和L X 1 、X 2 建立误差修正模型，逐步剔除不显著变量 后得到： L R Y = 0 . 1 0 5 7 - 0 . 2 8 5 9 X 1 - 0 . 1 0 3 C 1 （- 1 ） （3 ）（8 . 4 5 ） （- 1 . 9 8 ） （- 1 . 6 8 ） R2= 0 . 2 6 5 A - R2= 0 . 8 4 1 D W = 2 . 2 4 F = 1 9 . 2 4 L R Y = 0 .
13、0 9 8 6 - 0 . 6 6 9 2 X 2 - 0 . 0 0 7 C 2 （- 1 ） （4 ） R2= 0 . 3 1 6 A - R2= 0 . 7 4 6 D W = 1 . 7 9 F = 2 7 . 0 7由（3 ） 、 （4 ）可知，两个方程的误差修正项系数小于0 ，这 符合反向修正原则。在t - 1 期，当L R Yt - 1+ 1 . 7 7 X 1t - 1时，即t - 1 期 的实际经济产出向上偏离均衡时，调整系数会以0 . 1 0 3 的速度减 少实际经济产出的增加，从而调整t 期的经济增长速度向长期均 衡靠近。 三、结论 由以上的实证分析结果，可以得到以下几点
14、结论： 1 . 浙江的产业结构变动与经济增长之间存在协整关系，既存 在某种经济机制使产业结构与经济增长之间具有共同的变动趋 势。虽然1 9 7 8 年2 0 0 6 年浙江产业结构与经济增长的变动都不 具有平稳性，但长期而言二者是高度统计相关的，存在惟一的长 期稳定的动态均衡关系。这一动态的均衡关系，深刻揭示了浙江 产业结构变动与经济发展大致走势，从而为浙江的产业结构调整 提供了决策依据。由模型（1 ） 、 （2 ）可知它们间存在一种反向关 系，说明第一产业结构比重的降低可以增加经济总量，这符合产 业结构演变的历史经验。因此浙江可以通过调整产业结构来促进 经济增长。 2 . 产业结构的变动是经
15、济总量变动的原因。 这是因为经济总 量的增长率等于以各部门产出在总产出中所占比重为权数的部 门产出增长率的加权和。因此，在部门产出增长率不均衡的条件下，结构变动对总增长率将产生重要影响。本文的实证表明，浙 江的第一产业的比重结构与实际产出的增长成反方向变动关系， 说明浙江第一产业的边际生产力低于其他产业。而浙江的第一产 业就业结构也与实际产出的增长成反向变动，这说明第一产业的 就业人口向二、三产业转移，可以使劳动资源的使用效率提高， 从而促进经济增长。浙江地处相对富裕的长江三角洲地区，在改 革前就已经具备了相对高效率的农业劳动生产率以及大量社队企 业的存在，这些都成为改革后发展乡镇企业的有利条
16、件。改革开 放至今，以生产日常用品为主的轻加工工业以成为浙江的支柱产 业，从而较成功的实现了劳动和资本从边际生产力低的第一产业 向具有较高边际生产力的第二产业的转移，带来了巨大的资源配 置效益，促进了经济的高速增长。实证表明，劳动力转移与产业 结构升级仍是经济增长的关键，为政府制定相关的产业政策提供 了依据。 3 . 误差修正模型的结果表明了浙江产业结构与经济增长之间 的短期动态关系，浙江实际经济产出的短期变动可以分为两部 分，一部分是短期产业结构变动的影响，一部分是偏离长期均衡 的影响。第一产业产值结构与从业结构对实际经济产出的短期弹 性分别为0 . 2 8 5 % 和0 . 6 6 9 % ，短期内第一产业产值与就业结构变 动1 个单位，将引起实际经济产出反向变动0 . 2 8 5 及0
