产业结构经济发展实证分析
温州市产业结构与经济增长实证分析
2008年金融危机以后，温州经济发展面临着严峻的国内外经济形势，改革开放以来全市经济高速增长后出现明显的高位回调态势，国民经济发展速度低于浙江省的平均水平，这意味着在金融危机的背景下，温州现有的产业结构面临着严峻的挑战。为了适应新的宏观经济环境，必须进行经济结构调整，增强经济发展活力。本文对温州产业结构与经济增长进行实证分析，为温州经济经济结构调整提供对策和建议。
一、温州市产业结构现状及其变动
(一)三大产业结构现状
改革开放以来，温州三大产业结构比重发生了巨大变化，通过分析温州统计年鉴数据，我们可以大致了解温州市从1978年以来三大产业的变动情况。温州市第一产业比重先下降后上升，总体来说处于下降状态。第一产业从1978年到1981处于下降状态，从1978年的42.2%下降到1981年的36.5%，而1981-1982年有个短暂的上升，其后一直处于下降状态。第二产业从1978年到1991年处于波动式上升阶段，1991年到1993年处于急剧上升阶段，从1991年的44.4%上升到1993年的58.4%，这是由于第一产业比重持续下降所致。1993年以后基本上处于平稳上下波动状态。第三产业从1978年到2011年一直处于持续平稳上升状态，从1978年的22%上升到2011年的44.6%。经过30多年的调整和发展，温州市一、二、三产业结构比重从1978年的42.2：35.8：22调整到2011年的3.2：52.5：44.6，第一产业比重大幅下降，第二、三产业分别上升17和22个百分点。
(二)产业结构调整Moore结构变化值分析
Moore结构变化值运用空间向量测定法，其基本思想是：将整个国民经济分为n个产业，用空间n维向量表示这n个产业，并用每个向量的大小表示该产业占当期GDP的比重，当每一个产业在国民经济中的份额发生变化时，它与其他产业(向量)的夹角会发生变化，把两个不同时期空间向量的夹角作为产业结构变化的指标。计算公式为：
Mt=(wi，t-wi，t+1)/[(w2i，t)1/2·(w2i，t+1)1/2]
cosθ=Mt+θ=arcMt+式中，Mt+表示More结构变化值，是空间向量夹角变化的余弦值，Wi，t表示t期第i产业所占比重θ，Wi，t+1表示t+1期第i产业所占的比重，表示产业份额变化的总夹角，θ越大，表明产业结构的变动速率也越大，与库兹涅茨产业结构调整K值比较来说，More结构变化值更细致、灵敏地揭示了产业结构变化的过程与程度。
二、Moore结构变化值与经济增长率回归分析
为了更好地反应产业结构调整和经济增长之间的关系，我们计算出温州市年度Moore结构变化值，以便在经济增长率和产业结构调整值之间进行回归分析，用来考察温州市产业结构调整和经济增长的关系。
为了避免伪回归，对温州市年度经济增长率和Moore结构变化值对应的角度值进行单位根检验，检验结果如表1所示。
从表1中可以看出，g和θ均为平稳时间序列，对其可以直接进行回归分析，利用OLS对g和θ进行回归估计，得出结果如表2所示。
从表2可以看到，R2=0.1432，其结果不是很理想，说明方程设定参数存在问题，模型的解释力度不够，由于经济的增长是有多种因素共同决定的，单单考虑了产业结构变化，可能就会导致R2偏小。但回归方程从另一个方面说明了产业结构调整与经济增长存在着正相关的关系(θ前面的系数0.0111>0)。从以上分析可以知道，改革开放以来，温州市的产业结构调整有大有小，经济增长速度有快有慢，但温州市产业结构调整与经济增长保持着一致的步伐。即产业结构与经济增长存在正相关的关系。
三、温州市产业结构与经济增长实证分析
(一)数据选择
本文数据来源为《2011年温州市统计年鉴》，选取温州市1978年-2011年年度GDP增长率g表示经济增长，第一产业产出增长率c1，第二产业分为工业增长率gy和建筑业增长率jz，第三产业产值增长率c3表示产业结构调整，利用Eviews6.0对数据进行平稳性检验和参数估计。
(二)平稳性检验
平稳性检验有多种方法，这里使用较为常见且成熟的方法——单位根检验(unitroottest)。利用Eviews6.0进行单位根检验，得到表1：
平稳性检验首先对g、c1、gy、jz、c3等指标进行单位根检验，从表1可以看出，上述变量均为非平稳时间序列，对非平稳序列进行回归，往往得出的结果是虚假的，即伪回归现象。接下来对g、c1、gy、jz、c3等指标进行一阶差分，可以看到，以上指标都是一阶单整的，各变量满足构造VAR模型的条件。
(三)协整分析
协整检验是验证一组非平稳时间序列是否存在长期的稳定关系，如果存在长期稳定关系，那么说明这组时间序列是协整的。经过上面的平稳性检验发现，温州市经济增长率与第一、二、三次产业增长率各指标是一阶单整的，一阶差分后变为平稳的时间序列。一阶单整变量协整检验有两种方面：一是基于回归系数的Johansen检验;另一种是回归残差EG(Engle-Granger)两步法协整检验。本文采取EG两步法进行检验。 利用最小二乘法(OLS)对g、c1、gy、jz、c3等指标进行回归，其结果如表2所示。回归结果比较理想，偏回归系数在零假设情况下，各t值的全部p值均小于临界p值(1%)，偏回归系数检验统计量都是显著的。R2=0.9511，表示四个解释变量解释了经济增长率95.11%的变异。d统计量为1.6083接近2，说明各变量趋向于无自相关，变量设定较为合理，格兰杰和纽博尔德提出过一种简单的伪回归判定方法：若R2>d，可能为伪回归。从上表可以看出，以上回归R2 接着对回归模型的残差进行ADF单位根检验，得到结果如表1所示。从表1中可以看出：回归模型残差e的ADF检验值-4.5286<-2.6392，说明变量在1%的显著性水平下拒绝原假设，接受不存在单位根的结论。进而可以得出，尽管时间序列g、c1、gy、jz、c3是不平稳的，但他们的线性组合却为平稳的，从而可以说上述5个变量间是存在长期稳定关系的。
从表回归模型可知，对温州市经济增长贡献最大的为第三产业，其次是第二产业，最后是第一产业。从结果可以看出，温州市第三产业每增加1%，GDP就会增加0.44%;工业每增加1%，GDP就会增加0.36%;建筑业每增加1%，GDP就会增加0.22%;第一产业每增加1%，GDP就会增加0.0.198%。从不同产业对经济增长不同的贡献率中我们可以得出：改革开放以来温州第三产业发展十分迅速，第三产业的快速发展对经济增长有非常重要的作用。
从回归模型方程中，我们也可以发现温州经济发展中的问题，其中第二产业问题较大。第二产业中工业和建筑业对温州经济增长的贡献率低于第三产业，第二产业为主导产业，理因对经济增长发挥更大的作用。到2011年，工业占GDP47.2%，但其对经济增长贡献却在下降，原因可能是由于第二产业激进式的转型导致产值大幅缩水。第二产业处于内部调整阶段，或许正在酝酿下一次的“崛起”。
四、结论及政策建议
主要结论：一是从1978年到2011年，温州市产业结构调整速度经历了波动上升到集聚下降，最后呈稳定状态，反映出既有波动性又具稳定性;二是改革开放以来，虽然温州市产业结构调整力度有大有小，经济增长速度有快有慢，但温州市产业结构调整与经济增长有着一致的步调，即产业结构调整和经济增长存在正相关的关系;三是温州市产业结构调整与经济增长之间存在这长期的“稳定”关系。从长期来看，第三产业每增加1%，GDP就会增加0.44%。工业每增加1%，GDP就会增加0.36%。建筑业每增加1%，GDP就会增加0.22%。第一产业每增加1%，GDP就会增加0.198%。
不同地区有不同的经济环境，到底怎样的产业结构是合理的，这是不能一概而论的。从长远来看，产业结构一直处于不断的调整状态，而产业结构的调整是区域性的，所以各个产业部门的比重到底多少是最合适的，不存在适合所有国家所有地区的标准，因而区域产业结构优化是学者们长期值得研究的课题。
当前，温州产业结构还须进一步调整，从而使温州经济能更好更快的可持续发展。关键是要加大三大产业内部结构的调整。
政策建议：一是提升第一产业中农业服务业的比重，加大农业的投资力度，增加农业的科技含量。二是产业结构调整不仅仅是简单的三大产业比重量的调整，更要注重质的提高，要注重产业“内涵”的培养;三是第三产业发展潜力还非常巨大，第三产业是未来经济发展的重要动力，大力发展第三产业，不仅繁荣地区经济，而且可以增加就业，对缓解就业压力将会起着重大作用。
参考文献：
1.黄运武.市场经济大辞典[M].武汉大学出版社，1993.
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5.叶必华.江苏省产业结构与经济增长关系的实证研究[J].理论研究，2011(6).
县域经济产业结构演变的实证分析
按照产业结构演变的一般 规律 ，在经济发展到一定阶段后，第二、三产业取代第一产业成为推动经济发展的主要力量，第一产业在国民经济中的比重逐渐降低，第二、三产业在国民经济中的比重逐渐增加。对于吉林省县域经济而言，当农业发展到一定水平后，农业在县域经济中的比重呈现降低的趋势，那么，第二、三产业(或者说是非农产业)在县域经济中的比重会相应地增加。这是从整体变化上得出的结论，它并不意味着第二产业和第三产业都会随着县域经济发展而呈现比重上升的趋势。因此，对第二、三产业分别进行考察是必要的。 中国论文联盟www.LWLM.com编辑。
改革开放以来，我国县域经济是在 农村 工业 化的进程中不断取得发展的。县域工业的发展为县域经济发展乃至国民经济的发展作出了重要贡献。据统计，2005年，我国国内生产总值的近30%、工业增加值的45%、出口的34%都来自乡镇 企业 。在这一时期，吉林省县域工业也取得了较大进步，从而推动了县域经济的发展。在第二产业发展与县域经济发展之间存在线性关系的假设下，我们将县域GDP分成同样的四个组别，通过线性回归分析二者之间关系。利用同样的方法，也可以对第三产业发展与县域经济发展的关系进行回归分析。
回归结果表明，县域GDP随着第二、三产业的发展而逐渐增加。在县域GDP介于25亿元和50亿元之间时，第二产业与县域经济发展的线性关系不显著;在县域GDP大于100亿元以上时，第三产业与县域经济发展的线性关系不显著。这说明，县域经济在这个发展阶段，第二产业(或第三产业)分别进入了调整阶段，与经济发展的相关性减弱，从而体现出县域第二产业(或第三产业)发展的差异性增大。
从产业结构方面看，以第一产业产值为标准，可以 计算 出县域GDP在不同阶段的第二、三产业的比值。在县域GDP介于25亿元与50亿元之间，以及大于100亿元两个阶段，产业结构中三次产业比重比较接近。这也说明了在这两个阶段，县域第二、三产业发展的差异性较大。以县域GDP大于100亿元以上的6个县市为例(包括磐石市、前郭县、榆树市、德惠市、农安县和公主岭市)，公主岭市、榆树市和农安县是全省第一产业产值的前三名，前郭县、磐石市和德惠市则占据了全省第二产业产值的前三位，榆树市和德惠市还是全省第三产业产值的第一名和第三名。因而，吉林省县域经济总量最高的县(市)的产业结构从整体上看不尽合理。此外，与林民书(2007)结果相比，除了县域GDP介于25亿元与50亿元之间的比例较为相似以外，其他区间的结果差异较大，其原因部分由于本文样本个数少、县域差异大，其他原因尚待研究。
第二、三产业在县域经济发展过程中都发挥着重要作用。但是，从县域人均GDP的角度看，随着经济的发展，第二、三产业在县域经济中所占比重的变化却并不相同。第二产业在县域经济中所占比重随着县域人均GDP的增长而增加(参见图5)，两组数据的相关系数为0.514。第三产业在县域经济中所占比重与县域人均GDP之间不存在线性关系(参见图6)，相应的相关系数为-0.062，两组数据基本不相关。由此可见，第二产业的发展是县域经济产业结构发生改变的主要原因。在县域经济范围内，第三产业的发展虽然对县域经济发展有推动作用，但其产业结构比重却没有规律性的变化趋势。
四、相关结论
在吉林省县域经济发展过程中，县域经济产业结构的演变呈现出一定的规律性。与产业结构演变的一般规律相比，我们发现，无论是以国家为基本单位，还是以县域为研究对象，工业化对经济发展的影响都是深刻的。随着工业化进程的不断深入，农业在区域经济中的比重不断降低，第二产业的比重逐渐上升。由于吉林省经济总量与发达省份相比还有差距，县域经济发展水平 自然 相对落后。作为农业大省，农业仍然是吉林省县域经济的重要组成部分，对经济发展还具有一定的支配作用。县域经济中第二产业发展较好的县(市)多依赖于资源开采和农副产品加工，产业发展的层次较低。因此，在吉林省县域经济产业结构中，第一、二产业的比重仍很接近，第二产业的比重亟待提高。
第三产业在吉林省县域经济中的比重变化没有规律性，这与产业结构演变的一般规律截然不同。从个体分析，第三产业在县域经济中比重的不同反映了县域之间差异性;从整体分析，第三产业在县域发展的空间有限，从而限制了第三产业在县域经济中比重的提高。由于受到 交通 、商业、 金融 、人才等因素的影响， 现代 服务业通常集聚在中心城市，而不会选择在县域发展。此外，吉林省县域经济中第三产业的外向性较低，
当县域经济发展水平较低时，三次产业发展水平接近，产业结构趋同。随着县域经济发展，三次产业发展进入了调整阶段，县域经济产业结构发展的差异性增大，与县域经济发展的关联性减弱，三次产业都有可能演变成为县域经济发展的主导产业。县域经济是较小尺度的区域经济，地域性特征明显，不同县域的差异性较大。因此，县域经济的发展模式不必强调同一，而要因地制宜地制定符合当地实际情况的产业政策和发展战略，让县域经济成为推动吉林省经济发展的新增长点。
[ 参考 文献 ]
[1]H.钱纳里，等，工业化和经济增长的比较研究[M]，上海：三联书店，上海人民出版社，1995，
[2]林民书，张树全，县域经济发展过程中产业结构演变的实证分析[J]，河南社会 科学 ，2007，(4)，
[3]王昱，吉林省县域经济发展的空间特征及其成因研究[J]，国土与自然资源研究，2006，(2)，
