1、（三）发展现代服务业，促进第三产业的优化升级 12参考文献 13后记 14一、前言（一）本课题的研究目的与意义1.研究目的本课题研究目的在于：建国以来，孝感经济建设取得很大成就，尤其是改革开放以来，经济发展迅速，综合实力不断增强。随着经济总量的增长，孝感市的产业结构出现逐步升级的趋势，社会经济从传统的农业社会向现代工业社会转变，经济结构向现代型的经济发展模式转型。随着工业经济的迅速崛起，产业结构不断优化，由“一、二、三”调整到目前的“二、三、一”。但孝感市作为湖北省的欠发达地区，农业仍然占有相当比重，而工业和服务业与发达城市相比发展缓慢，这些因素制约了孝感经济的发展。本课题通过对孝感市产业结构
2、与经济增长关系的研究，分析孝感市产业结构阻碍经济发展的根本原因，找出具有针对性的解决途径，从战略的角度提出孝感市经济发展的对策及建议，为孝感经济发展起到一定的推动作用。2.研究意义本课题研究分析孝感市产业结构，对于孝感经济的可持续发展有着重要的现实意义。通过研究可以更好地解读当前经济增长方式转变的实质内容，可以将产业结构调整和经济增长方式转变有机结合，有利于较全面地把握以人为本，全面、协调、可持续的科学发展观。另一方面，通过研究可以从孝感市经济发展现实中汲取其产业发展的经验和教训，并提出优化产业结构的对策建议，对促进孝感市产业结构优化，进而促进孝感市的经济增长有着重要意义。另一方面，近年来，产
3、业结构因素在我国经济增长中的作用已引起广泛重视，并形成了大量研究文献。国内学者几乎一致认为：产业结构的优化有助于经济增长，而不同阶段的经济增长也会带来产业结构相应的变动。我国学者运用不同的分析方法对整个中国、部分省（含自治区、直辖市）、部分区域的产业结构变动和经济增长的关系进行了大量的实证研究。但关于孝感市产业结构与经济增长关系实证研究并不多。本课题以孝感市产业结构与经济增长关系为特定研究对象，通过研究丰富产业结构与经济增长的机理，为产业结构与经济增长关系的研究提供理论借鉴。（二）本课题的研究方法本文相关数据主要通过图书馆查询、网上浏览、查阅统计年鉴等方法来收集。主要采取规范分析、实证研究和对
4、比分析等方法，多次运用计量经济学Eviews软件进行回归分析和检验，对孝感市产业结构与经济增长之间关系进行实证分析。 （三）本课题研究的结构安排本论文共分为五部分。第一部分为前言部分，介绍本课题研究的意义、方法以及论文的结构安排；第二部分主要回顾产业结构与经济增长的国内外研究理论；第三部分介绍样本数据的选择及建立模型进行计量检验；第四部分为结论；第五部分为对策建议。二、本课题研究的理论回顾（一）国外产业结构的理论研究在西方的经济理论中，对产业结构最早论述的是威廉配第。他（l978）在政治算术中提出：“工业的收益比农业多得多，而商业的收益又比工业多得多。”这在一定程度上说明了产业结构与经济增长之
5、间的关系。1而亚当斯密（l981）在国富论中论述了产业部门、产业发展及资本投入应遵循农工批零商业的顺序。2此后，克拉克受配第等有关思想的启发，在经济发展条件（1940）一书中运用三次产业分类法研究了经济发展同产业结构变化之间的规律，指出随着人均国民收入水平的提高，劳动力首先由第一次产业为主向第二次产业转移，随后向以第三产业为主转移。3由于受到克拉克观点的影响，库茨涅兹（1949）在论述国民收入的度量问题时提出，一个国家国民收入的度量必须从产业结构的角度去衡量。4为此，库茨涅兹（1957）用5O多个国家的截面数据和长期历史数据做了统计分析，认为:农业部门实现的国民收入比重，在整个国民收入中随着经
6、济发展处于不断下降之中；工业部门实现的国民收入比重，大体来看呈稳定上升趋势；服务部门的劳动力相对比重，几乎都是上升的，但国民收入的相对比重却大体不变或略有上升。（二）国内产业结构的理论研究我国在改革开放以前，经济理论界没有使用“产业结构这一概念。大约在20世纪80年代初，我国引入西方产业经济理论，渐渐地人们对产业结构有了基本了解，研究产业结构的文章相继出现。马洪（1981）的中国经济结构问题研究着重总结新中国成立后前30年的经验教训，重点转向了对中国现实问题的批判性分析。5杨治（1985）的产业经济学导轮则代表了80年代中后期我国产业结构问题研究的新方向。其特点是以三次产业分类为基础，从静态理
7、论演绎转向动态实证研究，将产业结构状况及其变化与经济发展阶段和水平、要素禀赋、政府干预等联系在一起进行分析。6郭克莎（1993）的中国：改革中的经济增长与结构变动一书中，除指出改革开放以来经济增长和结构变动的一般特点外，特别注重对效率、效应的分析。他经过统计分析指出，综合要素生产率（TFP）的变动与经济增长率的波动呈现负相关。7刘伟（2002）的产业结构与经济增长通过采用考虑不同产业结构对生产影响的函数，对全国各地区（1992-2000）的产业结构与经济增长之间的关系进行了研究，指出，扩大第三产业在国内生产总值中的份额会导致经济的良性增长。8周振华（1995）的现代经济增长中的结构效应旨在通过
8、对经济结构变化的分析来说明经济结构尤其是产业结构是决定经济增长的一个重要因素。他采用系统研究的方法，以投入产出模型为基础，不仅考察了产业结构内部关联的结构效应，而且从国民产品运动的角度考察了产业供给结构和需求结构的反应程度，揭示了结构弹性效应。9周振华（1998）的我国经济结构调整：理论与实践的探讨提出了制度性调整与经济性调整并举、局部性调整与整体性调整协调、过渡性调整与目标性调整相结合的思路。10周振华（2003）的产业融合：产业发展及经济增长的新动力指出在信息化进程中，出现了在数字融合基础上的产业融合。随着产业融合在整个经济系统中越来越具有普遍性，它将导致产业发展基础、产业之间关联、产业结
9、构演变、产业组织形态和产业区域布局等方面的根本变化，对整个经济与社会产生综合影响。11李长明（1994）的产业结构与宏观调控对我国1978年到1992年的国民产值的产业构成、就业结构状况进行了分析并说明变化原因。得出我国的基础产业和支柱产业，指出产业结构的宏观调控对国民经济发展的重要作用。12郭金龙（1998）的结构变动对经济增长方式转变的作用分析从理论上分别解释了产业结构变动对经济增长的作用以及对提高生产率的显著作用，为实证研究提供了理论依据。得出部门产出在总产出中占的比重不同会改变各部门的权重，从而导致总增长率的变化。13乔为国（2004）的中国三次产业结构特征及解释在对需求结构考察的基础
10、上，解释了我国对第三产业投资大幅倾斜但产出中第三产业比重基本不变而第二产业比重大幅提高的状况；也解释了在国际比较中，我国第三产业比重偏低而第二产业比重偏高等产业结构特征。14周英章（2002）运用时间序列经济计量技术对我国19521999年期间的产业结构变动和实际经济增长的关系进行实证分析。得出结论：格兰杰因果关系检验证实产业结构变动是影响我国实际经济增长的重要原因，而实际经济增长对产业结构变动没有显著的影响。15朱慧明（2003）产业结构与经济增长关系的实证分析利用各地区的国内生产总值及一、二、三产业产出的横截面数据和时间序列数据测算了各产业增长对经济增长的贡献，得出的结论与周英章相同。16
11、综上所述，许多经济学家针对产业结构和经济增长的关系进行研究，他们都肯定了产业结构的重要性以及与经济增长的密切关系，并认为合理的产业结构变动能推动经济增长。但是由于这些学者大多从宏观的角度把握产业经济或经济结构，或多从经济结构同经济增长的关系入手来全面考察所有问题。因此，不可避免地会出现在产业结构研究上不够细化，尤其是在产业结构同经济增长之间关系的实证分析方面的研究不是很充分。本课题通过对孝感市产业结构与经济增长的研究，增加其实证分析，弥补这方面的不足。三、样本数据的选择与回归检验（一）数据来源及处理国际、国内较为通用的表示国民经济增长的一项重要指标是国内生产总值，即GDP。产业结构是国民经济各
12、个产业部门之间的组织和构成情况及它们所占的比重和相互关系。本文采用的指标数据为19922009年年度数据，具体为反映孝感市历年经济增长的国内生产总值GDP （按当年价格计算），反映历年产业结构情况的第一产业产值（Y1）、第二产业产值（Y2）、第三产业产值（Y3）、第一产业比重（R1）、第二产业比重（R2）和第三产业比重（R3）指标数据对产业结构与经济增长关系进行研究，具体数值如下表1所示。本文选用产值结构Y1、Y2、Y3、R1、R2、R3 （分别代表孝感市第一、二、三产业的国内生产总值以及第一、二、三产值比重）来表示产业结构。对于经济增长，本文采用国内生产总值GDP。（表1）表1 199220
13、09年各衡量指标年份GDP总量（万元）第一产业产值（万元）第一产业比重（%）第二产业产值（万元）第二产业比重（%）第三产业产值（万元）第三产业比重（%）199265236827856142.70%20223431.00%17157326.30%199375240428624138.04%25971534.52%20644827.44%199488522339929245.11%23475326.52%25117828.37%1995125185353383142.64%38794230.99%33008026.37%1996147177366580145.24%42101328.61%3849
14、5926.16%1997155843267104543.06%48469331.10%40269425.84%1998157813369603644.11%45644528.92%42565226.97%1999168309471393142.42%51415930.55%45500427.03%2000194316572208937.16%62879532.36%59228130.48%2001213640572820034.09%72011933.71%68808632.21%2002236825275980032.08%81937734.60%78907533.32%2003267811
15、781340030.37%94101935.14%92369834.49%2004322710088480027.42%117270036.34%116960036.24%2005360230094500026.23%135360037.58%130370036.19%2006404150099590024.64%154560038.24%150000037.11%20074807900109140022.70%190870039.70%180780037.60%20085930600131710022.21%243950041.13%217400036.66%2009681200014520
16、0021.32%286800042.10%249200036.58%资料来源：根据孝感统计年鉴（1992-2009）整理。本文样本数据均来自孝感市统计年鉴（各年度），样本区间为19922009年。由于自然对数变换不仅不改变原来的协整关系还能使其趋势线性化，消除时间序列中存在的异方差现象，本文对七个变量取对数，分别表示为LOGGDP、LOGY1、LOGY2、LOGY3、LOGR1、LOGR2和LOGR3。（二）模型的构建本部分的模型共分为两个部分：首先采用国内生产总值（GDP）、第一产业比重（R1）、第二产业比重（R2）和第三产业比重（R3）四项指标建立格兰杰因果检验模型进行分析，研究孝感市产业
17、结构与经济增长二者之间关系；然后运用协整与误差修正模型，对国内生产总值（GDP）、第一产业产值（Y1）、第二产业产值（Y2）、第三产业产值（Y3）四项指标进行分析，检验经济时间序列变量水平数据是否存在长期均衡关系，同时也可以研究变量之间短期经济行为。通过协整与误差修正模型对三次产业对孝感市经济增长贡献进行具体的量化分析，为更加合理的调整产业结构发展经济提供理论支持。（三）实证分析1.产业结构与经济增长因果关系检验模型的选择：研究变量之间的关系情况通常运用的方法就是相关系数法，即通过计算变量间的相关系数研究二者之间的关系。然而利用相关系数研究变量之间关系时存在以下不足：一是容易造成“伪相关”的结
18、果出现，即经济意义上表明没有联系的序列却出现较大的相关性；二是相关系数只能研究两变量之间相互关系，并不能判定两个变量之间单向影响的关系，即一个变量是否为引起另一个变量变化的原因。基于上面提出的问题及相关系数的特点，选用计量经济理论中的格兰杰因果检验模型研究孝感市产业结构与经济增长二者之间关系，一方面可以避免“伪相关”现象的出现，另一方面也可以具体确定二者之间是否存在单向影响的因果关系。数据平稳性检验：在进行格兰杰因果检验之前，最好先分析数据的平稳性，提高因果检验效果。这里采用ADF检验，其中ADF检验的模型形式为： （1） 原假设H0: =0，备择假设H1:0，接受H0意味着序列Yt有一个单位
19、根，即是非平稳的。其中,、t为白噪声,为差分算子,c为常数项，t为趋势因素。对LOGGDP、LOGR1、LOGR2和LOGR3，进行ADF检验，检验结果如表2。表2 ADF检验结果序列ADF检验值1%的显著水平临界值5%的显著水平临界值10%的显著水平临界值接受原假设概率值（prob）是否是平稳序列2LOGgdp-3.812157-4.728363-3.759743-3.3249760.0459是2LOGr1-4.095093-4.886426-3.828975-3.3629840.03342LOGr2-5.670859-4.992279-3.875302-3.3883300.00402LOG
20、r3-6.1136720.0011根据表2,自然对数变换后得到的LOGGDP时间序列变量在原水平时是非平稳的，在一阶差分后也是非平稳的，而在二阶差分后则均为平稳序列，说明此变量为二阶单整序列；同样自然对数变换后分别得到的lnR1、lnR2、lnR3时间序列变量二阶差分后是平稳的，说明这三个变量也是二阶单整序列。我们知道经过二阶差分后的2LOGGDP、2LOGr1、2LOGr2和2LOGr3数据可近似代表经济增长变化与一二三产业结构变动情况。因此，可以对此差分后的四时间序列做格兰杰因果关系检验研究孝感市产业结构与经济增长关系实证分析。结果分析：根据格兰杰因果关系检验原理，运用Eviews5.1，
21、对孝感市产业结构变动与经济增长之间的格兰杰因果关系进行分析，分析结果如表3所示。表3 格兰杰因果检验结果表（滞后阶数m=2）零假设F值Pro结论LOGR1 does not Granger Cause LOGGDP7.369180.00932拒绝原假设LOGGDP does not Granger Cause LOGR16.331560.01480LOGR2 does not Granger Cause LOGGDP6.250760.01537LOGGDP does not Granger Cause LOGR228.21604.66545接受原假设LOGR3 does not Granger
22、 Cause LOGGDP4.221450.04360LOGGDP does not Granger Cause LOGR31.474360.27084LOGR2 does not Granger Cause LOGR13.611550.06226LOGR1 does not Granger Cause LOGR29.730960.00369LOGR3 does not Granger Cause LOGR12.894780.09771LOGR1 does not Granger Cause LOGR33.674750.05994LOGR3 does not Granger Cause LOG
23、R24.997850.02857LOGR2 does not Granger Cause LOGR34.217350.0437根据表3，由F-统计量和相伴概率可以发现，在5的显著性水平下，第一产业、第二产业、第三产业都是GDP增长的格兰杰原因，同时GDP的增长对于第一产业的发展有促进作用。由此可见，孝感市经济增长与产业结构调整之间的作用方向是，产业结构调整能促进经济增长，而经济增长也能促进产业结构的调整。另外第一产业构成了第二产业的格兰杰原因，说明第一产业的发展为第二产业的发展提供了有力支持。同时第三产业构成第二产业的格兰杰原因，而同时第二产业也构成第三产业的格兰杰原因，说明第二产业与第三产业
24、的发展存在相互促进的关系。2.孝感市产业结构对经济增长的贡献分析对于非平稳的时间序列，若它们是同阶单整的，则这向量间的某种线性组合却可能是平稳的，即向量之间可能存在着协整关系，变量之间的协整关系所隐含的是长期稳定关系。由上所知，LOGGDP和LOGX两个变量均为二阶单整过程，因此可以对其进行协整检验。本文选用Engle-Granger两步法进行变量间的协整关系检验。协整模型检验：首先，对同阶单整的LOGGDP、LOGY1、LOGY2和LOGY3四个变量的时间序列进行最小二乘估计（OLS），由结果得模型的估计结果如下：LogGDP = 0.9477047596 + 0.3514854972*LogY1 + 0.378686375*LogY2 + 0.282056077*LogY3 （2）接着研究线性回归残差序列resid的平稳性，对上述方程的回归残差进行单位根检验（EG检验），检验结果见表4。表4 残差e的平稳性检验结果t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-8.2941120.0000Test critical values:1% level-4.6678835% level-3.73320010% level-3.310
