產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與長(zhǎng)春市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系分析

摘 要：使用生產(chǎn)函數(shù)推導(dǎo)出各生產(chǎn)部門產(chǎn)出與總產(chǎn)出之間的關(guān)系模型，采用長(zhǎng)春市的數(shù)據(jù)對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果表明第一產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用表現(xiàn)在第一產(chǎn)業(yè)對(duì)總產(chǎn)出規(guī)模的正影響，而另一方面它卻對(duì)勞動(dòng)的生產(chǎn)效率產(chǎn)生負(fù)影響，降低了勞動(dòng)者的收入。第二產(chǎn)業(yè)對(duì)于總產(chǎn)出的拉動(dòng)作用主要是通過提高資本的生產(chǎn)效率實(shí)現(xiàn)的。第三產(chǎn)業(yè)在國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值中的比重增加，會(huì)產(chǎn)生負(fù)的規(guī)模效應(yīng)，但有助于勞動(dòng)生產(chǎn)效率的提高，即有助于勞動(dòng)收入的增加。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與所有制結(jié)構(gòu)的聯(lián)合調(diào)整將產(chǎn)生互動(dòng)性效應(yīng)。因此，長(zhǎng)春市經(jīng)濟(jì)要長(zhǎng)期穩(wěn)定的發(fā)展還需要根據(jù)以上結(jié)果進(jìn)一步調(diào)整和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和所有制結(jié)構(gòu)。關(guān)鍵詞：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；要素效率

中圖分類號(hào)：F037.1 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1672-3198（2007）08-0014-03

為了度量各經(jīng)濟(jì)部門對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)和各經(jīng)濟(jì)部門結(jié)構(gòu)變化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，本文將利用生產(chǎn)函數(shù)推導(dǎo)出各經(jīng)濟(jì)部門增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系模型，采用長(zhǎng)春市1980年以來(lái)的數(shù)據(jù)進(jìn)行了經(jīng)濟(jì)分析，并據(jù)此結(jié)果對(duì)政策的制定提供了相應(yīng)的建議與支持。

1 各次產(chǎn)業(yè)對(duì)長(zhǎng)春市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)

首先研究各次產(chǎn)業(yè)在長(zhǎng)春市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中所做的貢獻(xiàn)，然后再對(duì)各產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)的途徑加以分析。

1.1 建立模型

現(xiàn)在考慮不同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)生產(chǎn)影響的函數(shù)：

其中Y表示變量X對(duì)時(shí)間的導(dǎo)數(shù)。再將上式兩端同時(shí)除以Y，并將等式右端的分子和分母上同時(shí)乘以Xi或者A，則可以得到：

其中公式左端是總產(chǎn)出的增長(zhǎng)率，標(biāo)記為y；YXiXiY表示第i產(chǎn)業(yè)部門的產(chǎn)出彈性，標(biāo)記為αi；而Xi/Xi表示第i產(chǎn)業(yè)部門的產(chǎn)出增長(zhǎng)率，標(biāo)記為xi；右端最后一項(xiàng)表示技術(shù)和制度等因素對(duì)總產(chǎn)出增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，標(biāo)記為α0。因此我們可以使用如下的線性回歸模型來(lái)分析各產(chǎn)業(yè)部門對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)：

其中ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

1.2 數(shù)據(jù)說(shuō)明

研究的目的是改革開放以來(lái)是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)長(zhǎng)春經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，因此采用從1980年－2005年的數(shù)據(jù)(數(shù)據(jù)均來(lái)自《吉林統(tǒng)計(jì)年鑒》和《長(zhǎng)春統(tǒng)計(jì)年鑒》)。長(zhǎng)春市國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、第一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出量、第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出量和第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出量分別表示為Y、X1、X2和X3，并根據(jù)公式x=X/X(-1)-1得到GDP和各次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的增長(zhǎng)率序列。

1.3 各次產(chǎn)業(yè)部門在長(zhǎng)春市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的貢獻(xiàn)分析

使用長(zhǎng)春1980年以來(lái)數(shù)據(jù)對(duì)模型(4)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，經(jīng)過逐步回歸最后得到結(jié)果如下：

參數(shù)下邊括號(hào)中的數(shù)字是該參數(shù)顯著性檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)量值，“*”，“**”和“***”號(hào)分別表示在10%，5%和1%水平下該參數(shù)是顯著的(以下方程的參數(shù)估計(jì)相同)。方程(5)的檢驗(yàn)擬合程度的統(tǒng)計(jì)量調(diào)整R2為0.9754，擬合性很好；Durbin-Watson統(tǒng)計(jì)量為1.5297，說(shuō)明不存在顯著的序列相關(guān)；檢驗(yàn)解釋變量顯著性的t統(tǒng)計(jì)量表明其均在1%水平下顯著。而且解釋變量的系數(shù)和約為1，符合經(jīng)濟(jì)意義，因此，該方程可以用于經(jīng)濟(jì)分析。

上述方程(5)表明，第一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出量增長(zhǎng)1%會(huì)導(dǎo)致國(guó)內(nèi)總產(chǎn)值增長(zhǎng)0.30%；第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出量增長(zhǎng)1%會(huì)導(dǎo)致國(guó)內(nèi)總產(chǎn)值增長(zhǎng)0.47%；第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出量增長(zhǎng)1%會(huì)導(dǎo)致國(guó)內(nèi)總產(chǎn)量0.22%。即第一、二、三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出彈性分別是0.30、0.48和0.22。由于第一，二，三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值線性和等于GDP的這種關(guān)系，所以有 ，即第一、二和三產(chǎn)業(yè)的邊際產(chǎn)出均為1。所以被估計(jì)的參數(shù)為第一、二和三產(chǎn)業(yè)平均占總產(chǎn)出的百分比估計(jì)值，分別為30%、48%和22%。即總產(chǎn)出的增長(zhǎng)中分別由第一、二和三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)所拉動(dòng)的比例大約為30%、48%和22%。由此可見，長(zhǎng)春市第二產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)能力是最大的，第一產(chǎn)業(yè)次之，第三產(chǎn)業(yè)的拉動(dòng)能力最小。長(zhǎng)春市第二產(chǎn)業(yè)在整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)中發(fā)揮著帶動(dòng)性作用，那么發(fā)展吉林老工業(yè)基地對(duì)于長(zhǎng)春來(lái)說(shuō)正是一個(gè)契機(jī)，利用新技術(shù)改造傳統(tǒng)的工業(yè)生產(chǎn)方式，這將有力地促進(jìn)長(zhǎng)春市經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期穩(wěn)定的增長(zhǎng)。

2 各次產(chǎn)業(yè)對(duì)長(zhǎng)春市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)的途徑

第一部分研究的是各產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，但是各次產(chǎn)業(yè)具體是通過什么途徑來(lái)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的，是通過影響經(jīng)濟(jì)的生產(chǎn)規(guī)模，還是通過影響要素的生產(chǎn)效率，在這里將通過Cobb-Dauglas生產(chǎn)函數(shù)推導(dǎo)所得到的模型做進(jìn)一步深入的分析。

2.1 建立模型及數(shù)據(jù)說(shuō)明

根據(jù)Cobb-Dauglas生產(chǎn)函數(shù)，把產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)視為制度因素從而推導(dǎo)出度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)生產(chǎn)規(guī)模和要素效率影響關(guān)系的模型。使用 和 分別表示總產(chǎn)出和第 次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出； 表示固定資產(chǎn)投入量； 表示勞動(dòng)總從業(yè)人員。用 代表

對(duì)上式兩邊取對(duì)數(shù)可以得到模型如下，則其可以用于度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)生產(chǎn)規(guī)模和要素效率的影響，從而確定各產(chǎn)

根據(jù)《吉林統(tǒng)計(jì)年鑒》和《長(zhǎng)春統(tǒng)計(jì)年鑒》所發(fā)布的長(zhǎng)春市1980年到2005年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、第一、二、三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出量，固定資產(chǎn)投資 、勞動(dòng)總從業(yè)人員 的樣本觀測(cè)值，運(yùn)用 ，( =1，2，3)代表第 產(chǎn)業(yè)在整個(gè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中比重的大小，并對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值 ，固定資產(chǎn)投入量 ，勞動(dòng)總從業(yè)人員 取對(duì)數(shù)變換。

2.2 長(zhǎng)春市各次產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)的途徑

采用長(zhǎng)春市1980年以來(lái)如上所描述的數(shù)據(jù)對(duì)模型(7)進(jìn)行估計(jì)，可以度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)生產(chǎn)規(guī)模和要素效率的影響，從而確定各產(chǎn)業(yè)部門對(duì)總產(chǎn)出貢獻(xiàn)的途徑。經(jīng)過逐步回歸最終估計(jì)結(jié)果為：

方程(8)的調(diào)整R2=0.9925，整體的擬合程度很高；Durbin-Watson統(tǒng)計(jì)量為2.5178，查表說(shuō)明沒有顯著的序列相關(guān)性；各解釋變量的t-統(tǒng)計(jì)量的數(shù)值和相伴概率值表明其都很顯著。因此方程的參數(shù)估計(jì)在統(tǒng)計(jì)和計(jì)量經(jīng)濟(jì)意義上是可置信的。

根據(jù)方程(8)，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出在總產(chǎn)出中所占比例影響經(jīng)濟(jì)的規(guī)模，同時(shí)還影響勞動(dòng)要素的生產(chǎn)效率，它通過對(duì)經(jīng)濟(jì)規(guī)模和勞動(dòng)效率分別為正向和負(fù)向作用而影響總產(chǎn)出；第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出在總產(chǎn)出中所占比例不影響經(jīng)濟(jì)的生產(chǎn)規(guī)模，而只影響資本要素的生產(chǎn)效率，它通過這種正向作用來(lái)拉動(dòng)總產(chǎn)出；第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出在總產(chǎn)出中所占比例不僅影響經(jīng)濟(jì)的規(guī)模，同時(shí)還影響勞動(dòng)要素的生產(chǎn)效率，但其對(duì)勞動(dòng)要素生產(chǎn)效率的影響是正影響，而對(duì)經(jīng)濟(jì)規(guī)模的影響卻是負(fù)影響。由方程(8)可以得到：第一產(chǎn)業(yè)存在規(guī)模效應(yīng)，但其勞動(dòng)的生產(chǎn)效率對(duì)總產(chǎn)出產(chǎn)生負(fù)的影響，第一產(chǎn)業(yè)在總產(chǎn)出中的份額增加1%，則資本的產(chǎn)出彈性近似增加45.76％；第二產(chǎn)業(yè)在總產(chǎn)出中的份額增加1%，則資本的產(chǎn)出彈性近似增加1.21％，它只通過資本效率的正的效應(yīng)而影響總產(chǎn)出；第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生負(fù)的規(guī)模效應(yīng)，但其勞動(dòng)的生產(chǎn)效率對(duì)總產(chǎn)出產(chǎn)生正的影響，第三產(chǎn)業(yè)在總產(chǎn)出中的份額增加1%，則勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性將近似增加9.38％。

3 長(zhǎng)春市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與所有制結(jié)構(gòu)聯(lián)合調(diào)整對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響

前邊討論了各次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，下面我們將探討產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與所有制結(jié)構(gòu)調(diào)整相結(jié)合的結(jié)果。

3.1 數(shù)據(jù)說(shuō)明

根據(jù)《吉林統(tǒng)計(jì)年鑒》和《長(zhǎng)春統(tǒng)計(jì)年鑒》所發(fā)布的長(zhǎng)春市1990年到2005年第一、二、三產(chǎn)業(yè)中投入的勞動(dòng)人數(shù)L1、L2、L3和從業(yè)人員總數(shù)L的樣本觀測(cè)值，則vt=Li/L，(i=1，2，3)代表第i產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員比例。再取1990年到2005年國(guó)有和非國(guó)有單位就業(yè)人員L11、L22，則vii/L，(i=1，2)分別表示國(guó)有和非國(guó)有單位就業(yè)人員比例。由于我市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整主要體現(xiàn)為人員的轉(zhuǎn)移和變動(dòng)，因此可以使用以上的序列vi和vii的變化表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和所有制結(jié)構(gòu)的調(diào)整。

3.2 長(zhǎng)春市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與所有制結(jié)構(gòu)聯(lián)合調(diào)整的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)

結(jié)合使用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與所有制結(jié)構(gòu)比例序列對(duì)模型(7)進(jìn)行估計(jì)，經(jīng)過逐步回歸最后得到以下結(jié)果：

方程(9)的調(diào)整為0.96，Durbin-Watson統(tǒng)計(jì)量為2.056，方程的所有解釋變量的t-統(tǒng)計(jì)量顯示其均為顯著的，因此該方程可以作為經(jīng)濟(jì)分析之用。

為了進(jìn)一步了解產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與所有制結(jié)構(gòu)調(diào)整中的相互影響，可以引入交叉項(xiàng)，結(jié)構(gòu)調(diào)整的重點(diǎn)在于第二產(chǎn)業(yè)和國(guó)有企業(yè)，因此引入的交叉項(xiàng)設(shè)定為 ，根據(jù)模型(9)再次進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，結(jié)果如下：

該方程調(diào)整R2為0.97，擬合性較好；Durbin-Watson統(tǒng)計(jì)量為2.32，沒有顯著的序列相關(guān)性；方程的所有解釋變量的t-統(tǒng)計(jì)量顯示其較方程均為更顯著的；方程的AIC和SC較方程(9)更小，因此該方程較之方程(9)更好，說(shuō)明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與所有制結(jié)構(gòu)變化的互動(dòng)性是存在并且顯著的，我們使用方程(10)進(jìn)行經(jīng)濟(jì)分析。

從方程(10)來(lái)看，第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)比例的增加降低資本的產(chǎn)出彈性，提高勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性，沒有顯著的規(guī)模效應(yīng)。在國(guó)有勞動(dòng)比例與第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)比例的同向變化導(dǎo)致勞動(dòng)效率的提高，國(guó)有勞動(dòng)增加提高資本和勞動(dòng)產(chǎn)出彈性，但具有負(fù)的規(guī)模效應(yīng)。第三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)增加降低勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性，但具有正的規(guī)模效應(yīng)。這與張海燕(2005年)中各次產(chǎn)業(yè)中勞動(dòng)的增長(zhǎng)效應(yīng)分析是一致的，因此這里只討論產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與所有制結(jié)構(gòu)變化的互動(dòng)性效應(yīng)。當(dāng)滿足下列條件時(shí)：

國(guó)有勞動(dòng)的增長(zhǎng)將產(chǎn)生正向增長(zhǎng)效應(yīng)。但在v2目前的變化形勢(shì)下，以上的條件不能滿足，因此只有國(guó)有勞動(dòng)比例的下降才能產(chǎn)生正向經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，而且第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)比例同時(shí)的下降能夠促進(jìn)該效應(yīng)的加強(qiáng)。

4 結(jié)論與建議

通過以上使用計(jì)量模型方法對(duì)長(zhǎng)春市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的分析，可以得出以下主要結(jié)論和基于此結(jié)論的建議。

（1）從模型(5)和(8)的分析可見，第二產(chǎn)業(yè)作為長(zhǎng)春市經(jīng)濟(jì)的支柱產(chǎn)業(yè)，在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的重要作用是顯而易見的，因此可以說(shuō)發(fā)展吉林省老工業(yè)基地的政策對(duì)于促進(jìn)我市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起著決定性作用的。而第二產(chǎn)業(yè)對(duì)于總產(chǎn)出的拉動(dòng)作用主要是通過提高資本的生產(chǎn)效率實(shí)現(xiàn)的。因此增加第二產(chǎn)業(yè)在國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值中的比重，能增加資本的生產(chǎn)效率，從而增加資本所有者收入。

（2）第一產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用表現(xiàn)在第一產(chǎn)業(yè)對(duì)總產(chǎn)出規(guī)模的正影響，而另一方面它卻對(duì)勞動(dòng)的生產(chǎn)效率的產(chǎn)生負(fù)影響，從而降低了勞動(dòng)者的收入，反映出第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)效率的低下，這也正是我們迫切需要解決的重要問題之一，因此改造傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)和生產(chǎn)方式，增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的技術(shù)含量都將有效地緩解這一矛盾。

（3）第三產(chǎn)業(yè)在國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值中的比重增加具有負(fù)的規(guī)模效應(yīng)，但有助于勞動(dòng)生產(chǎn)效率的提高，即有助于勞動(dòng)收入的增加。由此可見第三產(chǎn)業(yè)能夠縮小資本所有者和勞動(dòng)者之間的貧富差距，但是這種作用是以降低經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)規(guī)模作為代價(jià)的，所以它的作用非常有限。因此對(duì)于第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展要加以限制和指導(dǎo)，而不是把第三產(chǎn)業(yè)單純作為剩余勞動(dòng)者的轉(zhuǎn)移方向，而且第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重點(diǎn)應(yīng)放在提升生產(chǎn)要素的效率上。

（4）方程(10)顯示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與所有制結(jié)構(gòu)的聯(lián)合調(diào)整具有顯著的互動(dòng)性效應(yīng)，第二產(chǎn)業(yè)中勞動(dòng)變化的主要體現(xiàn)為國(guó)有勞動(dòng)比例的變動(dòng)，國(guó)有勞動(dòng)比例的下降有助于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而且第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)比例同時(shí)下降將促進(jìn)這一增長(zhǎng)效應(yīng)。由此可見，按照以上的方向產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與所有制結(jié)構(gòu)的進(jìn)一步聯(lián)合調(diào)整和優(yōu)化必將對(duì)我市經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生巨大的良性增長(zhǎng)效應(yīng)。

參考文獻(xiàn)

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［2］張海燕，于輝.吉林省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及波動(dòng)的關(guān)系分析［J］.長(zhǎng)春工業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)，2005，（1）.

［3］張海燕.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與吉林省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)聯(lián)性分析［J］.吉林省教育學(xué)院學(xué)報(bào)，2005，（2）.

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