我国产业结构对经济增长影响的实证分析
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我国产业结构合理化对经济增长的影响作者:郑蕊何珊王晓娟来源:《商业经济研究》2017年第18期内容摘要:本文基于结构偏离度改进视角测算我国产业结构合理化指数。
首先统计分析产业结构合理化对经济增长的影响,统计结果表明:在东部地区,较高的产业结构合理化会促进经济增长,在中西部地区,较低的产业结构合理化会抑制经济增长。
其次构建了二者的计量模型,基于统计分析所得结果和1998-2014年30个省(市、自治区)的面板数据,利用全面FGLS估计进行实证检验,实证结果与理论预期相吻合。
最后依据统计与实证结果,结合当前经济发展需要,提出相关对策建议。
关键词:经济增长产业结构合理化结构偏离度全面FGLS中图分类号:F014.9 文献标识码:A引言探寻经济增长的决定因素一直以来都是经济学界关注的焦点问题。
早在新古典经济学时期,主流观点认为经济总量的增长是资本、劳动和技术等作用的结果,没有对经济增长与产业结构关系做深入探讨。
胡晓鹏(2003)指出现实经济中各行各业的生产要素一直在流动,三次产业产值比例始终在发生变化。
越来越多的经济学者提出并证明:产业结构是经济增长的决定因素之一。
王智勇(2013)指出产业结构的变化及产业效率的提升是地区经济增长的重要影响因素。
随着研究的深入,研究者发现产业结构变迁对经济也会带来一些不利影响。
关于产业结构对经济增长的影响说法也存在分歧,干春晖等(2009)指出尽管产业结构对经济增长有积极作用,但这种作用在逐渐减弱。
干春晖等(2011)在研究产业结构变迁对经济增长的影响时指出,产业结构变迁主要包括产业结构合理化和产业结构高级化,并引入泰尔指数对产业结构偏离度进行改进,发现经济增长主要取决产业结构变迁中的产业结构合理化程度。
产业结构变迁对经济增长影响的研究已经比较成熟,大多数研究者认为产业结构变迁对经济增长起到了一定的作用。
综上,为了探讨产业结构合理化对经济增长的影响,本文先进行产业结构合理化与经济增长的统计分析,由二者之间的关系得出预期假设,最后选取相应经济增长影响因素作为控制标量,对预期假设进行实证检验。
产业结构调整与经济增长关系的实证分析随着全球化和科技进步的推动,各国经济发展方式正发生着根本性的变化。
产业结构调整被认为是推动经济增长的重要途径之一。
本文将对产业结构调整与经济增长之间的关系进行实证分析,并探讨其影响因素和可能存在的问题。
首先,产业结构调整对经济增长具有重要作用。
一个国家的产业结构直接关系到经济的竞争力和创新力。
传统产业过度发展将导致资源浪费和环境破坏,而高科技产业的发展则能提高经济增长率和国际竞争力。
通过调整产业结构,国家可以促进经济的结构转型和升级,加强创新驱动型增长,提高全要素生产率,从而实现经济增长的可持续性。
其次,国家的产业结构调整与经济增长之间存在着相互作用的关系。
一方面,经济增长需要发展新兴产业和高附加值产业,而产业结构调整又是实现这一目标的重要手段。
通过调整产品结构和技术结构,国家能够提高产业链的附加值,并促进产业的技术创新和升级。
另一方面,经济增长又为产业结构调整提供了有效的支撑。
经济的快速增长将为国家提供更多的投资和资源,为产业结构调整提供了良好的条件。
然而,产业结构调整并非一帆风顺。
在实际操作过程中,各种问题和难题也会随之出现。
首先,产业结构调整可能导致一定的失业风险。
随着一些传统产业衰退,相关就业岗位会减少,可能导致一些工人流失。
此外,产业结构调整还需要克服一些体制机制障碍和利益分配纠纷。
由于既得利益者的抵制和保护主义的蔓延,产业结构调整的进程可能会受到限制。
在实证分析中,我们可以参考一些经济学家的研究成果。
以中国为例,中国经济结构调整是近年来的重要任务之一。
研究指出,在中国的产业结构中,制造业一直占据主导地位。
然而,随着国家推动转型升级政策的落地实施,中国制造业正面临着产能过剩和市场竞争力下降的问题。
因此,中国需要调整产业结构,加大对服务业和高技术产业的支持力度。
通过实证分析,我们可以发现,中国的产业结构调整与其经济增长之间具有积极的关联性。
中国政府的努力使得高技术企业的数量不断增加,从而推动了经济的增长。
产业结构优化对我国经济增长的影响研究作者:盛宝柱李健平来源:《中国集体经济》2022年第08期摘要:通过计算中国产业结构合理化指数,表征产业结构优化水平,并基于2008~2017年中国30省的面板数据,构建计量模型研究产业结构优化对我国经济增长的作用。
实证结果表明,产业结构优化有助于促进我国经济发展,同时,提高政府支出,合理引入外资,提高平均受教育水平和劳动力水平同样对我国经济增长存在显著的促进作用。
关键词:产业结构;合理化;经济增长一、引言产业结构不仅影响地区经济增速,也影响地区经济的发展潜力。
产业结构优化是辨别发展中国家与发达国家经济差异的一个核心因素,也是后发国家如何推动经济发展的基本要素。
近些年来,我国经济增速减缓,伴随着“中等收入陷阱”,同时也面临着如何“去产能”、资源环境逐渐恶化等问题。
长期以来粗放型的经济增长方式促使结构性及体制性矛盾日益突出,导致当前区域经济发展逐渐衰退。
因此,如何優化产业结构以提高经济增长质量对促进我国经济发展意义重大。
二、文献综述改革开放以来,中国经济保持快速增长的态势,三次产业结构调整也为中国的经济发展提供助力。
对于我国产业结构与经济增长的关系,刘伟通过生产函数,计算中国三次产业调整对经济的影响,得出中国应当发展第三产业,第三产业对经济增长的促进作用最大的结论;吴风庆采用偏离份额法,实证检验了中国产业结构变迁对经济增长影响,认为中国当前的产业结构配置不利于经济发展;朱慧明等采用格兰杰因果检验,实证分析中国三次产业结构调整对经济增长的影响,认为经济发展的动力一部分来自产业结构调整;蒋振声等采用预测方差分解方法进行实证,认为中国产业结构调整对经济增长具有显著的促进作用;徐冬林采用Chenery模型研究产业结构的影响,认为需求变化会带动产业结构变化从而对经济产生影响;刘志彪等通过分析产业结构变化与经济增长的关系,认为产业结构调整有助于经济增长。
上述研究均表明产业结构的变迁会对经济增长产生正向的影响,然而,在现有的研究中,诸多学者主要是从产业结构升级的角度出发,实证检验了产业结构变迁对经济增长的影响,较少从产业结构变迁是否合理的角度研究其与经济增长的关系。
我国产业结构高级化与经济增长关系的实证研究一、本文概述随着全球经济的持续发展和我国改革开放的深入推进,我国产业结构发生了显著变化,逐渐向高级化、服务化、知识化转变。
这种转变不仅反映了我国经济实力的提升,也是适应全球经济发展趋势的必然选择。
然而,产业结构高级化是否以及如何促进经济增长,仍是一个值得深入探讨的问题。
本文旨在通过实证研究,探讨我国产业结构高级化与经济增长之间的关系。
我们将回顾和梳理相关文献,了解产业结构高级化的内涵、演变过程及其与经济增长的理论关系。
我们将利用时间序列数据和面板数据,运用计量经济学方法,对我国产业结构高级化与经济增长的关系进行实证分析。
我们将根据实证结果,提出针对性的政策建议,以推动我国产业结构进一步高级化,促进经济增长。
本文的研究具有重要的理论意义和实践价值。
从理论层面看,本文的研究有助于丰富和完善产业结构与经济增长关系的理论体系,为后续的学术研究提供有益参考。
从实践层面看,本文的研究将为我国政府制定产业政策、优化产业结构、推动经济转型升级提供决策支持。
在接下来的章节中,我们将详细介绍研究方法、数据来源、实证模型以及具体的分析过程,并逐一展示实证结果。
我们希望通过本文的研究,为我国产业结构高级化与经济增长关系的研究提供新的视角和思路。
二、文献综述在经济学领域,产业结构高级化与经济增长之间的关系一直是研究的热点话题。
国内外学者对此进行了广泛而深入的研究,从理论探讨到实证分析,为我们理解两者之间的关系提供了丰富的视角和证据。
早期的研究主要集中在产业结构变迁与经济增长的关联上。
钱纳里和塞尔昆(1989)在其经典著作《发展的型式:1950-1970》中提出了产业结构变迁与经济增长的关联模型,认为产业结构的优化和升级是推动经济增长的重要因素。
罗斯托(1960)在《经济增长的阶段》一书中提出了经济增长的六阶段理论,强调了产业结构在经济增长过程中的关键作用。
随着研究的深入,学者们开始关注产业结构高级化对经济增长的影响机制。
产业结构高级化与经济增长关系实证研究本文应用产业结构高级化指标,对全国以及京沪粤鄂四省市1978-2010年产业结构高级化与经济增长的关系进行了实证分析。
研究发现,产业结构高级化水平都得到了极大的提高,也表现出了相同的趋势和阶段性波动特征。
在湖北,经济增长与产业结构的高级化相互促进,但是这一作用在其他发达地区却并不明显。
关键词:产业结构高级化经济增长协整检验格兰杰因果检验政策建议引言产业结构转变是衡量发展中国家与发达国家经济发展的一个重要指标,也是发展中国家加快经济发展的本质要求。
对于我国及区域的产业结构变动与经济增长的关系,国内学者并没有一致性的结论。
刘伟、张辉(2008)以及干春晖等(2009)的研究表明,产业结构转变对经济增长有积极的影响,但他们指出这种“结构红利”随着经济改革的推进正在逐步减弱。
而吕铁(2002)在研究我国制造业的过程中,发现产业结构转变带来的“结构红利”并不显著。
付凌晖(2010)采用产业高级化指标作为我国产业结构升级的衡量指标,发现我国经济增长对产业结构升级具有明显的促进作用,而产业结构高级化对促进经济增长的作用却并不显著;闫海洲(2010)根据长三角、江浙沪三地的产业结构层次系数,发现产业结构升级存在区域差异和趋势趋同的特征;王延军等(2011)采用结构变化K 值和Moore结构变化值测量我国产业结构变动,指出产业结构转变不是我国经济波动的格兰杰原因,而经济波动是产业结构变动的格兰杰原因。
余子鹏(2011)借助数理模型研究湖北省经济增长与产业结构升级的关系,指出引导第三产业向高技术、资金密集型方向发展,可以更好地促进三大产业之间的耦合,促进产业结构的进一步优化。
本文在付凌晖(2010)对全国数据研究的基础上,采用产业结构高级化指标,对全国及北京、上海、广东、湖北四省市的产业结构高级化与经济增长之间的关系进行对比研究,分析它们之间的异同点,并提出政策建议。
产业结构高级化指标的构建产业结构高级化是指随着经济的不断增长,产业结构由低层次向高层次发展演变的过程。
中国经济增长影响因素的实证分析中国近年来的经济增长一直是世界经济发展的热点话题之一。
作为世界第二大经济体,中国的经济增长以惊人的速度展现在全球面前。
近年来,中国经济增长的驱动因素越来越受到关注,本文就对中国经济增长的影响因素进行实证分析。
一、政策因素对中国经济增长的影响中国政府一贯重视经济增长并通过一系列的政策来促进经济增长,政策因素对中国经济增长的影响尤为明显。
首先,财政政策对经济增长的影响。
国家在很长一段时间内大力发展基础设施建设,特别是高速公路、高铁、机场和港口,这些设施的建设加快了货物和人员的流通速度,有效地提高了国家经济发展的速度。
其次,货币政策对经济增长的影响。
货币政策的宽松导致了资金的迅速增长,为实体经济提供了更多的流动性支持。
同时,货币政策的紧缩能够防止通货膨胀并提高人民币对外汇的竞争力,进而促进出口。
最后,贸易政策对经济增长的影响。
一系列政策促进了中国的进出口贸易,尤其是加入世界贸易组织后,各种制度和政策的调整极大地增加了出口的丰富性和数量。
二、人力资本对中国经济增长的影响人力资本增加为国家经济发展提供了稳定的人力支持,更多的人开始参与到社会经济发展中。
高素质、高技能的劳动力是机械设备难以替代的,人力资源的优化可以促进经济增长。
人力资本的影响不单是在个体上的,而是对整个社会经济都有影响。
人力资本的增长不仅有利于劳动力就业和创新活动,还有利于科技创新、创新培训的发展等,进而推动国家的经济增长。
三、技术进步对中国经济增长的影响技术是推动经济发展的重要因素之一。
技术进步可以促进劳动生产率和劳动效率的提高,进而促进经济增长。
在新的技术进步中,信息技术的进步和应用对经济增长影响巨大。
互联网的普及和智能制造技术的发展,为各行业带来了极大的改善,进而推动了经济的发展。
同时,技术进步也为自主创新提供了必要的条件,使中国的实体经济更为活跃,非常有利于加快中国经济的发展。
四、资源环境因素对中国经济增长的影响资源环境因素对经济增长的影响呈现出明显的二元性,既是推动经济增长的重要条件,同时又是抑制经济发展的潜在因素。
产业结构调整对经济增长质量的影响分析一、关键信息1、产业结构调整的定义与范围:____________________________2、经济增长质量的衡量指标:____________________________3、产业结构调整的主要方式:____________________________4、经济增长质量受产业结构调整影响的途径:____________________________5、研究方法与数据来源:____________________________6、预期结果与结论:____________________________二、引言1、产业结构调整在经济发展中的重要性产业结构调整是经济发展过程中的必然现象,它反映了一个国家或地区经济资源的配置和利用效率。
随着技术进步、市场需求变化和国际竞争的加剧,产业结构不断演变和优化,对经济增长质量产生深远影响。
2、经济增长质量的内涵经济增长质量不仅关注经济总量的增加,更强调经济增长的可持续性、稳定性、创新性、协调性以及社会福利的提升。
三、产业结构调整的理论基础1、传统产业结构理论包括配第克拉克定理、霍夫曼定理等,阐述了产业结构演变的一般规律。
11 配第克拉克定理的主要内容和应用12 霍夫曼定理的局限性和发展2、新经济增长理论与产业结构调整强调技术创新、人力资本等因素在产业结构优化和经济增长中的作用。
四、产业结构调整的主要方式1、产业升级推动传统产业向高端化、智能化、绿色化方向发展,提高产业附加值和竞争力。
11 技术创新在产业升级中的关键作用12 政策支持对产业升级的引导和促进2、新兴产业培育培育具有高增长潜力的新兴产业,如新能源、生物医药、信息技术等。
21 新兴产业的发展特点和趋势22 新兴产业对经济增长的拉动效应3、产业融合促进不同产业之间的交叉融合,形成新的业态和商业模式。
31 产业融合的形式和案例分析32 产业融合对资源配置效率的影响五、经济增长质量的衡量指标1、经济效益指标如劳动生产率、资本产出率、全要素生产率等。
我国产业结构对经济增长影响的实证分析(2012级管理学院会计系1班申路平)摘要:产业结构调整与经济增长的关系一直以来都是经济学家讨论的热点问题,两者相互依赖、相互促进。
本文采集1981年至2013年的统计数据,基于Eviews,通过建立多元线性回归模型,运用最小二乘法,研究三大产业增长对我国经济增长的贡献,进而得出产业结构变动对经济增长的影响,并根据分析结果找出我国产业结构中存在的主要问题,提出相应的解决措施和建议。
关键词:三大产业经济增长多元线性回归可持续发展目录:0引言 (2)1问题提出 (3)2数据说明 (3)3模型设定 (5)4参数估计 (7)4.1建立工作文件 (7)4.2导入数据 (7)4.3估计参数 (8)5模型检验 (10)5.1经济意义检验 (10)5.2统计推断检验 (11)5.3计量经济学检验 (12)5.3.1解释变量间的多重共线性检验 (12)5.3.2随即扰动项序列相关检验 (13)5.3.3随机扰动项异方差性检验 (17)5.3.4随机解释变量问题 (21)5.3.5Granger因果检验 (21)5.4回归模型的其他函数形式 (23)6结论 (23)7建议 (25)8参考文献 (26)9致 (26)0引言经济发展是以经济增长为前提的,而经济增长与产业结构变动又有着密不可分的关系。
当经济发展到一定阶段时,要想实现经济的持续增长,就必须调整产业结构,加快产业结构转型,使之适应市场需求的变化;反过来,经济的增长也会推进产业结构的优化升级。
我国目前正处于经济体制转轨的关键时期,如何跳出现有的产业框架,优化调整产业结构,来实现经济增长方式的转变,是今后中国经济持续增长的关键。
1问题提出产业结构的变动过程就是生产要素在不同部门间转移的过程。
产业结构的优化是产业结构的合理化与高度化的有机统一。
在经济发展过程中存在着供求失衡,而且不同部门之间存在着劳动和资本使用的收益差别,产业结构的合理化就是通过生产要素的合理转移与流动,改变市场的供给结构和需求结构,实现资源的优化配置,带来总产出的增加。
产业结构的高度化是指产业结构或国家发展的重心由第一产业向第二产业和第三产业逐次转移的过程,标志着经济发展水平由低级向高级发展,是产业结构合理化发展的必然结果。
因此,产业结构的优化必然会提高生产要素的效率,进一步促进经济的增长。
根据我国2014年统计数据,第一、第二产业增速均低于全年GDP增速,唯有第三产业高出全年GDP 7个百分点。
虽然第三产业增加值连续两年超过第二产业,但与世界大部分国家相比,我国第三产业增加值在GDP中所占比重偏低,仅为48.2% 。
2数据说明以下数据来自国家统计局。
年份国生产总值(亿元)第一产业第二产业第三产业GDP增长率(%)第一产业增长率第二产业增长率第三产业增长率1981 4891.6 1559.5 2255.5 1076.6 5.2 7.0 1.9 10.41982 5323.4 1777.4 2383.0 1163.0 9.1 11.5 5.6 13.0 1983 5962.7 1978.4 2646.2 1338.1 10.9 8.3 10.4 15.2 1984 7208.1 2316.1 3105.7 1786.3 15.2 12.9 14.5 19.4 1985 9016.0 2564.4 3866.6 2585.0 13.5 1.8 18.6 18.2 1986 10275.2 2788.7 4492.7 2993.8 8.8 3.3 10.2 12.0 1987 12058.6 3233.0 5251.6 3574.0 11.6 4.7 13.7 14.4 1988 15042.8 3865.4 6587.2 4590.3 11.3 2.5 14.5 13.2 1989 16992.3 4265.9 7278.0 5448.4 4.1 3.1 3.8 5.4 1990 18667.8 5062.0 7717.4 5888.4 3.8 7.3 3.2 2.3 1991 21781.5 5342.2 9102.2 7337.1 9.2 2.4 13.9 8.9 1992 26923.5 5866.6 11699.5 9357.4 14.2 4.7 21.2 12.4 1993 35333.9 6963.8 16454.4 11915.7 14.0 4.7 19.9 12.2 1994 48197.9 9572.7 22445.4 16179.8 13.1 4.0 18.4 11.1 1995 60793.7 12135.8 28679.5 19978.5 10.9 5.0 13.9 9.8 1996 71176.6 14015.4 33835.0 23326.2 10.0 5.1 12.1 9.4 1997 78973.0 14441.9 37543.0 26988.1 9.3 3.5 10.5 10.7 1998 84402.3 14817.6 39004.2 30580.5 7.8 3.5 8.9 8.4 1999 89677.1 14770.0 41033.6 33873.4 7.6 2.8 8.1 9.3 2000 99214.6 14944.7 45555.9 38714.0 8.4 2.4 9.4 9.8 2001 109655.2 15781.3 49512.3 44361.6 8.3 2.8 8.4 10.3 2002 120332.7 16537.0 53896.8 49898.9 9.1 2.9 9.8 10.4 2003 135822.8 17381.7 62436.3 56004.7 10.0 2.5 12.7 9.5 2004 159878.3 21412.7 73904.3 64561.3 10.1 6.3 11.1 10.12005 184937.4 22420.87598.1 74919.3 11.35.2 12.1 12.22006 216314.4 24040.103719.5 88554.9 12.75.0 13.4 14.12007 265810.3 28627.125831.4 111351.9 14.23.7 15.1 16.02008 314045.4 33702.149003.4 131340.0 9.65.4 9.9 10.42009 340902.835226.157638.8 148038.0 9.24.2 9.9 9.62010 401512.8 40533.6187383.2 173596.0 10.44.3 12.3 9.82011 473104.0 47486.2220412.8205205.9.34.3 10.3 9.42012 519470.1 52373.6235162.0 231934.5 7.74.5 7.9 8.12013 568845.256957.249684.4262203.87.74.0 7.8 8.3表1 数据来源:国家统计局2014年年鉴3模型设定分别绘制Y与X1、X2、X3的散点图。
由散点图,Y 与X1的线性关系不是很明显,但Y 与X2、X3的线性关系显著。
根据相关计量经济理论和对我国国生产总值和各产业产出值的搜集,本文利用1981年至2013年间的统计数据,决定建立多元线性回归模型。
其模型表达式为:μβββαiiiiiXXXY++++=332211其中: Y----表示国生产总值(GDP)的年增长率X1---表示第一产业的年增长率 X2---表示第二产业的年增长率 X3---表示第三产业的年增长率α---表示在不变情况下,经济固有增长率μi--表示随机误差项可近似认为,表明国生产总值增长为三次产业增加值增长率的加权和,而分别表示各产业部门在经济增长中的权数;则表示各产业部门对经济增长的贡献。
通过上式,我们可以了解到,各产业每增长1个百分点,国生产总值(GDP)会如何变化。
从而进行经济预测,为产业政策调整提供依据与参考。
4参数估计4.1建立工作文件4.2导入数据4.3估计参数运用Eviews软件,采用最小二乘法,对表1中的数据进行多元线性回归,对所建模型的参数进行估计,结果如下:从回归分析结果可得模型:X XXY 3212841.04529.01832.08065.0+++=其残差值、实际值、拟合值图形如下:5模型检验5.1经济意义检验1)α=0.8065,表示当三大产业保持原有规模,我国GDP仍能增加0.8065个百分点。
这种结果符合经济发展规律,合理。
2)β1=0.1832,表示在其他条件不变的情况下,第一产业每增长1个百分点,GDP增加0.1832个百分点;反之,降低0.1832,符合经济现实。
3)β2=0.4529,表示在其他条件不变的情况下,第二产业每增长1个百分点,GDP增加0.4529个百分点;反之,降低0.4529,符合经济现实。
4)β3=0.2841,表示在其他条件不变的情况下,第三产业每增长1个百分点,GDP增加0.2841个百分点;反之,降低0.2841,符合经济现实。
综上,该模型符合经济意义,检验通过。
5.2统计推断检验1)拟合优度检验①样本决定系数R^2的值越接近1,说明回归直线对观测值的拟合程度越好;反之,R^2的值越接近0,说明回归直线对观测值的拟合程度越差。
由参数估计回归结果可得,样本决定系数R^2=0.9649>0.8,拟合优度良好。
②调整后的样本决定系数因解释变量为多元,使用调整的拟合优度,以消除解释变量对拟合优度的影响。
调整后的R^2=0.9613>0.8,拟合程度仍然很好,即解释变量对被解释变量的绝大部分离差做出了解释。
2)方程显著性检验由模型可知总离差平方和TSS的自由度为32(n-1),回归平方和ESS的自由度为3,所以,残差平方和的自由度为29(n-k-1)。
H0:βi=0 H1:βi≠0在H0成立的条件下,统计量F=(ESS/k)/(RSS/(n-K-1))=266.0999而在α=0.05,n=33,k=3时,查表得F0.05(3,29)=3.93<266.0999,拒绝原假设,接受H1,认为回归方程显著成立。
3)变量显著性检验H0:βi=0 H1:βi≠0在H0成立的条件下,统计量Ti=(ββii-ˆ)/S(βˆi)分别为4.023、15.510、7.044在α=0.05,n=33,k=3时,查表得T0.025(29)=2.045,故Ti >T0.025(29)=2.045,拒绝原假设,接受备选假设,认为βi显著不为0。
4)除此之外,将p 值与给定的显著性水平进行比较,可以更为迅速作出判断。