产业与经济的关系精选(九篇)

第1篇：产业与经济的关系范文

论文摘要:文章采用结构层次系数来描述产业结构升级状况，并通过它对安徽省产业结构升级与经济增长联动性关系进行实证分析，得出安徽省产业结构升级在其与经济增长的联动性关系中占主导地位，产业结构升级是经济增长的Granger原因，而经济增长则不是产业结构升级的Granger原因。

1变云与数据

产业结构升级指标以往学者在研究中采取了不同的指标以描述产业结构变动，主要有:一是Clark所定义的产业结构调整系数S，，即第一产业的从业人员数占社会就业总人数的比重。二是国内学者在分析我国产业结构调整问题中经常使用的是结构调整系数S2，即第一产业产值占国内生产总值的比重。三是产业结构变动值，其中:K为产业结构变动值;为第1产业报告期所占比重;9.。为第产业基期比重。四是Moore指标，该指标运用空间向量测定法，以向量空间夹角为基础，将产业共分为n个部门，构成一组n维向量，把两个时期间两组向量间的夹角，作为表征产业结构变化程度的指标，该指标称为Moore结构变化值。其计算公式:M，=，式中，M，表示Moore结构变化值，表示t期第1产业所占比重，，表示t+1期第产业所占比重。五是产业结构层次系数，该指标用来反映产业结构高级化程度。设某区域有n个产业，将这些产业由高层次到低层次加以排列，所得的比重分别记为9o，则该区域产业结构层次系数为:该式实际上是对三次产的比重进行加权求和，按三次产业的层次高低依次赋权。式中，W越大，该区域结构层次系数越大，表明产业结构高级化水平越高。

第一、二两种指标值越小，说明结构调整的速度越快，并在一定程度上反映了产业结构的高级化程度，但是它们并没有反映出第二、三产业之间相对结构的变化，二、三产业之间结构变化也蕴含着产业结构升级的信息。特别是如果不同地区实施不同的产业结构发展战略，其缺点更加明显。因而这两种指标是不全面的，用它来研究产业结构升级与经济增长关系可能会导致错误结论，例如陈华(2005)及刘建平(2006)均使用这两种指标来研究产业结构变动与经济增长关系。

第三、四两种指标，仅反映产业结构变动的情况，指标值大，说明产业结构变动快，而不反映产业结构升级的信息。

第五种指标考虑到三次产业之间相对结构的变化，因而较前两项指标更为全面，且反映了产业结构升级的信息。结构层次系数的价值和意义“不在于反映某区域某年份产业结构高级化程度的绝对水平，而主要在于进行不同区域之间和不同时间之间产业结构高级化程度的比较和结构高级化变动状况的考察”(靖学青2005)。

由于安徽省正处于工业化初期向中期过渡的阶段，同时安徽省“十一五”规划提出，走新型工业化道路，实现工业化强省的目标，结合产业结构演变的一般规律，安徽省的产业结构层次的合理排序应为:第二产业、第三产业、第一产业。

本文采用三次产业的结构层次系数指标来反映安徽省产业结构升级的状况，即三次产业按二、三、一顺序排列，按照结构层次系数公式，对三次产业产值比重加权求和以得到结构层次系数。由于是比重关系，三次产业产值比重以当年价计算，未剔除物价因素，不影响分析目的。

经济增长指标用国内生产总值(GDP)指标反映安徽省经济增长，为了消除物价水平的影响，用安徽省历年生产总值指数对GDP进行调整.得到按可比价计算的生产总值.计算公式如下:实际GDP，=GDP9，8 xI100其中，GDP，:表示1978年按当年价计算的生产总值，I，为历年以1978年为100的生产总值指数。

数据样本期为19782005年为了消除异方差性，我们对变量数据作对数处理，处理后的变量序列分别记为:LGDP和LW。

2实证分析

在进行Granger检验之前，必须先明确两点:一是各个变量应是平稳的时间序列，如果不是，至少应该是同阶单整序列，否则很可能出现虚假相关和虚假(伪)回归，因此会得出错误的结论。二是变量之间存在协整关系，也即变量之间存在长期稳定的关系，否则也谈不上它们之间具有因果关系。为此，本文利用Eviews5.0计量软件，先检验两个变量的平稳性和协整性，其后再进行Granger检验，结果如下:

平稳检验:使用ADF单位根检验方法检验变量LGDP和LW的平稳性，检验时，根据每个序列的时序图确定检验类型，检验结果见表1:

由表1可知，变量LGDP和LW都是非平稳的，但它们的一阶差分都是平稳的，可以判定LGDP和LW都为一阶单整序列。

协整关系检验:由上面的平稳性检验可知，两变量都是一阶单整序列，这是进行协整关系检验的前提。建立LGDP和LW之间的带常数项的回归方程:

LGDP=一1.504864679+10.49420365*LW+s，

(-2.4161)(12.2202 )

Rz=0.8517，拟合优度较高，回归系数通过了显著性检验。对残差的估计值s进行ADF检验，结果如表2:

由于检验统计量-2.2313小于显著性水平为0.05时的临界值一1.95，因此可以认为残差序列平稳，表明回归方程各项统计检验通过，序列LGDP和LW具有协整关系。因此，LGDP和LW两个变量之间存在着长期均衡关系。

Granger因果检验:本文检验的滞后期数分别为1年、2年、3年.结果如表3:

3结论

(1)由判断上面的结果看，在滞后1，2，3期，对原假设"LW不是LGDP格兰杰原因”的相伴概率分别为0.011，0.029，0.047，在5%显著性水平下，均拒绝原假设，特别是当滞后1期时，非常显著，相伴概率仅为0.011而对“LGDP不是LW格兰杰原因”，相伴概率为0.10，0.531，0.277，接受原假设，因此仅从Granger因果检验的角度看，序列LGDP与LW之间存在单向Granger因果关系，即产业结构升级是经济增长的Granger原因，而经济增长不是产业结构升级的Granger原因。并且，从协整方程看，安徽省结构层次系数每增加1%，GDP增长10.49%，可见，安徽省产业结构升级对经济增长的作用是显著的。

(2)但我们并不能就此认为仅是产业结构升级对经济增长产生作用，而经济增长不影响产业结构升级，上述分析只是表明在滞后期为3年内，产业结构升级对经济增长的作用显著，而经济增长对产业结构升级的作用不显著而已，从长期来看，经济增长对产业结构升级起着重要作用。

第2篇：产业与经济的关系范文

要：通过对“新经济”内涵的分析，揭示出新经济的发展必须立足于传统产业的升级。新经济的发展为中国传统产业的升级提供了新的契机，传统产业的升级又为新经济的发展提供了必要的条件。新经济与传统产业升级是相辅相成的关系。

一、新经济涵盖传统产业升级

“新经济”的概念是在1996年12月30日美国的《商业周刊》上首次提出的。当前，关于新经济一词众说纷纭，如有知识经济、信息经济、智能(力)经济、后工业经济等称谓。当然，这些称谓都从一个特定的视角反映了新经济的显著特征。但是，笔者认为，新经济主要是相对于传统经济而言的，它是一个相对的动态概念。因为任何经济在本质上仍然是人类创造财富的一种经济活动，仍然包括物质资料的生产、分配、交换、消费的全部过程[1]。新经济在本质上与传统经济有着同一性。新经济是信息推动或知识推动的经济，与传统的土地、劳力和资本经济相比，有着很大的差别。新经济与传统经济是一种对立统一的关系。

新经济正在改变传统的生产方式和生活方式，这是新经济发展的必然结果，但它不会取代传统的经济活动，因为软件不能替代食品、服装和住房。与历次产业革命一样，这场以信息技术发展为核心的产业革命；推动着传统产业部门的技术变革，它使传统产业的主导技术逐步被高新技术所取代，从而使产业结构的素质不断得到提高。在这个过程中，传统经济里某些资源经过整合、优化，而转化为新经济的因素。在新经济活动中，新经济必然涵盖传统产业的升级。传统产业升级具体包括高新技术应用于传统产业而引起的技术结构升级、组织结构升级和管理水平升级等。

信息技术产业和其他高新技术产业在新经济中的地位不断上升，并不意味着传统产业就不重要了，两者只有同时推进，互相促进，才能推动新经济的良性发展。首先，高新技术产业的发展迫切要求传统产业用高新技术对自身进行改造。旧的产业发生革命性的变化，是新技术产业发展的必要条件。一方面，高新技术产业的研制、开发和产业化需要传统产业提供高性能的生产装备，如电脑芯片的生产就是一个典型的例子。另一方面，传统产业的升级为信息技术和其他高新技术的发展创造了更加广阔的市场。例如，信息电子技术及其产业向汽车的产业的渗透，使每辆汽车的电子装置从1990年的1 383美元上升到2 000美元，汽车电子部件市场的火爆为整个汽车电子业带来数千亿美元的产值[2]”。其次，传统产业只有注入新技术，才能提高竞争力，提高产品的技术含量和附加值，从而得到更高层次的发展，实现自我的升级．用高新技术改造传统产业，可以催生出“新产业”，如光机电一体化产业、光学电子产业、汽车电子产业等。“WTO前总干事鲁杰罗指出，现在的汽车工业已不像是传统制造业，更像是以知识为基础的工业，电子系统现在占到一辆高级轿车总成本的70％、普通汽车的1／3”[2]。在新经济形势下，由于高新技术与传统产业高度融合，产业结构升级淘汰的不再是所谓的夕阳产业，而只是夕阳技术。总之，一个国家能否成功地完成产业革命，取决于传统产业与高新技术企业结合的紧密程度，

新经济是在传统经济的基础上发展起来的，各个国家传统经济的基础不同，新经济的起点就不同。因而各国新经济的内涵是有其特殊性的。在确定发展新经济的具体产业结构模式和产业发展战略时，必须充分考虑这种差别性和特殊性。例如，中国作为尚未完成传统产业革命的发展中国家，其“新经济”必然有自己的特点。中国式的新经济发展战略，虽然也要促进高新技术产业化，甚至不排斥在某些有基础的高新技术领域实施赶超战略，但其着力点应该是：通过把高新技术引入传统的生产模式，使传统产业得到更高层次的发展，以促进高新技术产业形成与发展。在中国，传统产业内部的升级有其特殊的意义和必要性。第一，中国高新技术产业的大规模发展依赖于传统产业升级。首先，中国没有足够的资金迅速把传统产业转变为高新技术产业。新经济中的代表产业如IT产业等都属于典型的资本密集型产业，市场壁垒较高，它的启动和生存必须建立在一定资金量的基础之上。发展高新技术产业所需要的巨额资金要靠传统产业创造的利润来提供；从另一个角度讲，传统产业的升级过程就是中国式新经济的资本原始积累过程。其次，高新技术的研制、开发和产业化需要传统产业提供能满足其性能需要的生产装备。而中国装备工作的综合实力只相当于美国50年代初、日本60年代初的水平，仅处于以机械化为主、单机自动化，刚性自动化阶段，数控机床拥有量仅占机床总量的0．7％，产品技术平均落后15—20年[2]。高新技术发展已经受到了传统产业这方面的极大制约，不突破这种制约，它就不能得到长足的发展。另外，中国人口多，劳动力数量大，而劳动者素质较低，只有继续保留劳动密集型的传统产业部门才能解决就业难题。否则，失业率过高必然会影响国民经济全局的稳定，也势必威胁到处于萌芽状态的高新技术产业。传统产业的升级与发展可以为高新技术产业的发展创造良好的社会条件。第二，根据比较优势理论和国际分工规律，一国所具有的安全性的产业结构，是那种没有偏离比较优势的产业结构，一个国家只有按照国家资源禀赋的比较优势来确定经济发展战略，才能最大限度地增强产业或部门的国际竞争力，提高本国经济的安全度，劳动力丰富、资本相对稀缺是目前和今后较长时间内中国资源禀赋的基本特征。从总体上看中国在国际分工中的优势产业是劳动密集型、劳动资金双密集型、劳动技术双密集型的传统产业，而不是技术资金密集型的高新技术产业。面对经济全球化带来的激烈的竞争，中国应通过传统产业升级来巩固传统产业的优势，以此作为自己的立身之本。韩国和中国台湾地区对优势产业的把握及其在1997年东南亚金融危机中的不同命运，揭示了产业结构与国家经济安全之间的关系[3]，当引以为鉴，第三，新科技革命迅猛发展，对中国传统产业的比较优势提出了新的挑战，这是因为，传统产业既是劳动密集型产业，又是技术密集型产业，传统产业经过技术改造，可以演变为新型的现代化产业。如果中国不加快传统产业内部的技术结构升级和组织结构升级，势必在质量、规模、效率和核心技术方面与跨国公司、发达国家进一步拉大差距，失去原有的比较优势，同时，巴基斯坦、越南等国劳动密集型产业的迅速发展对中国也形成新的挑战。惟有技术升级可以确保原有的比较优势并可能增加新的比较优势。所以，立足于传统产业内部的升级不是对传统经济的消极维持，而是对新经济的积极促进。大力发展技术含量高的劳动密集型产业或劳动资金双密集型产业是中国新经济的主要内涵。

新经济与传统经济在本质上具有同一性，新经济不可能消除传统经济活动的基本内容。也就是说，在新经济形势下，传统产业的生产方式、主导技术、组织结构会发生很大的变化，但它不会消失。新经济的先导产业——高新技术产业与传统产业相辅相成，具有不断融合的趋势，它们共同促进着新经济的发展。因此，发展新经济既要促进高新技术的产业化，又要立足于传统产业升级。以高新技术产业化为重要标志的新经济涵盖了传统产业升级。

二、新经济促进传统产业升级

以高新技术的迅速发展和广泛运用为基本特征的新经济，为传统产业升级提供了新的契机。新经济的形成与发展，必然使社会各经济主体——政府、企业和个人的思维方式及其行为方式发生巨大而深刻的变化。在社会的巨大变革中，传统产业的经济增长方式转型、传统产业的技术创新等有了新的推动力量。同时，新经济引发了新一轮全球性的产业结构调整，为传统产业的升级提供了新的发展机遇。

新经济带来了新的发展观。这种发展观是指依靠科学技术进步，节约资源和能源，减少废物排放，实施清洁生产和文明消费，建立经济、社会、资源和环境协调一致的可持续发展。这种新的发展观对传统产业升级的现实意义在于：绿色科技的产生与兴起，将促进传统产业经济增长方式向集约型转变。绿色科技不仅将成为全球各大企业技术创新的主要方向，而且为中国传统产业的升级和改造提供了一条可持续发展之路。资源浪费和环境恶化必然导致产业部门和企业竞争能力的降低和丧失，而应用绿色技术改造传统产业则会产生显著的经济效益、社会效益和环境效益。中国鲁北化工股份有限公司就是个典型的例子[4]。鲁北化工绿色科技的开发、应用与推广，经历23年历程，创建了绿色科技，构建了绿色产业链，实现了源头控制、清洁生产、资源综合利用，使传统的高能耗、高污染的化学工业完成了从“夕阳产业”向“绿色产业”的革命性转变。“鲁北”从一个只有40万元试验经费的小厂到发展为目前拥有50亿元资产的国家特大型企业集团的过程，体现了绿色科技创新的巨大价值。

背后经济带来了新的人才观，新经济要求人才内涵升华，提出了人为资源开发的重点是向潜能开发和创造力开发转化。这种新的人才观对中国传统产业升级的现实意义在于：对人才的日益重视将强化人力资源开发；而以培养和引进创新人才为目标的人力资源开发将推动企业技术创新和经营管理创新。这些都是微观经济领域变革的主要动力。普通工人、科学技术人员，管理人员、营销人员等各种人力资源素质的不断提高，将使传统产业升级具备必要的人才力量和技术支持，给传统产业升级带来新的希望。

新经济赋予政府新的责任。新经济不仅要求政府为经济的增长和繁荣制定一系列协调一致的政策，还要求政府从长远发展需要出发，重点研究知识经济的发展问题，统观全局，突出重点，有所为、有所不为，将发展知识经济纳入中长期发展规划，并组织实施，做发展知识经济的组织者和推动者。这是因为，新经济的建设涉及新旧产业的各个领域，其广度、深度、规模和涉及的领域在历史上是空前的，只有采取政府行为、政府干预才能顺利实施．更重要的是新的经济需要新的经济基础设施，知识经济的基础设施是高速数据信息网，只有政府才能承担如此巨额的工程投资。政府必然成为新经济的孵化器。在这场关系到国家命运的产业变革的竞争中，各国政府必将全力以赴，给企业以技术支持，政策支持和资金支持，政府将为产业的升级换代提供良好的基础设施环境和其他社会条件。政府也将成为传统产业升级的促进力量。

新经济带来了新的发展机遇，现代科技革命正推动着世界产业经济大规模的调整和重组。发达国家正向知识密集型产业和知识经济迈进。而把劳动和资源密集型产业、技术产业中的劳动密集型生产环节向发展中国家转移。中国完全可以抓住机遇，把发达国家技术先进的劳动密集产业转移过来，加速传统产业的技术升级，20世纪50年代的经济结构调整，产生了日本、德国等经济强国；60一70年代的调整培育了亚洲“四小龙”及其他一些新兴工业化国家。由于种种历史原因，中国与历次的发展机遇失之交臂。而这一次，中国自身产业结构调整的需要与全球产业结构调整提供给中国的机遇不谋而合，两者都聚焦于技术先进的劳动密集型产业，新经济为改革开放的中国带来的是一次千载难逢的大好机遇。而中国在劳动密集型产业方面的潜力将为传统产业本身的升级提供新的动力。

三、新经济时代怎样实现传统产业升级

在人类经济发展中，每一次科技革命都会促成传统产业的升级换代，但每次产业升级有着不同的内容和特点。这是由新技术、新的经济形态本身的特点所决定的，因为新技术是传统产业升级的主要推动力量。对传统产业进行升级改造，必须采取适合新技术、新经济内在要求的具体方式，适应高新技术的发展潮流，遵循新经济的发展规律。新经济形势下，传统产业升级的基本环节包括以下几个方面；

(一)对传统产业进行信息化改造

信息技术及其产业是新经济的支柱和先导，正是在信息技术及其它高新技术的强大推动下，人类开始进入到一个全新的经济时代。当今世界经济和社会发展的大趋势就是信息化。信息化不仅成为国家经济与社会发展的命脉，而且成为一种新的控制财富的手段。企业的信息化是现代企业的生存之道，是提高国家核心竞争力的关键。新经济形势下，对传统产业进行信息化改造也必然构成中国传统产业升级的重要环节。中国共产党的十五届五中全会通过的《关于制定国民经济和社会发展第十个五年计划的建议》提出“信息化是我国产业优化升级和实现工业化现代化的关键环节”，“要把推进国民经济和社会信息化放在优先位置”。

信息化是一种高附加值、高增长、高效率、低能耗、低污染的社会经济发展手段，对传统产业进行信息化改造，可以加快传统产业的改造和升级。传统产业的信息化改造包括相辅相成的几个方面：第一，信息产业的快速发展。要实现传统产业的信息化改造，首先必须保证信息产业的迅速发展，这是前提。信息产业的发展为企业的信息化建设提供必要的信息管理设备和相关技术。更重要的是，信息产业可以直接带动传统产业升级。中国辽宁省在这方面有突出的表现。辽宁在发展软件产业时，注意运用软件技术改造传统产业，创造出许多传统产业与软件技术结合的新方式．如软件与交通运输相结合，开发出基于全球定位系统的动态目标管理系统；计算机技术、微电子技术与机械制造业相结合，开发出数控机床，带动先进装备制造业发展[2]。第二，企业的信息化建设。企业的信息化建设关系到企业的生死存亡，关系到传统产业能否获得新经济时代的核心竞争力，它是传统企业信息化改造的关键。诚然，企业的信息化建设并不只是添加一些先进技术设备，或是把手工报表用电脑打印出来。它是企业深层次的改造，是一项大规模的系统工程：包括建立以高速数据网络为核心的企业信息基础设施、建立大型动态数据库、建立新型的工作流生产过程、建立网上交易手段等。企业的信息基础设施为企业的信息循环流动创造物质条件，使整个企业的运营，包括产品的设计在内，都在网络上进行。而数据库的建立可以为决策者提供有效的依据，同时它也是成本中心、利润中心。建立新型的工作流程，实质上是形成一种迅速、高效的管理方式。在这种管理方式下，生产的组织不再以动力、物资等为中心。而是着重管理数据流。籍此，企业可以提供大量个性化服务，从而使企业的生产经营能更好地适应社会需求，扩展企业的生存空间。网上交易可以帮助企业打破地理、时间的限制，开拓广阔的市场[5]。第三，信息基础工程的建设。信息基础工程的建设是信息化的基本前提。它为信息产业的快速发展和企业的信息化改造创造良好的社会环境，具体包括国家信息基础设施、科研基地、教育基础设施、企业技术中心、企业创新政策及知识产权法规等的建设。

(二)对传统产业进行技术创新

与前两次科技革命相比，现代科技革命突出的一个特点就是高新技术层出不穷、科技成果商品化更迅速．新经济时代，产品的技术含量越来越高，产品的成本不断降低，这是现代科技革命导致的必然结果。同时，它也对产业核心竞争力提出新的挑战，一个产业、部门和企业如果不在技术上占据优势，就无法形成市场优势。传统产业技术创新的主要途径有：第一，加大科研与开发：投入，提高自我创新能力，建立有自主产权的核心技术优势；第二，积极探索产、学、研联合新机制，为科技成果转化为生产力打下坚实的基础；第三，引进高层次的技术，并对引进技术进行消化、吸收和创新；第四，加强企业内部员工培训和人才培养，使技术层次的创新成果在生产经营过程不断被涮新。

(三)对传统产业进行组织结构创新

新经济时代的一个特征是，以跨国公司为主体的国际竞争日益加剧。而中国传统产业在整体上还处于分散、规模过小、质量与效率低下、核心技术薄弱、跨国经营尚未起步的状况。因此，产业的重组与整合是中国传统产业走向振兴的重要一步，也是中国传统产业升级的主要途径。具体途径包括加快企业间的购并联合，提高产业整合度，及时组建与生产力相匹配的企业集团，提高企业的国际竞争力。在目前美国100家大型跨国公司中，进行过国内购并的占90％以上，进行过跨国购并的占70％[6]。现在中国的工业发展已进入相对过剩的工业化中期阶段，已有充分的条件采用企业的外部发展方式——购并。通过购并实行强强联合，与实力强大的外资企业抗衡，以打破外资的垄断，并借此培育中国的世界级跨国公司。不过，国家不能忽视对有潜力的中小企业的扶持与培育，因为中小企业历来是技术创新的主力军。通过企业组织结构的调整，要形成以大企业为主导，大中小企业合理分工、有机联系、协调发展的格局。

(四)对传统产业进行体制创新

体制创新可以为传统产业升级提供坚实的制度基础和有效的运营机制、无论是对传统产业进行信息化改造，还是对传统产业进行技术创新、组织结构创新，都有赖于企业的改革。没有体制创新，企业就没有活力，也就不可能有其它方面的创新。新经济形势下，中国企业的体制创新面临国有企业的体制转轨和各类企业的管理模式转变这两大任务。首先，国企体制转轨的关键是政企分开，通过公司改制实现所有权与经营权相分离、目前中国国企在现代企业制度建设实践中普遍出现了“翻牌化”等问题，体制转轨没有到位。解决这个问题的关键是健全法人治理结构。在十五届四中全会上，江泽民总书记提出把健全法人治理结构作为建立现代企业制度的核心。著名学者李维安教授认为：“良好的公司治理既需要国家通过强制性的法规对治理结构进行规定，还需要制订与市场环境变化相适应的、具有非约束性和灵活性的公司治理原则。”[7]统产业进行体制创新，迫切需要国企建立一套完备的公司治理结构，并在《中国公司治理原则(草案)》的指导下制订各企业自己的公司治理原则或准则。其次，新经济呼唤新的企业管理模式。传统的企业管理模式强调企业内的职能运作独立而分工明确，而企业要实现技术创新，必须强调企业内部的部门协调，要在企业内部建立各职能部门和业务部门之间正常的联系机制，使企业管理更为系统化。企业管理的组织结构也要相应变革，传统的等级管理方式比较僵化，难以适应新经济时代决策的需要，现代决策需要一种更少约束、更为灵活的网络组织形式．根据中国企业的具体情况，有效率的企业管理模式应该是把等级式管理与网络式管理有机结合起来。

参考文献：

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[2]

周叔莲，王伟光．论工业化与信息化的关系[J]．中国社会科学院研究生院学报，2001，(2)：31-37．

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林毅夫，李永军．按照比较优势调整产业结构减少金融风险[J]．改革．2001，(1)：63．

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冯久田．绿色科技：振兴中国传统产业的必由之路[J]．人大报刊复印资料科技管理专刊，3001，(1)：58-59．

[5]

陈胜昌．知识经济读本[M]北京：经济科学出版社，1999．330-334．

[6]

夏兴国．王瑛．国际投资自由化对我国产业安全的影响[J].中南财经大学学报，2001，(2):39-40，

第3篇：产业与经济的关系范文

    实际上,从规划的本质角度来说,就是对城市土地的合理布局、开发和利用。而一个城市产业经济的发展和经济目标的实现,落在地域上也表现为各类经济产业对土地的使用。具体的两者联系主要体现在以下几个方面:

    (一)对城际联系的影响

    由于城市不是孤立的个体,它与外界有着千丝万缕的联系,它与外界的联系主要是有形的如城市的对外交通,无形的如邮电通讯以及电子信息等,而产业的生产过程涉及原材料的采集、生产设备的引进、产品的市场销售等都需要与外界产生直接或间接的联系。因此每一次产业经济的发展,都对城市的对外联系提出了更高的要求,这就要求城市规划要对对外联系特别是大型的交通枢纽的基础设施进行统筹安排,而合理的安排必然会促进产业经济的发展。

    (二)对城市内部联系的影响

    城市是一个社会、经济、文化各方面紧密联系的统一体,所谓“动一发而牵全身”.例如:劳动密集型产业需要大量的体力劳动者,城市规划中就要为这些劳动力提供相应的生活设施、交通设施与社会福利保障设施及其子女的文化教育设施,而技术密集型的产业需要大量脑力劳动者,这样一来对城市的科技文化设施如高校、科研院所等的设施要求就会更高。重工业则需要提供充足的能源设施与便捷的交通设施相辅助。所以规划中一定要考虑到产业及其相关设施的需求。

    (三)对城市功能发展的影响

    城市发展离不开产业经济,产业经济的发展也离不开城市的支撑,在低级产业如原材料生产的地区,甚至影响到所在城市的生死存亡,当然在具有全面与发达的综合性城市,不会由于一种产业的兴亡而决定城市的兴衰。但是合理的产业结构、健康的产业发展能有效地促进城市的发展,而产业结构的不合理将导致城市的社会经济等各方面功能的失衡与矛盾的恶化,成为阻碍城市发展的绊脚石。

    因此,产业经济的发展和产业布局的调整与城市规划是息息相关的,有了城市规划的宏观指导和综合平衡,产业发展才有了支撑基础,而产业的优化发展又为城市的壮大提供了物质基础,同时对城市规划的决策提出了更高的要求。

    二、产业经济发展对城市规划的影响

    (一)对城市土地规划的影响

    土地是城市的最基本的组成要素,它由于规模大小、地理位置、地质水文、地形地貌等不同呈现的用途也各不相同。

    (二)对城市环境规划的影响

    这里指的环境一方面指的是环境污染的层面,另一方面指的是地理环境如靠山、沿河、滨海、或临近铁路、港口及城市主要干道等层面,一般来说技术密集型产业对环境质量要求较高,需要建立在环境优美离城市中心较近的位置;而劳动密集型产业由于通常情况下资源消耗大、污染较严重,所以必须依据情况规划在城市下风向的郊区。

    (三)对城市基础设施规划的影响

    城市的基础设施规划包含的内容比较广泛,包括电力电信、给水排水、环卫设施等等,也包括交通、通讯等设施,产业生产的发展无时无刻离不开这些基础设施的支持,并且对这些基础设施提出了很高的要求。如对电力电信,除了单位产量耗电量,对电压、电流也根据生产的工艺要求有不同的需求;又如给水排水,各个产业的需水质量、水压、净化程度都各不相同,还有就是用水性质,农业用水、生产用水还是消防用水都有不同的要求。

    (四)对城市服务设施规划的影响

    产业生产需求对产品原料及成品进行及时地流通,也需要对资金的流通。这就形成了对城市商业、金融、仓储等其他服务设施有了需求,这些服务设施主要来自第三产业,在社会分工日趋细化的今天,这种需求度将越来越高。这也对规划提出了新的挑战,不但要使产业在量上得到发展,更要在质上有新的飞跃,是产业更具有生命力。

    三、城市规划对产业经济发展的影响

    (一)城市规划对产业布局的影响存在的几个问题

    1.从城市规划的编制依据来看。城市规划编制的主要依据是城市社会经济发展的总体目标,如GDP目标及其相应的经济指标。相应的产业经济发展模式如何,现有的产业结构将做哪些必要的调整,产业布局情况如何,都是规划部门要考虑的因素。所以产业经济要想实现城市空间地域的合理落实和布置就必须遵循规划的思想。

    2.从规划编制的时限来看。城市规划是一定时期社会经济发展目标的具体化,除了对城市进行长远设想外,还必须有一定的规划年限。但实际工作中,常出现规划期限与社会经济发展规划的期限不一致的现象。所以要真正发挥规划对产业经济的指导作用,就要加强规划时限确定的实用性和有效性。

    3.从规划的方法来看。传统的规划方法是先根据城市人口的机械增长与自然增长预测城市的总人口,然后根据城市规划用地标准计算城市用地规模,并按照城市用地的现状与合理的用地比例进行功能布局与用地划分。而事实上这样是不够的,如果过多考虑人的因素,忽视产业经济对城市规划的影响,就会适得其反。因此规划期限内应对产业经济的发展模式、规模及各产业结构进行预测来换算成用地规模、基础设施规模,并落实到城市空间中去,这样的规划更具说服力。

    4.从城市规划实施的情况来看。传统的规划模式强调功能分区,这就忽略了城市固有的文化内涵。每个城市都有自己特有的史脉和文脉,不是靠规划来改造或设计就能形成的,所以不应该过分强调主观的意识,应结合每个城市的独特经济活动内涵,进行规划布置以促进城市更好的发展。

    (二)城市规划对产业经济影响的基本因素

    基于上面提到的城市规划对产业发展存在的问题,应及时修缮,用新方法、新思路使其对产业经济的影响向着更有利的方向发展。

    1.规划新的空间模型,对产业结构产生重要影响。在现代城市经济发展方式中,产业结构对经济增长的影响日益增大,如“加速城市地区的新城和卫星城建设、推动工业企业向外迁移、城市中心地区功能的转变和重建”,随着这些规划的实施,城市产业结构发生了显着变化,城市面貌有了创新性的改变,城市规划已经在产业经济结构的空间深化中产生了深远的影响。

    2.借助新的城市规划手段,增强城市的资本竞争能力。实践证明,基础设施发展到一定水平后,将会促进个体和群体部门的投资欲望,刺激城市企业和其他产业的发展,从而成为城市经济发展的引擎,有助于城市产业发展的高级化。现阶段高水准的城市基础设施可以增强城市优势和吸引力,尤其是能够增强引入国际资本的竞争力,所以基础设施规划的好也会促进产业经济的蓬勃发展,产业竞争力强了就会扩大优势不断创新进步使其自身更加完善更加成熟。

    3.加速城镇化脚步,为城市经济增长提供新的机遇。城市地域分布格局的转变,将意味着经济的结构更加合理,有利于发展城市及城际的经济联系,促进城市工业分散和专业化分工的深化,扩大产业的竞争能力,提高第三产业的需求,更好地推进城市经济的增长。

    四、如何利用两者的紧密关系使两者相互促进共同发展

    城市经济发展是城市社会发展的基础,城市社会发展是城市经济发展的前提和动力。城市经济的发展即城市产业经济的发展,它包含一、二、三产业经济的协调发展,但不同的城市性质,三者的权重不同,但在城市经济中第二产业应该有相当的比重来作为支撑,那么,如何在城市规划中发挥产业优势,体现产业经济规律,使两者相互促进协调发展,可以从以下几个方面进行探讨:

    (一)重视城市第一产业的发展,创造符合可持续发展的城市绿色环境

    农业是国民经济的基础,是人们赖以生存和发展的物质保证。现阶段,我国正在全面倡导建设社会主义新农村,但是随着城市的迅速发展,又在不断的吞噬着农村的地域,一面是生命的基础,一面由于城市化的发展有需要不断的扩展空间占用土地。事实表明:尤其是大城市农业的比重正在逐年下降,这样任凭城市扩张忽视农业发展的现象,在城市规划中应得到足够重视。

    (二)进行第二产业结构调整,适应城市新空间

    随着全面建设小康社会的脚步,国有企业的干戈、改制工作的逐步推开,产业结构进行了深刻的调整,产业结构也发生了巨大的变化,面对进入WTO的机遇与挑战以及世界经济环境的新格局、新挑战,城市规划也要与时俱进,进行一些必要的创新与改革。

    首先,要把握重点,针对第二产业的总体目标和发展方向制定不同的规划发展方案;其次,充分重视高新技术或资金密集无污染型产业即都市型工业在城市中的再定位问题,从而使城市的布局形态更趋合理,使城市发展更为有序、有效、有机统一。

    (三)加速城市第三产业发展,重组产业规划布局

    在加速城市第三产业的发展进程中,城市特别是区域性中心城市,对加快信息、金融、商贸、文化、教育、旅游、社区服务、中介服务等事业的发展蕴藏着极大的潜力。所以,目前最重要的是要调整城市中心的经济结构,扩大第三产业服务范围。把城市中心地区建设成为全市甚至全市域的城市经济指导中心,对未来经济产业诱导和前瞻影响。第三产业用地,不是简单的商业用地、办公用地,只要符合总体规划要求,适合第三产业布局,均可纳入这类产业用地,从而克服对第三产业发展的局限性,而对于小型的第三产业布局则可以在社区规划、居住区规划中,使服务的对象更具体化,使产业发展真正贴近居民的生活。

第4篇：产业与经济的关系范文

关键词：创意产业；循环经济；产业集群；互动关系

创意产业对于促进杭州经济发展和产业结构升级和打造“生活品质之城”具有重要意义。正因如此，2008年1月杭州市作出要把杭州打造成为全国文化创意产业中心的重大决策，认为文化创意产业是杭州扬长避短的“杀手锏”、杭州发展的“新蓝海”、“和谐创业”的同义语、生活品质的代名词和提升杭州城市综合实力的“助推器”。

一、相关概念

创意产业、循环经济、产业集群都是20世纪90年代由发达国家首先提出的新概念，而后逐渐演变成全新的发展理念。

从字面上理解，所谓的“创意产业”就是将人们平时常说的“点子”、“主意”或“想法”产业化形成价值，并带来就业的产业。1994年，澳大利亚以建立“创意国家”，率先提出了一份新的文化政策报告。英国立即派团前去考察交流，并在1997年布莱尔政府成立了“创意产业特别工作组”。1998年在《英国创意产业专题报告》中明确提出了“创意产业”这一概念：创意产业是指那些从个人的创造力、技能和天分中获取发展动力的企业，以及那些通过对知识产权的开发，可创造潜在财富和就业机会的活动。自布莱尔政府首次提出创意产业的概念以后，其他许多国家和地区也纷纷提出了相关概念。尽管目前对创意产业仍无规范的表述，但其核心内容是基本一致的：创意产业的核心是创意；创意产业的灵魂是文化；创意产业的支撑是科技；创意产业的属性是产业。有鉴于此，杭州市把文化创意产业定义为：以创意为核心，以文化为灵魂，以科技为支撑，以知识产权的开发和运用为主体的知识密集型、智慧主导型战略产业。

循环经济是一种以资源的高效利用和循环利用为核心，以减量化（Reduce）、再利用（Reuse）、资源化（Resource）为原则（以下简称“3R原则”），以低投入、低消耗、低排放、高效益为特征，符合可持续发展理念的经济发展模式，属于资源节约型和环境友好型的经济形态。不过，有学者认为，循环经济的原则还应该包括再思考（Rethink）——循环经济是一种新的经济理论，不等于清洁生产，不等于环境保护，不仅要研究资本循环、劳动力循环，也要研究资源循环和再修复（Repair）——不断地修复被人类活动破坏的生态系统，实现人与自然和谐发展。

尽管集群的概念早就出现，但是真正引起政界和商界的关注，引起大范围的流行还是在美国哈佛大学教授迈克尔·波特提出产业集群概念以后。波特（1998）在《集群与新竞争经济学》一文中，解释了产业集群的含义：“集群是特定产业中互有联系的公司或机构聚集在特定地理位置的一种现象。”集群包括一连串上、中、下游产业以及其他企业或机构，这些产业、企业或是机构对于竞争都很重要，它们包括了零件、设备、服务等特殊原料品的供应商以及特殊基础建设的提供者。集群通常会向下延伸到下游的通路和顾客上，也会延伸到互补性产品的制造商以及和本产业有关的技能、科技或是共同原料等方面的公司上。最后，集群还包括了政府和其他机构——像大学、制定标准的机构、职业训练中心以及贸易组织等——以提供专业的训练、教育、资讯、研究以及技术支援。

二、创意产业与循环经济的互动关系

循环经济是追求更大经济效益、更少资源消耗、更低环境污染和更多劳动就业的先进经济模式[1]。创意产业其核心和源头是创意，要点是“点亮创意智慧，融入科技力量，焕发文化魅力，创造财富价值。”创意产业有着重要的作用：（1）促进经济增长；（2）提升产业结构；（3）转变增长方式；（4）节约资源能源；（5）有利于保护环境；（6）促进对外贸易；（7）有效增加劳动就业。目前，全球创意经济每天创造220亿美元产值，并以5%的速度在高速递增。2008年1月，美国《时代》周刊封面上出现了“纽伦港”这个新名词，并指出“纽伦港”已主导了整个世界经济的发展。究其原因，纽约、伦敦、香港三地的创意产业高度发达是一个重要原因之一。据统计，纽约市艺术产业每支出1美元，就为城市经济增值77美分。2005年，艺术部门产生的经济效益达到212亿美元、创造就业岗位逾16万、工资总额82亿美元，为纽约市创税约9亿美元。创意产业的发展还促进了旅游、营销、广告等其他相关产业的发展，并吸引了大量人才前来工作。据统计，2005年慕名前往纽约观看文艺演出的游客数达750万人次，产生的经济效益高达54亿美元。纽约市的宾馆餐饮业、零售商店和交通运输业也由此受益。据2007年初统计，纽约创意产业从业人数已近30万人，与艺术相关的创意实体超过4.5万个。创意经济从业人员平均年薪也要比其他产业高出2万美元。伦敦是全球知名的“创意之都”，其创意产业产值超过210亿英镑，从业人数为50多万人。据伦敦发展局估计，到2012年创意产业将超过金融业而成为英国的第一产业部门。据香港贸易发展局统计，2000年香港创意产业的产值有250亿港元，占香港本地生产总值的2%，出口为100亿港元，占香港服务出口额的3.1%；至2002年3月，香港创意产业的就业人口占总就业人口的3.7%。国内许多城市也采取了一系列扶持措施，积极推动创意产业的发展。张京成（2007）根据相关统计数据对我国部分城市创意产业进行统计排名，认为北京、上海处于第一层次，而杭州处于第二层次，位于广州、深圳之后，排名第五。因此，创意产业可以实现“更大经济效益，更少资源消耗，更低环境污染和更多劳动就业”的愿景。我们可以借助于创意产业，加快循环经济的步伐，以创意产业带动知识经济与循环经济相结合的知识型循环经济[2]。

另外，发展循环经济、推进节能减排，不仅改变了传统的经济增长方式，而且将带来新的发展机遇[3]。认为，发展“循环经济”将催生七大符合科学发展观的新产业，其中之一就有创意产业。当资源、能源的约束成为经济发展的瓶颈后，人们将寻求新的出路，以创意创造新的产品和新的市场需求，通过创意策划和市场运作将各种资源转化为资本，从而为经济发展开辟新的通道和空间。杭州是经济大市，资源小市，缺地矿资源、缺港口资源、缺政策资源，没有大规模发展重化工业的条件和优势，而且杭州城市的环境容量和城市定位，也决定了杭州不可能大规模发展高污染、高消耗的传统重化工业。

三、创意产业与产业集群的互动关系

近几年来，创意产业已经从一种理念转化成为众多创意产品、创意服务、创意营销和创意产业模式，在全球范围内广泛兴起并产生巨大的市场经济价值。而产业集群作为一种依赖并服务于相似市场、具有主导产业的众多企业及相关产业企业和支撑服务机构间通过分工合作于特定区域内结网而成的学习型组织，已经成为各国政府提升国家或城市的综合竞争力的重要发展战略[4]。创意产业与产业集群两者之间也具有相互影响、相互促进的互动关系。

一方面，创意产业和产业集群相互融合，使产业集群进入高级发展形态即创意产业集群[5]，这是继外向出口型集群、智力密集型集群、乡镇企业集聚型集群、以国有大中型企业为核心集群的产业集群之后，产业集群“家族”的新成员。与传统产业集群的先企业集群、后企业吸引人才的发展模式不同，创意产业集群首先是创意人才的集群，而后才是创意人才吸引企业的入驻。创意产业是文化、科技和经济交融的产物，是内容密集型产业。传统产业集群主要包括企业园区以及紧邻的一个拥有技术的校园，而创意产业集群的组织具有多样性，在艺术场所、科学园或媒体中心附近，文化企业、非营利机构和个体艺术家进行集聚和互动。创意产业集聚区既是工作地点也是生活地点，既进行文化产品生产也进行文化产品消费结合，既有独特的本地特征，也与世界各地有密切的联系，使不同区域文化特色的思想碰撞而产生创意。

另一方面，创意产业的发展并不仅是个人和单个企业的行为，而是需要集体的互动和企业的地理集聚。集群化是中国创意产业发展的一大趋势，众多企业集聚在一起，能共享多种要素，降低企业生产成本；产业集群内的企业一般具有一定的关联性，便于开展企业间的合作，产生协同效应；同类产业集群也有利于形成激励企业持续创新的发展环境，促进区域产业整体创新能力的提升。有人对创意产业集聚永续发展的策略进行了研究，并提出了园区与集群互动发展[6]。以园区为节点，以形成产业集群为打造创意产业价值链之手段，在园区内建立企业之间的互通网络，并打造园区品牌；再通过园区的集聚扩散，建立园区与园区、园区与周边的网络关系；政府在营造产业环境的同时，积极塑造社会大环境，从扶持创意产业的发展过渡到培育创意经济、创意社会的大时代。目前杭州市为推进文化创意产业发展，打造全国文化创意产业中心，正努力打造西湖创意谷等十大文化创意产业园，预计到2010年初步建成25个以上具有区域特色的文化创意产业园或基地，建筑面积总量超过100万平方米，集聚文化创意企业数量超过1 000家。相信在不久的将来，会有更多的、更具特色的创意产业园在全国各中心城市出现。

参考文献

[1]季昆森.循环经济与生态型城镇建设[J].乡镇经济，2003，（11）.

[2]任绍敏，胥会云，柯卉.上海循环经济四条路径[N].第一财经日报，2005-06-13.

[3]季昆森.我国发展循环经济将催生七个新产业[C].中国可持续发展论坛及中国可持续发展研究会学术年会，2007.

[4][美]波特.国家竞争优势[M].李明轩，邱如，译.北京：华夏出版社，2002.

第5篇：产业与经济的关系范文

关键词：FDI；经济增长；就业；广义虚拟经济

中图分类号：F83248 文献标识码：A 文章编号：1001-148X（2017）03-0141-10

改革开放以来，FDI流入我国的规模不断扩大，根据商务部统计，自1984年起至2015年，FDI流入我国从1419亿美元上升至1 2627亿美元。FDI在弥补我国“双缺口” 的同时，也对我国总体的经济增长和就业产生了一定影响。然而由于不同产业的要素特征、生产效率和就业弹性的结构性区别，FDI、经济增长与就业的三者关系在不同产业间必然存在着某种差异，这种异质性不仅对传统的相关理论提出了新的思考，而且也会对当前和今后我国产业政策选择产生一定的影响。在当前传统实体经济进入产能过剩，而代表未来发展方向的广义虚拟经济①迅速崛起的新旧动能转换时刻[1]，通过考察三者关系来探讨如何将有效地利用外资与我国的“扩开放、稳增长、调结构、转方式、促就业”的宏观战略部署有机地结合起来，无疑是一个在理论上和现实中均具有重要研究价值的论题。

一、文献回顾

已有的文献较多集中于FDI对经济增长或就业作用的研究，关于FDI对东道国经济增长有“促进效应”[2]还是“挤出效应”[3-4]存在较大分歧。有关FDI

Symbol`@@ 对东道国就业的影响，也呈现两派观点，既有“积极作用”论[5-6]，也有“抑制作用”说[7]。国内文献对中国经济增长与就业是否存在一致性有两种不同观点，分别是有效就业论、实际就业弹性论、统计失真论；要素价格扭曲论、技术进步排挤论、经济结构调整论、劳动力市场分割论、人口红利消失论等[8-13]。

近年来有少数学者从不同角度对三者的互动关系作了一些初步的探索。例如刘宏等（2013）基于VAR模型研究了中国1985-2010年FDI对经济增长和就业的影响，发现FDI与我国经济增长之间存在较强的短期和长期互助关系，而在FDI对就业作用方面，虽然短期内存在一定的挤出效应，但长期的创造效应明显。江虹等（2015）以深圳市为例探讨了三者之间的关系，发现它们彼此存在双向、动态的因果关系。但李豫新等（2016）基于我国西北地区丝绸之路经济带1985-2014年的时间序列数据的实证研究J为FDI对该地区的经济增长有显著的促进作用，而对就业的效应不明显，且经济增长对FDI也未能产生较大的吸引力。

综上所述，国内外学者前期主要是以FDI为出发点，考察它对经济增长和就业的作用。后期开始出现少量直接针对三者关系的实证分析，但主要限于国家整体和地域层面的探讨，较少涉及产业领域的深层分析。从实证研究方法上看，主要集中于建立单方程计量模型进行简单的回归分析，结果只能单方向地解释变量间的静态和直接作用，而无法全面地揭示变量之间的动态交互影响及其直接、间接与综合效应。基于此，本文借鉴赵洪江（2014）对广义虚拟经济产业的分类方法②，将国民经济划分为广义虚拟经济和传统实体经济两大部门，通过构建VAR模型，对两部门FDI、经济增长与就业三者之间的关系进行比较考量，建立联立方程模型，进一步测度FDI对我国经济增长及就业的直接、间接和综合效应。

二、VAR模型检验

（一）模型构建、协整及平稳性分析

VAR模型（矢量自回归模型），是包含多个方程的非结构化模型，VAR模型把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型。为了克服传统单方程只能反映单向静态关系的局限性以便更好地研究FDI、经济增长与就业三者之间的动态关系，建立如下的VAR模型：

LNFDItLNGDPtLNEMPt=∑[DD（]n[]i=1[DD）]ΦLNFDIt-iLNGDPt-iLNEMPt-i+εi（1）

其中，LNFDI、LNGDP、LNEMP分别表示外商直接投资、国内生产总值和就业的自然对数形式，Φ表示系数矩阵。

1.数据的选取

基于18个相关行业数据的可得性，本文采用1997-2015年度数据，原始资料来自《中国统计年鉴》和《中国固定资产投资年鉴》。由于统计数据中FDI以美元为单位，便将FDI数据按当年的汇率中间价进行了换算。GDP 和FDI数据按照各年的物价指数进行了相应的价格平减，消除通胀影响。由于各变量的量纲不同，于是对数据做了标准化处理后取自然对数，以期获得平稳的序列。

2.ADF单位根检验、协整分析

在运用VAR模型时，要求各变量是平稳的，因此我们须先对LNFDI、LNGDP、LNEMP进行单位根检验。利用Eviews80软件，通过ADF（Augmented Dickey Fuller）单位根检验方法（Unit Root Process）对两个部门上述三个指标进行单位根检验，详细的检验结果见表1。

从表1可见，这三个变量的一阶差分是平稳的，即同阶单整，满足协整分析的条件，可进行协整检验。接着采用Johansen检验方法对LNFDI、LNGDP、LNEMP构成的方程（1）进行变量协整检验，两部门检验结果见表2。

从表2中可见，方程（1）在没有协整关系的原假设下， 两个部门的迹统计量概率P值均为000

3VAR模型的稳定性测试

根据AIC和SC取值最小的准则，本文将变量滞后期数确定为三阶，根据模型（1）可分别估计出上述两个部门的FDI、经济增长与就业关系的VAR模型参数估计结果（表3）。

从模型估计结果来看，传统经济部门的LNEMP和LNGDP方程拟合优度为0999，LNFDI方程拟合优度为0933，广义虚拟经济部门LNEMP、LNGDP和LNFDI的拟合优度都为0988；两个部门六个方程的R2值均在090以上，说明拟合程度高。同时根据三期滞后的系数值可以看出，FDI流入能够带动经济增长和促进就业。此外，在图1和图2中所有AR根的模都位于单位圆内，因此我们可以判断建立的VAR模型是稳定的，表明两部门中FDI、经济增长与就业三者之间存在长期稳定关系。

为了更细致地了解三者之间的动态关系以及影响程度，需要运用脉冲响应函数和方差分解方法具体分析。

（二）脉冲响应函数分析

脉冲响应是VAR模型动态分析的重要工具，它能直观地反映考察一个变量相对于另一个变量的一个标准差冲击在当前和未来对其他变量的动态影响。下列图3至图5中的横轴表示滞后期数（单位：年），纵轴表示响应程度。左图为广义虚拟经济部门，右图为传统实体经济部门（后同），并且选取10年的滞后期进行分析。

图3表明GDP在受到FDI的一个正向冲击后，会呈现一定的波动性，但是在两部门有不同表现。在前两期两个部门的GDP值均有所下降，但是广义虚拟经济部门下降的幅度更大；第三期开始两部门的GDP值均开始上升而且广义虚拟经济部门上升幅度更大；之后两个部门的GDP值分别以不同的幅度开始收敛。从图中可以看出，流入两部门的FDI对其GDP均有一个较长时间的滞后影响且广义虚拟经济部门的反应时间更短即更为敏感，从第七期开始两部门的这种影响开始收敛，最终将趋于平衡。

从图4可以看出，EMP值在受到FDI的一个正向冲击后，两部门的初始反应表现出一定的结构性差异。对于广义虚拟经济部门来说，在前两期，就业人数下降，在第二期达到最大负响应，之后快速回升，第三期后再次下降，上下波动至第七期之后开始收敛，后期总体效应为正。传统实体部门就业的初期反应与广义虚拟经济基本相反，于第六期后开始收敛，后期总体效应较平淡。这种表现的原因在于FDI进入的方式、目的、行业等方面的不同，对就业的影响不同。

从图5可以看出，两部门EMP在受到GDP的一个正的冲击后初期均表现出一定的下降，但是传统实体产业下降的幅度更大。广义虚拟经济产业在第三期之后开始快速上升而传统实体产业趋于平稳，第七期之后，广义虚拟经济产业也开始趋于平稳。传统实体部门的正经过前两期的下降后在第三期开始也逐渐的趋于平稳。总的来看，两部门的EMP对GDP的冲击反应为正且广义拟经济部门的效应大于传统实体部门。

（三）方差分解分析

脉冲响应函数能形象反映变量的一个标准差冲击在当前和未来对其他变量的动态影响，但无法解释具体的影响程度，而这就需要运用方差分解工具来完成。方差分解能衡量VAR模型中每一结构冲击对内生变量的贡献度。表4、表5分别为广义虚拟经济和传统实体经济各变量的方差分解结果。

表4和表5对比显示，两部门FDI的波动在第一期均来源于自身的作用，但后期自身影响逐渐减弱，从第二期开始受到来自于GDP和就业的影响逐渐增强。对比来看，广义虚拟经济部门在第七期达到稳定，而纯粹实体部门则是在第八期达到均衡，这个结果和前面的广义虚拟经济部门反应时间更短即更加敏感相符合。平均来看，广义虚拟经济部门FDI波动的方差贡献是：来自于自身占6225%，GDP占1775%，就业占20%；传统实体部门FDI波动的方差贡献是：来自于自身占7413%，GDP占276%，就业占2311%。稳定后，我们也可以得出广义虚拟经济部门GDP对FDI流入的影响要明显大于传统实体部门（分别为25%和55%）。

经济增长对于两部门来说从第一期开始就受到自身波动和FDI的波动冲击的影响且受自身波动的影响较大，稳定后FDI对经济增长有明显的作用（42%和60%），这表明FDI的引入对经济增长有促进作用。平均来看，广义虚拟经济部门FDI的方差贡献为4231%，传统实体经济FDI的方差贡献为5191%。这也说明FDI的引入对两部门经济增长都有较强的促进作用。分开来看，对于广义虚拟经济部门来说经济增长开始下降最后上升到稳定，这说明其表现出一定的滞后性（与脉冲响应分析一致）；而稳定时FDI的影响程度小于自身，这说明这些年来我国FDI引入的结构有待进一步的优化。对于传统实体产业来说，FDI的引入促进了经济的增长且大于广义虚拟经济部门，从而说明FDI的流入需要更多的流入广义虚拟经济部门。

两部门就业的波动从第一开始就受到三方面的影响，初期受自身冲击较大，后期逐渐减小，受其他两方影响有所加强。对比来看，广义虚拟经济部门就业受到经济增长的影响较少（7%左右），这说明在该部门经济增长对就业增长的挤出效应较小；另一方面，引入广义虚拟经济部门的FDI的就业效应强于非广义虚拟经济产业（25%大于11%），说明广义虚拟经济产业对就业的带动作用强于传统实体经济产业。平均来看，广义虚拟经济部门就业波动的方差贡献是：来自于自身占7061%，GDP占413%，FDI占2526%；传统实体部门就业波动的方差贡献是：来自于自身占4464%，GDP占4459%，FDI占1077%。这也说明排除自身因素外，广义虚拟经济FDI、传统实体经济GDP对其就业的影响相对较大。

三、两部门FDI对经济增长及就业的直接、间接效应测度

（一）模型构建

前文主要基于VAR模型考察了两部门的 FDI、经济增长与就业之间存在一定的互动关系。本节在此基础上延展建立联立方程组模型来进一步定量测度两部门FDI对经济增长及就业的直接、间接和综合效应。

我们在柯布-道格拉斯生产函数的基础上将其延伸为：Y=Af（KD，FDI，L）。其中Y表示产出，A表示技术或全要素生产率，KD表示内资，FDI表示外资，L表示劳动投入。

厂商生产成本为：C=wL+rKD+FDI，其中C为厂商生产成本，w为单位劳动成本，r为单位资本成本。在利润最大化的条件下我们可以得到：

LNL=C（1）+C（2）LNKD+C（3）LNFDI+C（4）LNw+C（5）LNA+ε1（2）

为了测算FDI对A的影响，借鉴包群和赖明勇（2005）的计量模型，建立如下表达式：

A=V1+SHAREFDI（3）

其中，SHARE为FDI占国内总投资的比重；A为全要素生产率；V为剔除资本和劳动对国民生产总值的贡献余值，其能代表技术对经济增长的贡献。两边取对数后整理得到FDI对A的影响表达式：

LNA=LNV+C（6）LNSHARE+C（7）LNFDI+ε2（4）

再来考察FDI对国内投资KD的作用，假设仅通过本期和上期的需求来对未来的需求作预期（Yang，2012），则有：

KD=f（FDI，Y，Yt-1）（5）

两边取对数后得到FDI对KD的影响表达式：

LNKD=C（8）+C（9）LNFDI+C（10）LNY+C（11）LNYt-1+ε3（6）

综合上述，构建如下联立方程组（其中ε为扰动项）：

LNL=C（1）+C（2）*LNKD+C（3）*LNFDI+C（4）*LNA+C（5）*LNW+ε1

LNA=LNV+C（6）*SHARE+C（7）*LNFDI+ε2

LNKD=C（8）+C（9）*LNFDI+C（10）*LNGDP+C（11）*LNGDP（-1）+ε3

（二）实证分析

本文选取了我国1997-2015年的广义虚拟经济产业和传统实体经济产业的FDI、GDP、就业、平均工资、全员劳动生产率、全要素生产率残余值、FDI占国内投资比重、滞后一期的GDP等数据，数据来自《中国统计年鉴》和《中国固定资产投资年鉴》。由模型识别的阶条件可知模型是过度识别的（K-M>G-1，K为联立方程模型中变量总数，M为待识别方程中变量数目，G为联立方程中方程数目）。此外，由于模型存在内生性问题，最小二乘估计则是有偏估计，而两阶段最小二乘法虽然能解决内生性问题，但它只适应于单方程估计，对于联立方程模型估计则可以采用3SLS法或者广义矩估计法。

本文利用Eviews80软件并通过3SLS法来进行估计测算，参数估计前的ADF检验和协整检验均满足条件，参数的具体估计结果见表6。

从中可以看出，两大部门三个方程的R2值和调整的R2都在093以上，说明方程拟合程度均较高，所有D-W值都在2左右，表明各方程不存在模型估计的自相关现象，在误差范围内T值也满足要求，从而说明构建的联立方程模型具有合理性。

估计结果显示，FDI每增加1%，对两个部门产生的直接效应为：广义虚拟经济产业就业增长029%，综合技术水平提高084%，国内投资增加102%；传统实体经济产业就业增长011%，综合技术水平提高115%，国内投资增加-07333%。

（三）效应计算

FDI的引进，不仅自身直接带动经济增长和吸纳就业，产生直接的增长效应与就业效应，而且还可以通过影响生产率水平（A途径）和资本投入（K途径）对就业产生间接效应。下面从联立方程组的三个方程出发，分别用 LNFDI对每个方程求偏导数，推算直接、间接和综合效应。同时，也可以利用式（2）和（6）反求出FDI流入所带来的经济增长效应。如下：

eC（10）-1是FDI引进的直接增长效应，系数C（4）是FDI影响就业的直接效应，C（4）*C（7）是FDI作用于生产率水平进而影响就业的间接效应，C（5）*C（18）是FDI作用于资本投入进而影响就业的间接效应，具体的直接间接综合的计算结果及分解详情见表8。

由表8可见，广义虚拟经济FDI每增长1%，带动的经济增长效应为0164，带动就业的直接、间接和综合效应分别为0292%、-0026%和0266%；传统实体经济FDI每增长1%，带动的增长效应为0132，带动就业的直接、间接和综合效应分别为011%、-0318%、-0208%。

综合表7和表8可以发现，流入两个部门的FDI对经济增长效应和就业效应存在着一定的差异，特别是就业效应的差异更为明显。究其原因，可能与其产业的要素特征、生产效率和就业弹性有关。传统的实体经济是以满足人们“物质需求”为主的“物本经济”，存在着一定的资源要素投入瓶颈和需求饱和限制，服从的是边际报酬递减规律；而以满足人们“精神”和“心理”需求为主的广义虚拟经济则不然，由于人力资本、信息等非物质无形生产要素可以不断提升和累积，人们的精神或心理追求是没有止境的，其要素供o和消费需求特征决定了这种新经济形态遵循边际报酬递增规律，FDI等要素投入带来的经济增长弹性自然会大于传统的实体经济。

此外，从就业效应来看，由于传统实体经济的生产要素中就业劳动力多为相对简单劳动力，且在劳动的边际报酬递减规律支配下，基于理性经济人和利润最大化的考量，企业一般会选择用较高效率的机械或自动化设备来替代普通劳动力，从而不可避免地将带来传统实体经济中技术进步和资本深化对就业产生较大的“挤出效应”。而广义虚拟经济的物质资本有机构成低、人力资本要素富集、劳动就业弹性高，可以最大限度地避免传统的技术进步、资本深化、经济增长与劳动就业弹性下降的恶性循环陷阱，实现二者的和谐互动。同时由于两个不同部门的劳动生产率差异带来的收入差距驱动从传统实体经济生产部门释放出来的就业人口不断流向广义虚拟经济部门，为其注入了大量的优质的劳动力资源，并进一步推动新兴部门就业数量的扩大、就业结构的优化和就业质量的提升。

（四）机理探究

本文通过实证测算出两个部门流入两部门的FDI对经济增长及就业的直接、间接和综合效应，将进一步从内在原因分析其作用的机理（图6）。

图6广义虚拟经济视角下FDI、经济增长与就业的

作用机理图

人类社会正在由满足人的生理需求为主的“物本经济时代”迈入以满足人的心理需求（精神需求）为主的“人本经济时代”。由于传统实体产业在要素、需求和供给等方面存在着限制和瓶颈，所以存在着收入需求弹性递减、边际报酬递减等不足。在这点上广义虚拟经济则存在着明显的优势，人的心理需求是无限的，信息、人力资本等要素可不断地挖掘利用和重新开发的，从而可以克服传统实体产业的缺点；而这也导致出现了“劳动力由传统实体产业（收入低）流向广义虚拟经济产业（收入高）”的劳动力跨市场流动的现象，这些促进了收入的提高和产业结构的优化，进而促进就业增长。另一方面，广义虚拟经济的优势和经济增长促进了经济质量提升、经济结构优化和经济模式转变，而这些将会反作用于广义虚拟经济，使得广义虚拟经济更好的发展。广义虚拟经济的更好发展能够优化广义虚拟经济部门FDI流入不足的问题并且使得传统实体部门达到饱和，从而使得FDI、经济增长和就业更好地相互配合。

四、结论和建议

在人类社会的经济活动进入以心理需求为主的精神文化产品的当今，广义虚拟经济扮演着越来越重要的角色。基于广义虚拟经济视角，本文通过构建VAR和联立方程模型实证分析了两部门FDI、经济增长与就业的关系及具体的直接、间接和综合效应，结果发现：

（1）两部门FDI、经济增长和就业之间存在长期稳定的关系，其中广义虚拟经济的这种关系更为值得关注。具体来看，流入两部门的FDI从长期来看均对经济增长有带动作用，但短期内存在一定的冲击波动，广义虚拟经济产业相比传统实体产业更为敏感。从方差分解看，两部门FDI对经济增长的影响存在着一定的结构性差异；从FDI影响就业来看，这种结构性差异更为明显，纯粹实体部门波动较小，效果不明显。从方差分解来看广义虚拟经济部门的FDI的就业效应强于传统实体部门；对于经济增长对就业来说，两部门均表现了经济增长对就业影响的带动性，广义虚拟经济部门尤甚。从方差分解可见广义虚拟经济部门经济增长对就业的挤出效应相对较小。

（2）广义虚拟经济产业FDI的经济增长效应为0164，促进就业的直接、间接和总效应分别为0292、-0026和0266；纯粹实体产业FDI的经济增长效应为0132，促进就业的直接、间接和总效应分别为011、-0318和-0208。可见FDI进入广义虚拟经济产业的就业效应明显强于传统实体产业。

为此，提出如下政策建议：

（1）继续加强对FDI的引入。FDI对我国总体的经济增长和就业仍然具有一定的促进作用，因此在当前“经济新常态”和“供给侧改革”背景下，保持稳定的FDI流入量对于“稳增长、促就业”的宏观政策目标是十分必要的。

（2）积极引导FDI流向广义虚拟经济产业。发展广义虚拟经济有利于我国当前经济增长方式的转变，有利于调整产业结构，有利于供给侧改革，更有利于促进就业。因此，在新旧动能和结构转换关头，应清醒地认识到广义虚拟经济是“生活对象化”的人本经济，代表了新经济前进的方向。在当前国际竞争已经进入广义虚拟经济主导制胜的新形势下，要将积极有效地利用外资与我国的“扩开放、稳增长、调结构、转方式、促就业”的宏观战略部署有机地结合起来，这对于我国能否在未来一个较长时间的国际经济竞争中取得战略上的主动意义重大。从FDI对就业的效应来看，流入广义虚拟经济产业的FDI对就业的综合效应为正，而流入纯粹的实体经济产业的FDI对就业的综合效应为负。我国是人口大国，就业压力大，广义虚拟经济产业的就业弹性相对较高，其对就业的吸纳能力较强，引导跨国企业向广义虚拟经济领域投资，不仅可以促进广义虚拟经济的发展，带动经济增长方式转变，而且也大量增加就业岗位。

（3）在保证国家经济安全的前提下，应进一步有选择的对外开放广义虚拟经济产业的外商直接投资。这样既可以打破某些行业的国有垄断地位，提高行业的竞争，以利于这些产业生产效率和发展水平的提高；同时又可以弥补这些行业部分的市场空白，形成积极的产业带动效应。FDI流入广义虚拟经济产业，一方面带来新的创意，带动广义虚拟经济的发展，从而促进就业；另一方面，国内企业通过模仿、创新，纷纷进入这个行业，可以提高我国劳动力就业水平和科技水平，更能促进广义虚拟经济产业的繁荣，从而使FDI、经济增长与就业之间协调耦合发展，共同向更高水平演化。

注释：

①广义虚拟经济是同时满足人的生理需求和心理需求并以满足心理需求为主导，以及只满足人的心理需求的经济的统称（林左鸣，2010），并以价值细分的现代服务经济、体验经济、品牌经济、创意经济、知识经济等多种形式体现出来。

②赵洪江（2014）根据林左鸣教授对广义虚拟济的定义和我国的国民经济分类体系将H（住宿和餐饮业）、I（信息传输、软件和信息技术服务业）、J（金融业）、L（租赁和商务服务业）、M（科学研究和技术服务业）、N（水利、环境和公共设施管理业）、O（居民服务、修理和其他服务业）、P（教育）、Q（卫生和社会工作）、R（文化、体育和娱乐业）、S（公共管理、社会保障和社会组织）、T（国际组织）等行业划分为广义虚拟经济产业。

参考文献：

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[13]蔡P.中国人力资本现状管窥――人口红利消失后如何开发增长新源泉[J].人民论坛・学术前沿，2012（6）.

An Industrial Heterogeneity Investigation on Relationship among Foreign Direct

Investment， Economic Growth and Employment based on the View of

Generalized Virtual Economy

ZHU Jin-sheng，KUANG Dong

（School of Economics，Wuhan University of Technology，Wuhan 430070，China）

第6篇：产业与经济的关系范文

关键词：产业结构；经济增长；实证分析

建国以来，孝感经济建设取得很大成就。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。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。本文通过对孝感市产业结构与经济增长关系的研究，从战略的角度提出孝感市经济发展的对策及建议，以期为孝感经济发展起到一定的推动作用。

一、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。本文采用1992-2009年的年度数据，对产业结构与经济增长关系进行研究。其中主要选取了孝感市历年经济增长的国内生产总值GDP（按当年价格计算）、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）为指标数据。根据孝感市统计年鉴资料显示，三次产业GDP在宏观经济总量中的比例关系，由1992年的42.70：31.00：26.30变为2009年的21.32：42.10：36.58，产业结构的不断调整导致了经济持续快速的增长，GDP年均增长15.09%，其中第一产业增加值年均增长10.74%，第二产业增加值年均增长17.83%，第三产业增加值年均增长17.29%。

在数据处理方面，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进行分析，分别表示为LOGGDP、LOGY1、LOGY2、LOGY3、LOGR1、LOGR2和LOGR3。

（二）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：基于相关系数的特点，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，先分析数据的平稳性，这里采用ADF检验，其中ADF检验的模型形式为：

ΔYt=c+βYt-1+ξ1ΔYt-1+ξ2ΔYt-2+…+ξp-1ΔYt-p+1+δt+ε1①

原假设H0：β=0，备择假设H1：β＜0，接受H0意味着序列Yt有一个单位根，即是非平稳的。其中ε、t为白噪声，Δ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1所示。

根据表1，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。经过二阶差分后的Δ2LOGGDP、Δ2LOGR1、Δ2LOGR2和Δ2LOGR3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，对此差分后的四时间序列做格兰杰因果关系检验，对孝感市产业结构与经济增长关系进行实证分析。

结果分析：运用Eviews5.1，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2所示。

根据表2，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。

2、孝感市产业结构对经济增长的贡献分析

模型的选择：由上所知，LOGGDP和LOGY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*LogY3②

其次，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），检验结果如表3所示。

由表3可知：残差e的ADF统计量值为-8.294112，该值小于1%的临界值-4.667883，因此该残差序列在1%的显著水平上已经是平稳序列，即LOGGDP、LOGY1、LOGY2和LOGY3四个序列之间存在着协整关系。从经济学上来讲如果这四个变量是协整的，那么它们之间就具有一个长期均衡关系。

建立线性回归方程对它们之间的关系进行表述。根据协整检验结果，构造出以LOGGDP为因变量的线性回归方程如下：

LogGDP=0.948+0.351LogY1+0.379LogY2+0.282LogY3③

上式表明，第一、第二、第三产业结构每变动1%，孝感市经济总量分别将同向变动0.351%、0.379%和0.282%。

结果表明，变量LOGGDP、LOGYl、LOGY2、LOGY3之间存在协整关系，即它们之间存在长期稳定的均衡关系，即对于孝感市来讲三次产业与孝感市的经济增长之间存在长期的均衡关系，各个产业对经济增长都有着长期的贡献作用。

误差修正模型：本文使用误差修正模型来估计产业结构与经济增长的短期动态过程，利用LOGGDP与LOGYl、LOGY2、LOGY3的长期均衡方程进行估计，可以建立如下误差修正模型：

ΔLOGGDP=0.138+0.227ΔLOGY1+0.316ΔLOGY2+0.456ΔLOGY3-0.117ΔE（-1）

R2=0.99998DW=2.567064④

通过观察模型，R2表明模型整体拟合效果较好；DW=2.567064表明模型不存在序列相关性。误差修正模型中各差分变量反映了短期变动的影响。 转贴于

二、结论及对策建议

（一）结论

根据模型结果确定孝感市产业结构与经济增长关系的长期行为与短期行为模型，据此对孝感市产业结构与经济增长关系的长期经济行为与短期经济行为进行具体分析。

1、长期经济行为分析

由协整检验模型得到的方程③知该回归模型调整后的判决系数为0.999671，这说明第一、第二、第三产业对国内生产总值有整体的解释意义，而D-W统计量为1.026386，说明回归方程的残差项不存在序列相关，因此方程的参数估计在统计意义上是可信的。可知，孝感三次产业对经济增长存在长期的贡献作用，三次产业对经济增长具体表现为：第一产业的产值增加一个百分点会导致国内生产总值增加0.351个百分点；第二产业的产值增加一个百分点会导致国内生产总值增0.379个百分点；第三产业的产值增加一个百分点会导致国内生产总值将增加0.282个百分点。可见，在孝感市长期的经济增长过程中。第二产业一直起着重要作用，对经济增长拉动作用最大，是推动孝感市经济增长的动力；其次是第一产业，最后是第三产业。但是由方程③中的系数可以看出，第二产业的带动只比第一产业多0.028个百分点，由此得出，在孝感市过去的产业结构中，第一产业占GDP比重过大，第三产业产值过小，孝感市工业化道路漫长，这种结构如不调整会对长期经济增长产生不利影响。

2、短期经济行为分析

由误差修正模型知调整后的判决系数为0.999964，这说明第一、第二、第三产业对国内生产总值有整体的解释意义，D-W统计量为2.567064，说明回归方程的残差项不存在序列相关，因此方程的参数估计在统计意义上是可信的。同样根据回归模型可知，短期内第一产业的产值增加一个百分点会导致国内生产总值增加0.227，第二产业的产值增加一个百分点会导致国内生产总值增加0.316个百分点，第三产业的产值增加一个百分点会导致国内生产总值将增加0.456个百分点。此外，从短期内的误差修正方程来看，误差修正项统计上检验是显著的且是负的，符合反向误差修正机制，误差修正系数为0.117，这说明孝感市三次产业对经济增长的短期波动较大，平均每年对上年偏离长期均衡水平的短期调整幅度为11.7%。由此可以得出，短期内第三产业的发展可以较快的促进经济增长，第二产业的促进作用次之，而第一产业在短期内的促进作用相对较弱。

综上所述，孝感市的产业结构存在不合理性，第一产业在GDP中比重过大，从长期看，不利于经济向前发展；短期内对经济增长的促进作用较弱，第二产业对国民经济发展起重要作用，无论从长期还是短期，其对经济的拉动作用是十分明显的，但是存在发展不够，进程没完全过渡到中级工业化阶段。作为经济发展重要突破口的第三产业发展明显滞后，发展水平不够，对经济的贡献率还有待进一步提高。针对这些问题，从经济发展的长远角度看，应对现在的经济结构进行调整，优化产业结构，促进经济的持续健康发展。

（二）对策建议

1、调整农业结构，发挥比较优势

在今后的发展中应适当降低农业在国民经济所占的比重，要在不断深化农村改革和增加投入的基础上，调整和优化农业内部结构，发展优质高效的农业，提高增长速度，提高比较效益，加快第一产业的发展，以确保农业的基础作用和国民经济的协调发展。

2、突出工业的主导地位，加快工业化进程

结合孝感实际情况，第二产业发展不够，现阶段处于初级工业化向中级工业化过渡的阶段，总量规模小，在GDP中占的比重过小。在短期内应大力发展工业，实现工业倍增计划。加快城镇化建设，促成工业园区集约式发展，控制与调整村镇工业园区，使工业发展向市区工业园区集中。同时积极发展低碳工业，走新型工业化道路，要以高新技术产业为先导，以提高自主创新能力为支撑，以建立现代制造业体系为目标，充分发挥支柱产业对经济增长的作用，优化产业内部结构，改造提升传统产业，注重环境效益，节能降耗，促进工业长期稳定发展。

第7篇：产业与经济的关系范文

【关键词】劳动力结构  ；经济增长  ； 协整检验  ；Granger因果检验

一、劳动力结构对经济增长贡献的理论诠释

在经济增长理论方面，经济学界长期以来一直以生产要素的贡献来解释经济增长的问题，19世纪60年代美国经济学家库兹涅茨开始从经济增长的产业结构方面研究经济增长问题，研究结果表明，不同部门的生产要素对经济增长的贡献是不一样的。钱纳里（1960）通过分析部门增长的决定要素出发，并利用51个国家的经验数据说明，当一个国家的经济规模发生变化时，服务行业和农业变化最小，而制造业增长最大，由此提出产业增长的模式，并认为这种工业化模式能使资源得到最优配置。为此，许多经济学家通过国别的经验数据从不同角度纷纷说明经济增长的工业化模式。西方发达国家进入工业时代之后，产业结构与经济增长的问题受到越来越多的经济学家关注，Denison（1967），Maddison（1987），钱纳里等（1989）实证了产业结构是经济增长的一个重要变量，Grossman and Helpman（1991），Lucas（1993）以及Nelson and Pack（1999）也在其增长模型中引入产业结构因素。

我国许多学者也开始研究相关的问题，刘伟、李绍荣（2002）利用计量经济模型的方法，对我国产业结构影响经济增长的方式进行了实证分析，研究结论是，在中国最有效拉动经济增长的产业，除建筑业外几乎全是第三产业的部门，农业和工业排在最后。林毅夫（2003、2007）经济发展存在不同阶段，每一阶段具有相应的产业结构，产业政策应当引导产业发展，形成合理的产业结构。赵嘉辉（2010）中央产业振兴计划以第二产业为主，第一产业、第三产业为辅，侧重劳动密集型和资本密集型产业。

那么产业结构与经济增长之间到底呈现一种怎样的关系， 第一、二、三次产业对GDP 的影响究竟哪个的作用更大一些？ 本文正是以浙江省产业结构与经济增长的关系为出发点，运用ADF 检验、协整检验、ECM模型、Granger因果关系检验等计量方法研究二者之间的具体关系特点， 为合理调整产业结构促进浙江省经济健康发展提供重要的理论支持。

二、浙江省产业结构与经济增长关系实证分析

本文实证分析所使用的数据取自《浙江省统计年鉴2012》，样本区间为1985 年到2011年， 其中采用clkac所定义的产业结构调整系数S即浙江省各产业的从业人员数占浙江省总就业人数的比重来反映产业结构情况， 用浙江省地区生产总值指数GDPI 来反映经济增长情况（以1985年为基期），并在做各项检验之前， 对各组数据作对数变换， 这样能使变量趋势线性化， 消除时间序列中存在的异方差现象， 对数变化后的指标数据分别为LNGDPI， LNS1， LNS2， LNS3。

（一）平稳性检验

本文采用ADF 检验法对变量lnGDPI 分别与lnS1、lnS2、lnS3以及它们的差分序列进行平稳性检验，借助于EViews6.0 软件，检验结果如表1 所示。可知，变量lnGDPI与lnS1、lnS2、lnS3 是非平稳的，一阶差分后是平稳的，即lnGDPI与lnS1、lnS2、lnS3 是1 阶单整序列，由此可进一步检验变量之间的协整关系。

表1  ；lnGDP 与lnS1、lnS2、lnS3的平稳性检验

注：①检验形式中，c为常数项，t为趋势项，k为滞后阶数；②滞后期k的选择标准是以AIC 和SC 值最小为准则；③d表示变量的一阶差分。

（二）协整检验

协整是指变量之间长期稳定的均衡关系，LNGDP，LNS1，LNS2，LNS3符合协整检验的条件， 它们之间可能存在协整关系，本文采用E-G检验法对LNGDPI与LNS1，LNS2，LNS3的协整关系进行检验， 具体回归模型如下所示：

LNGDPI=10.7932238636-0.460491471642*LNS1+[AR（1）=

1.5784491521，AR（2）=-0.59048313432]

LNGDPI=17.033293718+0.170422543036*LNS2+[AR（1）=

1.54336571499，AR（2）=-0.547750831315]

LNGDPI=20.9992717403+0.120549288326*LNS3+[AR（1）=

1.57663269327，AR（2）=-0.579691007349]

上述回归模型拟合优度较高，t值检验均显著，所以回归模型从统计上讲是良好的。接下来， 对回归方程残差序列的平稳性进行检验， 检验结果如下：

表2  ；残差序列的ADF检验

由表2可知， 回归方程的残差序列et在5%的显著性水平下均显著， 可以认为估计残差序列为平稳序列， 这表明浙江省三次产业结构与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系。三次产业中对浙江省经济增长影响最大是第二产业，第二产业就业人员比重每增加1个百分点， 引起GDP指数增加0.17个百分点； 其次是第三产业， 第三产业就业人员比重每增加1个百分点， 引起GDP 指数增加0.12 个百分点； 最后是第一产业， 第一产业就业人员增加对浙江省经济增长影响为负， 说明第一产业产业结构不利于浙江省经济增长。

（三）误差修正模型

为了进一步解释产业结构与经济增长之间的短期动态关系，在进行协整检验之后需要建立误差修正模型。因为序列lnGDPI与lnS1.lnS2.lnS3之间存在着惟一的协整关系，所以可以建立如下误差修正模型。

DLNGDPI=0.8128*DLNGDPI（-1）-0.3104*DLNS1-0.0026

*E1（-1）

DLNGDPI=0.9055*DLNGDPI（-1）+0.2282*DLNS2-0.0003

*E2（-1）

DLNGDPI=0.9285*DLNGDPI（-1）+0.0497*DLNS3-0.0002

*E3（-1）

回归结果表明，上述模型通过显著性检验，其中变量的符号与长期均衡关系的符号一致，lnS1的短期变动对GDP 存在负向影响，本期第一产业就业人员比重每增加1%，本期GDP 指数31.04%；本期第二产业就业人数比重每增加1%，本期GDP 指数上升22.82%；本期第三产业就业人数比重每增加1%，本期GDP 指数上升4.97%.由于短期调整系数是显著的，且为负值，符合反向修正机制。它表明GDP 与长期均衡值的偏差中的0.26%、0.03%和0.02%被修正。该模型反映了GDP 受产业结构影响的短期波动规律，说明在短期内产业结构与GDP 之间存在联系。

（四）Granger 因果关系检验

基于以上协整检验和误差修型，即可检验浙江省经济增长与第一，第二及第三产业的长期与短期Granger因果关系。我们根据赤池信息准则（AIC）对各变量的Granger因果关系进行检验。结果表明，在5%的显著性水平下，应拒绝“三次产业结构不是经济增长的格兰杰原因”原假设，接受备择假设，即： 三次产业结构是经济增长的格兰杰原因；同时接受“经济增长不是产业结构变动的格兰杰原因”原假设；可判断浙江省三次产业结构变动与经济增长之间存在单向因果关系， 产业结构变动在前， 继而引发经济总量的变动。

三、结论与建议

从上述实证关系中，我们可以看出，浙江省第一产业对经济增长有着副作用，而第二产业在前期对经济起较大促进作用，由于产业瓶颈，发展受限。第三产业是消耗低"就业量大"污染少"附加值高的产业，国内外的实践已经充分证明，第三产业发展是衡量一个国家经济社会发展程度的重要标志，当前已成为经济社会发展的必然趋势。加快第三产业发展，是浙江省产业经济发展和改革的重要目标，也是在新形势下经济转型的必然趋势。

（1）稳定发展浙江省第一产业。浙江省第一产业对浙江省经济增长起副作用， 这是由于第一产业占用大量的从业人员， 其技术发展水平较低下， 人力资源配置较差。因此， 政府应采取措施， 加快农业的机械化和产业化过程， 有计划、有步骤的培养懂科学、懂技术的农业技术人员， 加快农业科研成果转化为现实生产力的能力， 提高农业产量和产值。

（2）推进浙江省第二产业结构的调整。浙江省要保持一个较高的经济增长速度， 要增强区域经济实力， 就需要大幅度提高自主创新实力。发展高新技术产业， 选择对经济发展和技术进步全局有重要影响的关键技术的产业，集中必要的财力、人力进行攻关。在税收、信贷、经费投入、人才培养和引进等方面制定扶持政策， 大力提高区域内企业的自主创新能力， 培养拥有自主知识产权的名牌产品， 大幅度提高产品的科技含量和附加值， 推动国民经济朝着优质、高效的方向发展。并在发展高新技术产业的同时， 要注重对传统工业的改造，提高其生产效率和产品质量。特别是加强战略性传统产业的技术改造， 用信息化带动工业化， 继续采取措施扩大区域内部消费吸引国内外资金投入。

（3）大力发展第三产业。第二产业瓶颈引起第三产业发展。浙江经济经过多年的发展，呈现出块状的特征，在取得重大经济效益的同时，也由于社会不断增加的生产成本和严峻的环境制约遇到了巨大的挑战。由于第三产业的特性，将产业发展重点转移到第三产业可以大大缓解这一压力。第三产业的发展成为必然选择。

参考文献：

第8篇：产业与经济的关系范文

【关键词】产业结构高级化 产业结构合理化 经济波动 VAR模型

一、引言

产业结构变迁是经济增长的重要来源，是一个经济增长对技术创新的吸收以及主导产业部门循序更替的过程，由此过程带来的投入要素在不同产业生产率水平的流动，促进了整个社会生产率水平的提高；但与此同时，产业结构变迁在促进产业发展、维持经济增长的过程中也会带来一些问题。一方面，技术进步和技术替代的冲击会打破原有经济的均衡，使得特定产业部门生产要素供给的变动，从而造成经济波动；另一方面，主导产业政策会引起社会投资结构和消费结构的变动，进而影响经济的稳定性（干春晖等，2011）。因此产业结构变动也是经济周期的主要驱动力量之一（Kuznets，1971）。

陈彦斌（2005）指出，经济波动的福利成本与经济增长给中国带来的贡献是大致相当的，国民经济为此付出了极大的代价。因此经济发展需要的是持续健康的发展，“十二五”规划纲要指出，要正确处理好保持经济平稳发展、调整经济结构和管理通胀预期三者关系，防范各类潜在风险，避免经济的大起大落。“十”报告强调要以优化产业结构为重点加快经济结构战略性调整。同时四川“十二五”规划指出，要大力调整产业结构，优化升级，到2015年，三次产业结构调整为10.2：50.8：39，城镇化率达到48%左右。因此探讨产业结构变迁与经济波动之间的关系，对于我省在调整产业结构促进经济增长的同时，保持经济的平稳发展具有重要意义。

在关于产业结构变迁与经济波动的研究中，Eggers&Ioannidis（2006）通过对美国1950年来的研究发现，产业结构变迁对经济波动稳定化趋势的贡献比例高达50%，并指出现有文献低估了产业结构变迁的效应；相应的，李猛等（2010）从中国经济波动的冲击源中分解出产业结构冲击，发现产业结构的冲击贡献了大约有15%～20%。刘霞辉（2004）总结道，伴随着经济增长的经济波动现象是中国经济发展过程中的一个显著的特征，袁江、张成思（2009）更进一步解释到，每轮经济周期中，经济总量扩张必与经济结构分化相伴随；反之，经济回落时经济结构不平衡亦在缩小。从各产业周期波动和经济波动的影响效应出发，孙广生（2006）认为第二产业与宏观经济波动的相关性最强，第三产业次之，第一产业则不相关。李云娥（2008）研究发现第二产业和第一产业对宏观经济波动贡献率最大，第三产业的变动与宏观经济波动之间不存在因果关系，宏观经济波动不是产业结构调整的根本原因。王宇等（2011）基于贝叶斯方法的结构突变模型，得出第二产业对我国经济增长的周期性波动起着决定性影响的结论；方福前、詹新宇（2011）运用TGARCH模型分析发现三大产业对我国经济波动具有非对称性影响；詹新宇（2011）分析了山西省三大产业波动与经济周期波动的关系。另有不少学者对产业结构变迁进行指标衡量后，来研究其与经济波动的效应与贡献，彭冲等（2013）采用VAR模型实证分析了二者的动态影响，指出产业结构合理化冲击表现出弱逆周期性，对经济波动具有“熨平效应”，高级化冲击则呈强顺周期性；李强（2012）指出产业结构合理化和高级化都有助于缓解经济波动，但高级化的影响效应更为显著；与此相似，干春晖（2011）等也认为产业结构高级化是经济波动的一个重要来源，产业结构合理化有助于缓解经济波动。王延军（2011）等采用结构变动值K和Moore指数作为我国三次产业结构变动的测量指标，分析发现而经济波动是产业结构变动的格兰杰原因，反之则不是。

综上所述，现阶段关于产业结构变迁与经济波动的研究，主要集中于国家层面，由于我国幅员辽阔，而且各省由于自然、历史、人文等。因此，二者的关系必然会带有各自的地域特征，并且由于指标的选取，各个结论可能会有些许差异，而研究区域内产业结构变迁和经济波动的双向动态影响也较少，詹新宇（2011）是所仅见的，采用VAR和状态空间模型分析了山西省三大产业波动与经济周期波动的关系，但是该文对于产业结构变迁的衡量是从三大产业各自的增加值出发，没有考虑产业结构的合理化和高级化角度。因此本文立足于四川省，在指标的选取上参考众多学者的观点，从产业结构的合理化和高级化两个角度出发，研究产业结构变迁和经济波动的双向动态影响。

二、研究方法、变量选取与数据说明

（一）研究方法

本文采用向量自回归模型（VAR模型）来分析产业结构域经济增长的关系。VAR模型由Sims在1980年提出，它将系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型，将单变量自回归模型推广到由多元时间序列变量组成的“向量”自回归模型。滞后期为p的VAR（p）模型的数学表达式是：

Yt=c+A1Yt-1+A2Yt-2+…+ApYt-p+hXt+εt，t=1，2，…，T

其中，Yt表示k维的内生变量列向量，Xt是d维外生变量列向量， p是滞后阶数，T是样本个数。k×k维矩阵A1，A2，…，Ap和k×d维矩阵h是待估计的系数矩阵。εt是k维扰动向量。

（二）数据来源和变量的选取

（1）数据来源。考虑到本文研究情况及数据可得性和有效性，选取四川省1978-2013年相关数据，本文样本数据主要从《四川统计年鉴2014》和《新中国六十年统计资料汇编》直接获得或计算而成。

（2）变量选取。对于波动测量的方法，比较常用的有时间趋势法、一阶差分法、HP滤波方法及BP滤波方法。其中HP滤波有其优良的性质，得到了很好的应用，因此本文拟采用HP滤波方法测量经济变量的波动，选取以下变量作为被解释变量和解释变量：被解释变量为经济波动（YO），首先以1978年为基期，对各年份GDP进行GDP平减，然后通过HP滤波得到；解释变量包括产业结构合理化缺口（TLO）和产业结构高级化缺口（TSO）。同样采用HP滤波对合理化指数、高级化指数进行滤波处理得到；由于采用的是年度数据，按照Ravn&Uhlig的建议以及其他学者的做法，本文平滑参数取值为100。

（三）产业结构变迁指标测度

不少学者都认为产业结构优化升级实际上就是产业结构实现合理化和高级化的过程。因此本文拟从这两个维度来度量产业结构变迁的动态过程。

（1）产业结构合理化指数。目前关于产业结构合理化度量指标的选择，学者们还没有统一的标准，都是根据自身的实际需要，运用相关理论构建适合的指数进行度量，从产业结构合理化的定义出发，本文比较认同干春晖（2011）的观点：认为产业结构合理化一方面是产业之间协调程度的反映，另一方面是要素和资源配置的效率以及产出结构耦合程度的一种衡量。因此本文拟采用该文对产业结构合理化的度量指标：

TL=■■ln■

式中：Y、Yi、L、Yi分别表示地区生产总值、三次产业产值、总的就业人数、三次产业的就业人数。根据定义，产业结构合理化指数越小，其合理化程度越高；反之亦然。

（2）产业结构高级化指数。对于产业结构高级化的衡量，不同的学者也有着各自自己的观点，吴敬琏（2008）认为在信息化推动下的经济结构的服务化的一个典型特征就是第三产业的增长率要快于第二产业的增长率，因此干春晖等（2011）指出将第三产业产值与第二产业产值之比作为产业结构高级化的度量；而付凌晖（2010）则在产业结构高级化演进顺序的基础上，通过构建各产业的向量夹角来度量产业结构高级化；还有其他学者认为资源和要素从生产率较低的部门向生产率较高的部门转移是产业高级化的表现，因此建议以各产业产值比重与劳动生产率的乘积表示产业结构高级化程度（刘伟等，2008）；在众多研究当中，比较认可的观点就是，产业结构的高级化主要表现为产品结构向高附加值产业占主导演进，部门结构向技术、知识密集型产业研究，随着科技的进步，尤其是信息技术的发展，产业结构出现了“经济服务化”的趋势。因此本文认为经济服务化是现代经济结构高级化的趋势，故而参考干春晖等（2011）的做法，用第三产业产值与第二产业产值（TS）之比衡量产业高级化。产业结构高级化指数越大，其高级化程度越高；反之亦然。

三、实证分析

（一）统计特征描述

图1 四川省1978-2013年产业结构合理化和高级化指数

从图1可以看出，改革开放以来四川产业结构合理化指数明显趋于下降，表明四川产业结构在不断调整的过程中，三大产业的比例关系以及产业间的耦合质量得到了不断的优化；但在调整的过程中，呈现出了不同幅度的波动，1980年的波动幅度最大，这与当时我国农村家庭联产责任制有关，当时四川是农村改革的先锋，极大的促进了农村经济的发展；四川高级化指数一直处于上升阶段直至2002年，在1997年上升速度明显加快，由于本文采用的是第三产业产值与第二产业产值之比，这可能是由于重庆市成为直辖市，导致四川的工业相对第三产业在一定程度上有所下降，因此产业高级化指数呈现明显上升趋势，再加之1997年亚洲金融危机的冲击，对我省的工业实体经济也有较大的影响；2002年产业高级化指数快速下降，表明四川正在大力发展工业，尤其是西部大开发的实施，促进了四川工业基础和第二产业的快速发展，作为西部经济高地，四川近年的经济战略一直走新型工业化道路，大力引进外资，承接东部的产业转移，第二产业呈现快速增长的态势。和全国对比来看，从彭冲等（2013）制作的中国各省区产业结构合理化与高级化相关表可以看出，2010年四川产业结构合理化程度在全国居于中间水平，但是产业结构高级化程度在全国处于后几位，仍处于工业化的加速阶段。

进一步考察产业合理化和高级化冲击与经济波动的关系，我们以2000年西部大开发作为分界点将1978-2013年分为两个阶段对各经济变量进行描述。

表1 主要经济变量的周期波动特征

从波动幅度来看，1978-2013，经济波动较产业结构合理化波动和高级化波动剧烈些，具体而言，2000年之后的经济波动幅度要明显低于2000年以前的经济波动水平，说明随着四川省把握住机会，大力发展工业，经济的抗波动性明显增强。而产业结构的合理化在2000年之后其波动幅度低于2000年之前，这是四川省大力调整产业结构的结果；但产业结构的高级化在2000年之后其波动幅度与2000年之前略微上升。从与产出波动的相关系数来看，1978-2013产业结构合理化与经济波动的相关系数为微弱的正值，2000年以前表现为弱周期性，2000年以后为较强的顺周期性。1978-2013产业结构高级化与经济的相关系数相对较大，但表现出逆周期性，无论是2000年以前还是2000年以后，产业结构高级化都表现出较强的逆周期性。

（二）变量的平稳性检验

为避免因数据不平稳而造成“伪回归”现象出现，本文采用ADF检验法对各变量的平稳性进行检验，结果如表2所示：经济波动指标、产业结构合理化波动指标和高级化波动指标在5%的显著水平上拒绝了存在单位根的零假设，因此各变量是平稳的。

表2 变量单位根检验结果

（三）VAR模型估计

在建立VAR模型之前先确定最大滞后期K是很重要的。对于滞后阶数的选择有多种判断准则，其中包括LR统计量、赤地信息准则（AIC）以及施瓦茨准则（SC）。如表3所示滞后期为2时有四个统计量显著，其余滞后期均无显著性，因此可以确定滞后期为2，建立VAR（2）模型：

表3 模型滞后阶数K的选择

VAR（2）模型估计如下：

■=A*■■+B*■t=2+C

其中：

A=■，

B=■，

C=■

从图2可以看出，VAR模型稳定性较好。基于此分析产业结构合理化和高级化与经济波动的动态影响是可信的。

图2 模型稳定性检验

（四）脉冲响应函数

脉冲响应函数刻画的是，在扰动项上加一个标准差大小的冲击对于内生变量当前值和未来值所带来的影响，更能直观地描述变量间相互作用的动态效应，本文选用脉冲响应函数进行分析。

如图（3）所示，本期给TLO一个标准差的冲击，随即会对YO产生一个微弱的正影响，在第3期达到最大，紧接着正的影响逐渐减弱，直至8期后转为微弱的负向影响，四川产业结构合理化波动与经济波动呈正向关系，当给TSO一个标准差的冲击，YO随即会产生一个逐渐增大的负向影响，并在第4期达到最大，随后减小，直至第7期以后，转为正向的影响，因此四川产业结构合理化波动先期对经济波动有正向的影响，产业结构高级化波动先期对经济波动有较大的负向影响，这与彭冲等（2013）对全国做的结论相反：产业结构合理化波动与经济波动呈负向的关系，产业结构高级化波动总体上对经济波动有较大程度的正向影响；但就长期来说，产业结构合理化对经济波动的影响最终会回到负向的关系

图3 YO对冲击的响应

图4 TLO对冲击的响应

图5 TSO对冲击的响应

产业结构高级化对经济波动的影响会转为正向的影响，而这又与彭冲等（2013）的结论相符合。究其原因，一方面可能是本文选取的指标度量有所差异，但另一方面也说明了四川与全国相比有其自身的特殊性，而这也正是本文的关键所在。总的来说，产业结构合理化冲击对经济波动有较大的正向影响，长期来看其影响在减弱并且转为负向的影响；产业结构高级化的冲击在短期对经济波动有一个负向的影响，在长期则表现出正向的影响；这可能是四川正在大力调整结构，承接东部的产业转移，走新型化工业道路的原因，一方面由于工业的发展，四川省的经济快速增长，但受制于国际国内形势，呈现出波动性，而四川正在大力发展的信息化产业以及四川文化风俗本身具有的消费娱乐特性促进了第三产业的快速发展，因此在短期内表现出不一样的特性，但就长期来说，会回归到正常轨道。

如图（4）所示，给YO一个标准差冲击，TLO首先表现出正向的影响，随后趋向于零，4期之后产生一个微弱的正负交替影响，因此经济波动对产业结构合理化产生了微弱的正向影响；而TSO表现为负向效应（图（5）），初始值为较大的负值，短期内迅速减弱，4期之后转为正向的影响，但正向的影响比较小，并逐渐减弱，在第9期转为负向的影响。总的来说，经济波动对产业结构合理化波动在先期有一个微小并减弱的正影响，在中长期则有微弱的正负交替影响，而对产业结构高级化波动有一个由负到正再到负的影响。TLO对TSO的冲击首先有一个负向的效应，随机转为较小的正向效应，但第8期之后变为微弱的负向效应，而TSO对TLO的冲击在1-7期都表现负向反应，随后转变为正的反应，但趋向于零；总体来看，产业结构高级化冲击对产业结构合理化进程在短期有负向的影响，中期有正向的影响，长期表现为弱的负向影响，而产业结构合理化冲击对产业结构高级化影响较大，但是在短期表现为负，长期为正。

综上所述，产业结构合理化和高级化冲击都对经济波动产生影响，但影响的方向恰好相反，产业结构合理化冲击对经济波动在中短期具有正向影响，长期具有负向影响，而产业结构高级化冲击对经济波动在短期具有大的负向影响，长期具有正向影响。反过来，经济波动对产业结构合理化波动在短期具有正向影响，在中长期具有微弱的正负交替影响；经济波动对高级化波动在短期有一个减弱的负向影响，在中期表现为正的影响，在长期又转为负的影响。

（五）方差分解

为了更精确地刻画和考察产业结构变迁与经济波动的相互影响程度，本文采用方差分解的方法，得到不同VAR方程的冲击反应对经济波动的方差贡献度，方差分解结果如表（4）。

产业结构合理化波动对自身的方差贡献度为84.89%，经济波动和产业高级化波动对其贡献对分别为6.17%、8.95%，因此其波动主要来自于自身的冲击，系统在第10观测期基本趋向于稳定状态。产业结构高级化波动除了受自身的冲击影响外，还受到经济波动的影响，其方差贡献度分别为14.46%，而产业结构合理化波动的贡献很小为3.57%。

表4 预测方差分解

相比较产业结构高级化而言，产业结构合理化对经济波动的冲击较小，仅为4.56%；从期初来看，产业结构合理化和产业结构高级化对经济波动的贡献度都为零，但产业结构高级化贡献度的增加速度快于产业结构合理化，最终达到了36.78%的贡献度，这主要是西部大开发战略的实施以及对外开放程度的加深，引起了产业结构的大调整，而且作为四川增长极的成都，很大程度上极化了四川其他市州的资源，第二产业发展加速，与此同时第三产业也进入发展的快车道，尤其是西部物流中心的打造、信息产业园的建设以及高加工化的调整，使得产业结构高级化程度有了较大幅度的提升，但是交通运输、原材料等基础产业无法满足其他产业的需要，一方面既对产业结构合理化造成了波动，另一方面又加速了产业结构高级化的波动。

四、结论与建议

（一）结论

经济波动的一个重要来源是结构的变动，以被不少学者所证实，但是相对来说经验方面的支持还较少，大部分是关于国家宏观层面的研究，各个省份由于自然、历史、人文条件的差异，在某些方面必然有其自身的特殊性，因此本文借鉴其他学者的相关指标，利用四川产业结构合理化缺口和高级化缺口来衡量产业结构合理化波动和高级化波动，采用VAR模型分析了二者与四川省经济波动的动态影响效应。

产业结构合理化和高级化冲击都对四川经济波动产生影响，但影响的方向恰好相反，在短期，产业结构合理化和产业结构高级化对经济波动分别具有正向和负向的影响；在长期则与之相反。然而，经济波动对四川产业结构合理化波动在短期具有正向影响，在中长期具有微弱的正负交替影响；经济波动对高级化波动在短期有一个减弱的负向影响，在中期表现为正的影响，在长期又转为负的影响。

从方差分解的结果来看，四川产业结构合理化波动主要受自身冲击影响，而产业结构高级化波动除了受自身冲击影响外，经济波动也是其波动的重要因素，产业结构合理化波动的影响则很小。与产业结构合理化相比，产业结构高级化波动对经济波动的影响很大。

（二）建议

第一，推进基础设施建设以及基础产业的优化升级。诸如道路交通等基础设施的建设及优化升级是制约产业结构高级化的一个瓶颈因素，会造成其波动，而高级化的冲击是经济波动的一个重要来源，在短期内是负向的影响，对经济波动有所谓的熨平效应，但在长期则表现为正向的影响，因此产业结构高级化对经济波动的影响存在一个潜伏期，我省在制定产业调整政策时要从长远出发，考虑到对产业结构高级化的波动影响。

第二，优化产业结构，大力发展战略性新兴产业和生产业。虽然产业结构合理化在短期对经济波动有正向的影响，但其影响相对来说是较小的，而且长期来说对经济波动时一种负向的影响，因此现阶段不要害怕调整产业结构所带来的经济波动，要进一步优化三大产业间的份额比例，继续巩固第一产业的基础性地位，走新型工业化道路，大力发展战略性新兴产业和生产业，把产业结构合理化和产业结构高级化对经济波动的反向影响结合起来，共同促进经济平稳健康持续发展。

第三，大力引进外资，走新型工业化道路。目前我省正处于工业化的加速阶段，要发展战略性新兴产业，但不能过分追求产业结构的高级化，因为产业结构的合理化是产业结构高级化的基础，因此要在产业结构合理化的基础上，促进高级化，要制定相关产业政策，深化改革开放，创造公平合理的市场环境，发挥市场配置资源的基础性作用，大力引进外资，做好承接东部产业转移的软硬件。

参考文献：

[1]方福前，詹新宇.我国产业结构升级对经济波动的熨平效应分析[J].经济理论与经济管理，2011，（09）.

[2]付凌晖.我国产业结构高级化与经济增长关系的实证研究[J].统计研究，2010，（08）.

[3]陈彦斌.中国经济增长与经济稳定：何者更为重要[J].管理世界，2005，（07）.

[4]Eggers， A.and Ioannides， Y.“The Role of Output Composition in the Stabilization of U.S. Output Growth”，Journal of Macroecomics，28（3）：585-595.

第9篇：产业与经济的关系范文

［关键词］物流产业；经济增长；协整检验；误差修正模型

1 引 言

物流产业是一个复合型产业,是产品从生产地到消费地之间的整个供应链,是运用先进的组织方式和管理技术,进行高效率计划、管理、配送的服务业。它是区域经济核心竞争力的重要组成部分,也是区域经济发展的重要保证。因此,准确地分析与评价物流产业对经济增长的影响,对于促进地区产业结构调整、优化资源配置、改善投资环境等,都具有重要的战略意义。

重庆是西部唯一的直辖市,以“建成长江上游经济中心”为战略定位,其自身的区位优势突出体现在三个方面——靠东、靠江、居中。靠东,我国的经济中心在东部沿海地区,重庆能首先承接东部的产业转移。靠江,可打造交通航运中心,降低物流成本和提高物流效率。居中,东有湖南和湖北,西有四川和大西部,南有贵州和广西,北有陕西,可起到辐射带动作用,另外还有直辖市和新特区的特殊地位。加快建设和发展重庆物流产业,对于培育和提升城市的核心竞争力、拓展新的经济增长空间、提高经济运行质量、推动重庆经济的持续健康发展,将未来重庆建设为国际大都市等方面都具有重要意义,同时,也是进一步增强重庆城市综合竞争力的重要措施之一。

2 研究现状

从国内相关研究来看,关于物流产业与经济增长关联效应的研究多数是基于定性分析。目前,理论界的观点主要有两种。一是物流推动说,即物流产业能够促进区域经济发展。物流产业的发展使社会分工进一步深化,扩大了市场的范围,降低运输成本和交易费用,促进经济的增长。二是经济拉动说,即经济发展拉动物流产业的发展。一方面经济增长将带来物流需求的增加,从而促进物流产业的发展；另一方面经济的发展水平决定了物流产业的发展水平。定量分析方面,何小洲等以重庆市为例,研究了重庆物流对区域产业结构的优化作用,定量分析了物流与gdp、第二产业、第三产业之间的关系。本文采用定性与定量相结合的方法,选取重庆市2001—2009年数据对该问题进行实证分析,运用协整检验和误差修正模型研究物流产业对区域经济增长的影响,以期为重庆地区物流产业的发展和规划提供决策依据。

3 实证分析

3.1 指标选取

根据相关文献衡量指标的研究,借鉴其他学者的做法,选取货运量来描述物流产业的总体发展水平,用x进行标记。经济增长可以考虑“量”上的集中体现也可以考虑“质”的提高,本文仅从“量”的角度对经济发展进行衡量,选取地区国民生产总值(gdp)来衡量地区经济增长,以y来进行标记。变量的样本区间为2001—2009年,所用数据来源为《重庆统计年鉴(2009)》,由于数据的自然对数不改变协整关系,并能使趋势线性化,消除时间序列中存在的异方差性现象,所以在后面的分析中对货运量和gdp进行自然对数变换,分别用lnx和lny表示。

3.2 时间序列的平稳性检验

先用adf单位根检验法来检验时间序列的平稳性及单整阶数、时间序列lnx和lny的平稳性,检验结果见表1。

由表1可以看出,时间序列lnx 和lny本身为非平稳序列,经过一阶差分后平稳,这说明lnx和lny是一阶单整序列。

3.3 协整检验

虽然lny和lnx都是非平稳的一阶单整序列,但它们可能存在某种平稳的线性组合,这个线性组合反映了变量之间长期稳定的比例关系,即协整关系。

首先,建立lny和lnx的回归模型：

lny=-7.34+1.446lnx(1)

t检验 -15.27 31.58

由表2看出,残差的t检验值小于5%显著性水平下的adf的临界值,说明残差是平稳的,所以lny和lnx的协整关系成立。

3.4 建立误差修正模型

误差修正模型可以将变量的短期关系和长期关系包含在同一个方程内的模型,误差修正模型建立如下：

调整误差修正模型的表达形式：

dlny=0.9598dlnx-0.5088［lny(-1)+7.2425-1.1160lnx(-1)］(3)

由此可见：lny关于lnx的长期弹性为1.1160,lny关于lnx的短期弹性为0.9598,即在短期内,物流产业每增加1个单位,gdp增长0.9598个单位,在长期,物流每增长1个单位,gdp增长1.116个单位。

4 结论和建议

根据上述分析可得,经济增长关于物流产业发展的长期弹性为1.1160,经济增长关于物流产业发展的短期弹性为0.9598,即物流产业不论是在短期还是在长期都可以带动gdp增长。基于这一结果,重庆市应大力发展物流产业,使其对地区经济发展的带动作用得到更好的发挥,针对如何加快重庆地区物流产业的发展,提出以下的政策建议。

4.1 发挥政府的主导作用,制订科学的物流发展规划

在《重庆市“十一五”现代物流业发展专项规划》中,重庆市政府明确提出“发展现代物流业是把重庆建成长江上游经济中心的必然要求”。在工作中要时刻把握国家宏观政策导向,认真分析重庆市物流需求发展趋势,并力争成为交通运输部、铁道部、商务部交通与物流发展规划的重要组成部分与关键内容。

4.2 把握机遇,完善物流基础设施

早在重庆市直辖十周年庆典期间,铁道部就明确了重庆市作为我国第五大铁路枢纽和西部地区铁路枢纽的定位,为重庆完善物流基础设施建设提供了难得的机遇。重庆应把握住机遇,加大交通基础设施建设投入,着力构建公路主骨架、铁路大动脉、水运大通道、空中大走廊、港站大联运的交通新格局,使重庆真正成为四通八达的区域性交通枢纽。

4.3 完善市场运作机制,培育壮大市场主体

充分发挥市场在资源配置中的基础性作用,以政府投入为引导,吸纳社会资本,创新投融资方式,拓宽投融资领域,扩大对内对外开放,大力引进战略投资者,鼓励各类经济成分投资重庆物流中心建设。引入市场竞争机制,对物流资源进行统一规划、统一开发、统一经营、统一管理,打造核心竞争力。

4.4 加强政策保障,改善物流发展环境

要完善物流业发展的相关政策体系,在各方面给予政策支持。坚决取消不利于物流业发展的歧视性政策,规范收费与税收征管,切实为物流业发展创造良好的政策环境。

4.5 大力培养现代物流人才

要重视物流人才培养,实施人才战略。重庆有一批物流专家长期从事物流的理论与应用研究,为地方培养和输送了大批具有现代物流技术和管理知识的专业人才,为物流的建设作出了巨大贡献。发展具有重庆特色和西部特征的现代物流产业,政府应鼓励有关院校进行现代物流专业人才的培养,加强物流学科建设,加大物流人才培养的力度,为重庆现代物流的发展奠定坚实的才智基础。

参考文献：

［1］高铁梅.计量经济分析方法与建模［m］.北京：清华大学出版社,2009.

［2］张红波,彭焱.现代物流与区域经济增长关系的实证研究［j］.工业工程与管理,2009(1).