殷英，彭仁孚，譚元發(fā)

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)分析
——以湖南省為例

殷英，彭仁孚，譚元發(fā)

（湖南電氣職業(yè)技術(shù)學(xué)院經(jīng)濟(jì)管理系，湖南湘潭411101）

運(yùn)用協(xié)整理論對(duì)湖南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的均衡關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，并建立誤差修正模型。通過研究可以得出：湖南省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有一定的關(guān)系，從協(xié)整分析來看，它們之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但是湖南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有待進(jìn)一步調(diào)整與優(yōu)化，通過減少資源環(huán)境消耗，發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì)，利用第二、三產(chǎn)業(yè)推動(dòng)湖南省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。從長(zhǎng)期趨勢(shì)來看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整具有明顯的增長(zhǎng)效應(yīng)，加速產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展在理論上和實(shí)踐中具有可行性?？梢?，通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整推動(dòng)湖南經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)具有較大的空間。

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整；循環(huán)經(jīng)濟(jì)；協(xié)整分析；誤差修正模型

1 問題提出

從發(fā)達(dá)國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的經(jīng)驗(yàn)來看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定水平，發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì)、調(diào)整與優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起著非常重要的作用。過去我國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)是粗放型的增長(zhǎng)，是以犧牲資源和環(huán)境為代價(jià)。從地方層面到國(guó)家層面，都是片面追求社會(huì)生產(chǎn)總量的增長(zhǎng)，突出產(chǎn)值的增長(zhǎng)速度，以GDP衡量地方經(jīng)濟(jì)和整個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。近30年來，我國(guó)經(jīng)濟(jì)保持了年均9.7%的高速增長(zhǎng)，但是，在粗放的增長(zhǎng)方式下，土地、淡水、礦產(chǎn)資源和生態(tài)環(huán)境的承載能力越來越脆弱。目前，我國(guó)人均資源緊缺，絕大多數(shù)資源的人均占有量低于世界平均水平，但是資源消耗量或自然資產(chǎn)損失量卻排在世界前列。2010年政府工作報(bào)告提出：要進(jìn)一步轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，大力推進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式向集約型轉(zhuǎn)變，走新型工業(yè)化道路。針對(duì)經(jīng)濟(jì)集約式增長(zhǎng)提出了“調(diào)結(jié)構(gòu)，轉(zhuǎn)方式，促增長(zhǎng)”，依靠轉(zhuǎn)型升級(jí)維持經(jīng)濟(jì)健康增長(zhǎng)，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，統(tǒng)籌推動(dòng)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步增長(zhǎng)。《中國(guó)制造2025》提出：“堅(jiān)持把可持續(xù)發(fā)展作為建設(shè)制造強(qiáng)國(guó)的重要著力點(diǎn)，加強(qiáng)節(jié)能環(huán)保技術(shù)、工藝、裝備推廣應(yīng)用，全面推行清潔生產(chǎn)。發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì)，提高資源回收利用效率，構(gòu)建綠色制造體系，走生態(tài)文明的發(fā)展道路?！苯?jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和優(yōu)化會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)總量的增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)總量的增長(zhǎng)也會(huì)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整。過去第一產(chǎn)業(yè)對(duì)湖南省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響最大，通過近幾年的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，這一狀況得到了改變，第二產(chǎn)業(yè)的作用開始凸顯，逐步成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要產(chǎn)業(yè)。第三產(chǎn)業(yè)也正在不斷加大影響力。為此采用協(xié)整理論和誤差修正模型，對(duì)湖南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證研究和分析，以期為研究制定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)政策提供理論依據(jù)。

2 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和三大產(chǎn)業(yè)之間的動(dòng)態(tài)分析

2.1 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和三大產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)處理

以湖南省地區(qū)生產(chǎn)總值代表該省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，以三大產(chǎn)業(yè)的總值代表三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，研究和分析中的數(shù)據(jù)選取于《湖南省統(tǒng)計(jì)年鑒》（2012，2013）。分別用地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）來反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，用X1，X2，X3分別表示第一、二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值。在進(jìn)行協(xié)整分析時(shí)，為了避免虛假回歸，首先必須對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，確定數(shù)據(jù)是否為平衡序列。顯然數(shù)據(jù)GDP和X1，X2，X3是非平穩(wěn)序列。通過ADF檢驗(yàn)也可以得到驗(yàn)證。由于自然對(duì)數(shù)變換不改變?cè)兞恐g的協(xié)整關(guān)系，并能使其趨勢(shì)線性化，消除時(shí)間序列中存在的異方差［1］，所以對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值GDP和第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（X1）、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（X2）、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（X3）作變換：

LGDP=log（GDP）

LXi=log（Xi）

LGDP和LXi（i=1，2，3）的變化趨勢(shì)如圖1所示，從直觀上可以看出LGDP和LXi（i=1，2，3）非平穩(wěn)，通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)也可以證明，如表1所示。

圖1 LGDP和LXi（i=1，2，3）的變化趨勢(shì)

由于LGDP和LXi（i=1，2，3）非平穩(wěn)，對(duì)LGDP和LXi（i=1，2，3）作一階差分變換，用DLGDP和DLXi（i= 1，2，3）分別表示其結(jié)果。即：

LGDP=log（GDP）-log（GDP（-1））

LXi=log（Xi）-log（Xi（-1））

圖2 DLGDP和DLXi變化趨勢(shì)

經(jīng)對(duì)數(shù)變換和差分處理后，其變化趨勢(shì)如圖1所示，從直觀上看DLGDP和DLXi（i=1，2，3）平衡。為了檢驗(yàn)LGDP、LXi和DLGDP和DLXi（i=1，2，3）的平穩(wěn)性，需要對(duì)對(duì)LGDP，LXi和DLGDP，DLXi（i=1，2，3）進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。運(yùn)用EViews6.0對(duì)這些量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示，在5%顯著水平下，LGDP和LXi（i=1，2，3）的ADF統(tǒng)計(jì)量大于5%的臨界值，時(shí)間序列LGDP和LXi（i=1，2，3）不能拒絕單位根假設(shè)。所以LGDP和LXi（i=1，2，3）在5%的顯著水平上都是非平穩(wěn)的時(shí)間序列。在5%顯著水平下，DLGDP，DLXi（i=1，2，3）的ADF統(tǒng)計(jì)量均小于5%的臨界值，所以，DLGDP和DLXi（i=1，2，3）拒絕單位根假設(shè)，DLGDP和DLXi（i=1，2，3）都是平穩(wěn)的。

表1 各變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

2.2 變量間的協(xié)整檢驗(yàn)

DLGDP和DLXi（i=1，2，3）拒絕了單位根假設(shè)，LGDP與LXi（i=1，2，3）可能存在協(xié)整關(guān)系。假設(shè)LGDP與LXi（i=1，2，3）之間存在協(xié)整關(guān)系，用EViews6.0進(jìn)行估計(jì)得估計(jì)方程。

表2 LGDP與LXi（i=1，2，3）的回歸方程

在EViews6.0中，選擇表2工具欄中的Proc|Make residual Series…命令，所形成的殘差序列名為resid01，resid01=LTEC-LTEC為隨機(jī)干擾項(xiàng)，對(duì)resid01進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

從表3可以看出，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值-4.026 4小于1%的顯著性水平臨界值-3.639 4，拒絕殘差序列resid01存在單位根的原假設(shè)，殘差序列resid01為平穩(wěn)序列。

表3 序列resid01的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

綜上所述，時(shí)間序列LGDP和LXi（i=1，2，3）之間存在平穩(wěn)的線性組合，即湖南省第一、二、三產(chǎn)業(yè)和地區(qū)工業(yè)生產(chǎn)總值之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。

2.3 估計(jì)誤差修正模型

由協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)知，地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）和三大產(chǎn)業(yè)（Xi（i=1，2，3））之間存在協(xié)整關(guān)系，雖然表2中與1非常接近。各項(xiàng)回歸系數(shù)在1%的檢驗(yàn)水平下，非常顯著。但是DW=1.01，其值明顯不在2附近，明顯偏小，說明殘差序列還存在自相關(guān)。因此，加入滯后變量，利用EViews6.0建立誤差修正模型。

在顯著水平1%下，DLX1，DLX2，DLX3的系數(shù)分別為0.295，0.401，0.228，都通過t檢驗(yàn)，很顯著，DLX1，DLX2，DLX3的系數(shù)可以解釋為第一、二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值變化的彈性。即地區(qū)生產(chǎn)總值增加1%，來自第一、二、三產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)分別為0.295%，0.401%，0.228%。其中第一產(chǎn)業(yè)稍微大于長(zhǎng)期增加的彈性0.197%，第二、三產(chǎn)業(yè)分別稍微小于長(zhǎng)期增加的彈性0.544%和0.243%。

誤差修正項(xiàng)ECM（-1）的系數(shù)估計(jì)值在1%的檢驗(yàn)水平下是顯著的，該系數(shù)反映了對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系的調(diào)整力度。從系數(shù)估計(jì)值-0.334 7來看，意味著上一年度的非均衡誤差以33.47%的比率對(duì)本年度的DLGDP做出方向修正［2］。ECM的系數(shù)為負(fù)，將使DLGDP增加，這符合反向修正機(jī)制，體現(xiàn)了長(zhǎng)期非均衡誤差對(duì)LGDP的控制。

表4 一階誤差修正模型

2.4 變量間的因果關(guān)系檢驗(yàn)

LGDP與LXi（i=1，2，3）存在協(xié)整關(guān)系，應(yīng)用EViews6.0軟件中的Granger-causality檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表5。

從表5可以看出，“LX1 does not Granger Cause LGDP”的原假設(shè)被拒絕；這說明LX1和LGDP之間存在單向的Granger因果關(guān)系，即第一產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，第一產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因，而經(jīng)濟(jì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)卻不是第一產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的原因。

依據(jù)因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出，三次產(chǎn)業(yè)在對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)方面，第二和第三產(chǎn)業(yè)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用不明顯，LX2、LX3與LGDP沒有構(gòu)成了較強(qiáng)的單向或雙向因果關(guān)系，經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)沒有使第二、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)現(xiàn)較大的變化。從數(shù)據(jù)上進(jìn)行分析也可說明這一點(diǎn)，湖南省與全國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相比，第一產(chǎn)業(yè)比重呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，但是大大超過全國(guó)平均水平。第二產(chǎn)業(yè)自2011年超越全國(guó)平均比重，并以大幅度增長(zhǎng)，但是第三產(chǎn)業(yè)比重較小，自2007年開始低于全國(guó)水平，而且差距越來越大，2011年相差5.1個(gè)百分點(diǎn)，2012年相差5.6個(gè)百分點(diǎn)，從變化趨勢(shì)上看差距有增大的趨勢(shì)。這種產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的三二一型結(jié)構(gòu)還存在一定的差距，因此，湖南省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不協(xié)調(diào)的矛盾還相當(dāng)突出。說明要加強(qiáng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中不斷調(diào)整與優(yōu)化，由一個(gè)農(nóng)業(yè)大省向工業(yè)大省轉(zhuǎn)移，并且加強(qiáng)三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整具有明顯的增長(zhǎng)效應(yīng)，加速產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在理論上和實(shí)踐中是可行的［3］。

表5 各變量的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

3 結(jié)論與建議

運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)協(xié)整分析與誤差分析模型，對(duì)湖南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的分析，可以得出以下結(jié)論。

（1）盡管湖南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)都不具有平穩(wěn)性，但是，湖南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系［4］，長(zhǎng)期而言存在著反向修正機(jī)制使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間具有長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。因此，面對(duì)以第一產(chǎn)業(yè)作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的主要產(chǎn)業(yè)，通過發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì)，調(diào)整和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從而控制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的產(chǎn)業(yè)政策在湖南省具有積極效應(yīng)。

（2）長(zhǎng)期來看，發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì)、調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有明顯的影響，經(jīng)過協(xié)整檢驗(yàn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系，并且長(zhǎng)期內(nèi)經(jīng)濟(jì)總量增長(zhǎng)與第一、二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)同向變動(dòng)［4］，但是，作為一個(gè)農(nóng)業(yè)大省，第二、三產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)并不明顯。事實(shí)上，與全國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相比，湖南省第一產(chǎn)業(yè)比重呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，但是下降的幅度不大，從2007—2012年下降2.9個(gè)百分點(diǎn)，與全國(guó)平均水平相比差距較大，第一產(chǎn)業(yè)所占比重過高。第二產(chǎn)業(yè)占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重一直低于全國(guó)平均水平，從2011年開始超越。第三產(chǎn)業(yè)占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重較小，自2007年開始低于全國(guó)水平，而且差距越來越大，2011年相差5.1個(gè)百分點(diǎn)，2012年相差5.6個(gè)百分點(diǎn)，從變化趨勢(shì)上看差距有增大的趨勢(shì)。這種二三一的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的三二一型結(jié)構(gòu)還存在一定的差距，因此，湖南省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不協(xié)調(diào)的矛盾還相當(dāng)突出［5］。

（3）通過誤差修正模型的分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在短期內(nèi)，代表經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的地區(qū)生產(chǎn)總值與湖南省處級(jí)一、二、三產(chǎn)業(yè)的變動(dòng)趨勢(shì)相同。與發(fā)達(dá)的省相比，發(fā)達(dá)省第三產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用非常大，其次是第二產(chǎn)業(yè)，第一產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用是最小的，但是整體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展助推第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展。對(duì)湖南省而言，第一產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用最大，但是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展的原因，說明湖南省的整體經(jīng)濟(jì)沒有處于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的階段。最近幾年來，湖南省的第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展很快，在短期內(nèi)，第二產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響比較大。在長(zhǎng)期內(nèi)，由于湖南省過去工業(yè)基礎(chǔ)一直比較薄弱，第二產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響還沒有達(dá)到預(yù)期的目標(biāo)，反過來，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的助推作用也不明顯。與發(fā)達(dá)省相比，湖南省第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展不均衡，第三產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不大，同樣經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的助推作用也不是非常明顯。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整在短期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的優(yōu)化作用不是很顯著。這是因?yàn)楫a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響存在著滯后效應(yīng)。

實(shí)際循環(huán)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)有較顯著影響，循環(huán)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變革的重要原因。通過循環(huán)經(jīng)濟(jì)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與優(yōu)化，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)之間相互影響，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對(duì)第一產(chǎn)業(yè)有帶動(dòng)作用和促進(jìn)作用，同樣第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對(duì)第三產(chǎn)業(yè)也存在促進(jìn)作用，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)最終要通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的整體效應(yīng)來實(shí)現(xiàn)的。發(fā)達(dá)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式也說明了這一點(diǎn)，如美國(guó)通過科技進(jìn)步，保持技術(shù)領(lǐng)先；優(yōu)化資源配置，實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營(yíng)；發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì)，實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展；改進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)方法和經(jīng)營(yíng)管理方法，實(shí)現(xiàn)了第二產(chǎn)業(yè)的突飛猛進(jìn)發(fā)展，利用第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展彌補(bǔ)市場(chǎng)機(jī)制的不足，這主要涉及到市場(chǎng)調(diào)節(jié)機(jī)制可能失靈或不足的產(chǎn)業(yè)，如農(nóng)業(yè)、社會(huì)基礎(chǔ)設(shè)施等產(chǎn)業(yè)，它們是國(guó)民經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定和發(fā)展的基礎(chǔ)，所以美國(guó)政府采取了保護(hù)、扶持和鼓勵(lì)的措施，同時(shí)第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展促進(jìn)了現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)的發(fā)展。同樣第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，促進(jìn)了交通、通訊等基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，基礎(chǔ)設(shè)施的改善有利于三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

因此，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)整體的合理化、高級(jí)化和產(chǎn)業(yè)間的均衡發(fā)展，通過資源的合理配置、循環(huán)經(jīng)濟(jì)原則、提高科技進(jìn)步、提高勞動(dòng)者素質(zhì)、實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營(yíng)等措施，保持第二產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展的趨勢(shì)，以第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，以第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展帶動(dòng)第一產(chǎn)業(yè)向現(xiàn)代化的農(nóng)業(yè)發(fā)展，同時(shí)利用第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)對(duì)農(nóng)業(yè)實(shí)行市場(chǎng)機(jī)制不足的彌補(bǔ)，應(yīng)是湖南省產(chǎn)業(yè)政策的最終目標(biāo)。

［1］譚元發(fā)，殷英.對(duì)外貿(mào)易與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的協(xié)整分析［J］.消費(fèi)導(dǎo)刊，2008（3）：56-126.

［2］譚元發(fā).能源消費(fèi)與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整與ECM分析［J］.統(tǒng)計(jì)決策，2011（4）：89-91.

［3］李延軍，金浩.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的協(xié)整研究［J］.商業(yè)時(shí)代，2007（3）：81-82.

［4］姚麗虹，趙陽(yáng).產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系協(xié)整分析——以廣東省為例［J］.經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊，2009（20）：16-19.

［5］陳鳳，唐天偉.湖南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及其調(diào)整分析［J］.金融教育研究，2012（1）：47-51.

［6］崔海燕，袁高鵬.山西產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)［J］.工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2009（9）：103-106.

［7］Johansen S.Statistical analysis of cointegration vectors［J］. Journal of Economic Dynamics and Control，1988（12）：231-254.

［8］Engle R F，Yoo B S.Forecasting and testing in cointegrated systems［J］.Journal of Econometrics，1987（35）：143-159.

［9］Jeffrey M Woddridge.Introductory Econometrics：A Mod ern Approach.Third Edition［M］.Beijing：Tsinghua University Press，2007.

A dynamic analysis between industrial structure and economic growth in Hunan province

YIN Ying，PENG Renfu，TAN Yuanfa
（Dept of Economic and Management，Hunan Electrical College of Technology，Xiangtan 411101，China）

Industrial structure adjustment has a promoting effect on economic growth.This paper use the theory of cointegration to analyze the long-term equilibrium relationship between economic growth and industrial structure in Hunan province and builds error correction model（ECM）.The result shows that there is a long-run stabilizing and cointegrating relationship between economic growth and industrial structure.But the industrial structure needs to be further adjusted and optimized in Hunan province，by reducing resource consumption，developing circular economy，using secondary industry&tertiary industry to promote economic growth.From the point of long-term trend，the industrial structure adjustment has obvious effect for economic growth，it has the feasibility to promote the economic growth through accelerate industrial structure adjustment in theory and practice.Visibly，it has a very large space to promote sustained economic growth through the adjustment of industrial structure of Hunan.

economic growth；adjustment of industrial structure；circular economy；cointegration；ECM

F124.5

A

1674-0912（2015）12-0012-05

2015－11－26）

湖南省職業(yè)院校教育教學(xué)改革研究項(xiàng)目（ZJA2012027，ZJB2013039）

殷英（1972-），女，江蘇無錫人，副教授，研究方向：資源產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)。