唐梓又，董婉婧，張 濱，劉延龍，羅 永，耿玉德*

(1．東北林業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，黑龍江哈爾濱 150040;2．東北林業(yè)大學(xué)理學(xué)院，黑龍江哈爾濱 150040)

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是指產(chǎn)業(yè)間的結(jié)構(gòu)比例以及產(chǎn)業(yè)間的內(nèi)在聯(lián)系，一般認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和優(yōu)化往往是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的內(nèi)在動力，并且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級與優(yōu)化與經(jīng)濟(jì)增長也存在著相互促進(jìn)的關(guān)系，即各個時期的經(jīng)濟(jì)發(fā)展需要一個與之相對應(yīng)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，所以經(jīng)濟(jì)的增長會帶動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷升級與優(yōu)化同樣對經(jīng)濟(jì)的增長會形成一種內(nèi)在刺激，從而實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與經(jīng)濟(jì)增長的相輔相成。

國內(nèi)外研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟(jì)增長影響的學(xué)者眾多，并且基于不同的研究視角也存在著各種各樣的理論。錢納里在新古典經(jīng)濟(jì)增長模型的基礎(chǔ)上經(jīng)研究發(fā)現(xiàn)，一國經(jīng)濟(jì)增長過程是國民經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)一系列變化的非均衡增長，這種增長伴隨著生產(chǎn)要素從低收益部門向高收益部門流動產(chǎn)生的結(jié)構(gòu)效應(yīng)［1］。庫茲涅茨認(rèn)為:“經(jīng)濟(jì)增長是一個總量過程，部門的變化都同總量的變化相互聯(lián)系，而且，只有把部門的變化結(jié)合到總量的框架中時，才可能對它們加以適當(dāng)?shù)臋?quán)衡比較”［2］。Valli等對比中、印兩國經(jīng)濟(jì)增長后認(rèn)為，印度產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)明顯大于中國，且經(jīng)濟(jì)增長的動力主要來自行業(yè)內(nèi)部勞動生產(chǎn)率的提高和資源在行業(yè)間的再分配［3］。黃茂興等以1991～2007年我國31個省市(區(qū))的面板數(shù)據(jù)為例，分析了技術(shù)選擇、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長之間的內(nèi)在關(guān)系，認(rèn)為通過技術(shù)選擇和合理的資本深化，能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級，提升勞動生產(chǎn)率，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)快速增長［4］。李鑫等采用HP濾波、VAR模型等方法研究1979～2007年我國三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的動態(tài)演進(jìn)對國民經(jīng)濟(jì)增長短期波動的影響，研究表明:第一產(chǎn)業(yè)對國民經(jīng)濟(jì)增長的短期波動影響非常劇烈，第二產(chǎn)業(yè)不僅對宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生顯著的增長效應(yīng)，還具有顯著的滯后波動效應(yīng);第一、二產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長波動的影響不斷下降，第三產(chǎn)業(yè)的影響不斷上升［5］。肖興志等通過對生產(chǎn)者和要素供給者的雙重優(yōu)化動機(jī)分析，開發(fā)出一個能夠付諸定量測算的最優(yōu)名義產(chǎn)出增長率模型，并基于該模型對1992～2009年我國最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)行了測算，結(jié)果顯示:最優(yōu)名義產(chǎn)出增長率模型能夠成功量化我國經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過程中重大事件對實(shí)際產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏離最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)程度的影響［6］。

筆者從三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的邊際影響為視角，通過構(gòu)造一個新的指數(shù)——發(fā)展型產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指數(shù)，從而求取產(chǎn)業(yè)發(fā)展視角下的最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，并為從整體上優(yōu)化區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長提供參考。

1 黑龍江省經(jīng)濟(jì)增長與三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀

改革開放以來，黑龍江省經(jīng)濟(jì)得到了較快的發(fā)展，生產(chǎn)總值從1978年的174．8億元增長到2012年的1 3691．6億元，同時黑龍江省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也得到了進(jìn)一步的調(diào)整，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)日趨合理。1983～2012年黑龍江省生產(chǎn)總值增長率和三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動情況如圖1所示。

從圖1可以看出，1983～2012年黑龍江省三次產(chǎn)業(yè)的比重發(fā)生了較大的變化，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從1983年的28．50∶54．42∶17．08 調(diào)整為2012 年的15．44∶44．10∶40．46，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)逐步得以優(yōu)化。從黑龍江省生產(chǎn)總值的增長率(名義)來看，1983～2012年黑龍江省生產(chǎn)總值的年平均增長率為14．40%，其中1983～1993年增長率整體處于上升階段，1994～2001年則整體處于下降階段，2002～2012年同樣處于整體上升階段。與此同時，與這3個時期的生產(chǎn)總值增長情況相對應(yīng)的三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也呈現(xiàn)出一定的差異性。研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對經(jīng)濟(jì)增長的影響，識別促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對于黑龍江省經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著極為重要的現(xiàn)實(shí)意義。

2 三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響分析

為了更好地分析黑龍江省近些年來三次產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響，該研究根據(jù)黑龍江省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)際情況，把1983～2012年的數(shù)據(jù)均勻分成1983～1992、1993～2002和2003～2012年3個階段。

設(shè)黑龍江省生產(chǎn)總值為因變量Y，三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值分別為自變量X1、X2和X3，由于每段數(shù)據(jù)僅10年，且變量間存在等式關(guān)系(X1+X2+X3=Y)，這往往造成普通回歸模型的多重共線性問題，因此這里將對所有的變量取對數(shù)［8］，即:

同時，為了消除多重共線性問題和樣本量偏小的不良影響，使用PLS回歸模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。該研究以名義價格進(jìn)行模型的構(gòu)建。

2．1 偏最小二乘回歸方法 通過分別對自變量和因變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理和典型相關(guān)分析，得到自變量與因變量之間關(guān)聯(lián)最大時自變量與因變量所能提取的所有成分;通過建立自變量成分與因變量成分之間的普通回歸方程，求解得到自變量對因變量的貢獻(xiàn)情況;并通過交叉有效性判別確定所需采用的最優(yōu)成分個數(shù)，將其組合為成分回歸模型;之后根據(jù)相應(yīng)的關(guān)系公式可以將成分回歸模型轉(zhuǎn)化為標(biāo)準(zhǔn)化變量的普通回歸模型;最終根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化公式將標(biāo)準(zhǔn)化后的自變量和因變量還原為原始的自變量與因變量，從而求解得到小樣本下無多重共線性問題的回歸模型［7］。此時模型的精度往往較高，從而能夠有效分析各產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的邊際貢獻(xiàn)情況。

2．2 第一階段的PLS回歸模型(1983～1992年) 運(yùn)用PLS回歸建模軟件SIMCA－P11．5進(jìn)行模型的構(gòu)建，具體過程如下:

對標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)據(jù)提取第1個成分，得到:W1=(0．534 1，0．599 0，0．596 6)，P1=(0．554 3，0．590 6，0．586 9)，故:

此時模型為:

還原后模型為:

此時，將原始數(shù)據(jù)帶入還原后的模型，得到lnY的平均相對誤差為0．468 8%，而將因變量還原后的Y值的平均相對誤差為2．919 3%，即模型的精度較高，能夠解釋自變量與因變量之間的關(guān)系。

顯然，從公式(4)可以看出，在其他產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值不變的情況下，1983～1992年黑龍江省第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值每增長1%，將平均促進(jìn)黑龍江省生產(chǎn)總值增長0．451 8%。同理，第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長1%將平均促進(jìn)黑龍江省生產(chǎn)總值的增長0．386 4%和 0．233 6%。

2．3 第二階段的PLS回歸模型(1993～2002年) 同理對第二階段數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算，提取2個成分得到最終模型，模型累計(jì)從X中提取的信息為=0．997，X對Y的解釋能力累計(jì)為=0．999。計(jì)算得到標(biāo)準(zhǔn)化的回歸模型為:

還原后模型為:

此時，根據(jù)還原后的模型將原始數(shù)據(jù)帶入，得到lnY的平均相對誤差為0．040 8%，而將因變量還原后的Y值的平均相對誤差為0．323 4%，即模型的精度較高，能夠解釋自變量與因變量之間的關(guān)系。

顯然，從公式(6)可以看出，在其他產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值不變的情況下，1993～2002年黑龍江省第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值每增長1%，將平均促進(jìn)黑龍江省生產(chǎn)總值增長0．183 7%，同理，第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長1%將平均促進(jìn)黑龍江省生產(chǎn)總值的增長0．428 8%和 0．382 8%。

2．4 第三階段的PLS回歸模型(2003～2012年) 同理對第三階段數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算，提取1個成分得到最終模型，模型從X中提取的信息為=0．989，X對Y的解釋能力為=0．999。

此時模型為:

還原后模型為:

此時，根據(jù)還原后的模型將原始數(shù)據(jù)帶入，得到lnY的平均相對誤差為0．072 6%，而將因變量還原后的Y值的平均相對誤差為0．653 5%，即模型的精度較高，能夠解釋自變量與因變量之間的關(guān)系。

顯然，從公式(7)可以看出，在其他產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值不變的情況下，2003～2012年黑龍江省第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值每增長1%，將平均促進(jìn)黑龍江省生產(chǎn)總值增長0．295 2%，同理，第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長1%將平均促進(jìn)黑龍江省生產(chǎn)總值的增長0．383 0%和 0．296 1%。

2．5 變量投影重要性指標(biāo)分析 根據(jù)變量投影重要性指標(biāo)VIPj公式計(jì)算得到1983～1992、1993～2002和2003～2012年3個階段黑龍江省三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(取對數(shù)值)的重要程度指標(biāo)，即 VIP1=(0．925 1，1．037 6，1．033 3);VIP2=(0．922 7，1．040 1，1．032 9);VIP3=(0．999 0，1．000 7，1．000 4)。

不難看出，3個階段中第一產(chǎn)業(yè)的重要性程度都是最低的，第二產(chǎn)業(yè)的重要性程度最高。這首先符合3個階段黑龍江省區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的本質(zhì)特征。值得注意的是，變量投影重要性指標(biāo)與PLS回歸模型中三次產(chǎn)業(yè)增長的彈性系數(shù)并不一致，而且差別很大。實(shí)際上，PLS回歸模型中的參數(shù)是從三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展對總產(chǎn)值增長的角度度量的彈性系數(shù)，而變量投影重要性指標(biāo)則是從三次產(chǎn)業(yè)間的重要性程度來進(jìn)行的對比，計(jì)算結(jié)果為相對值，因此兩者之間并不矛盾。

顯然，從第一階段到第三階段，黑龍江省三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長的VIP值差異性逐漸縮小，且都趨于1，這表明黑龍江省三次產(chǎn)業(yè)的發(fā)展從“有輕有重”的形式逐漸向全面協(xié)調(diào)的形式發(fā)展。此外，考慮3個階段三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長對總產(chǎn)值增長的彈性系數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)1983～1992年三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長對總產(chǎn)值增長的效果的大小順序依次為第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)，這表明這一階段黑龍江省的產(chǎn)業(yè)正處于基礎(chǔ)期，經(jīng)濟(jì)的增長主要依靠第一產(chǎn)業(yè)。相比之下，1993～2002年的大小順序則為第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)、第一產(chǎn)業(yè)，即該階段處于發(fā)展期，第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展成為帶動經(jīng)濟(jì)增長的核心動力;2003～2012年的大小順序與第二階段相同，但是不難發(fā)現(xiàn)第三階段第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的彈性系數(shù)非常接近，盡管第二產(chǎn)業(yè)仍舊占據(jù)主導(dǎo)地位，但是三次產(chǎn)業(yè)間的發(fā)展正趨于平衡，因此可以稱之為平衡期。

3 經(jīng)濟(jì)增長的最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

以上是從三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長影響的角度進(jìn)行的實(shí)證分析，盡管該方法能夠有效地識別各個產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長對經(jīng)濟(jì)增長的邊際影響效果。但是，該方法仍舊無法直接得到經(jīng)濟(jì)增長的最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。顯然，如果回歸模型中的自變量為三次產(chǎn)業(yè)構(gòu)成比重(Wi是第i產(chǎn)業(yè)比重)，即:

表面來看似乎也可以得到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟(jì)增長的邊際影響。然而，由于三次產(chǎn)業(yè)比重“此消彼長”，直接建立回歸模型必然存在至少1個產(chǎn)業(yè)的回歸參數(shù)為負(fù)值，即產(chǎn)業(yè)比重的加大卻造成的減少，但是當(dāng)該產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加時(盡管比重降低)同樣會促進(jìn)的增長。因此，該模型無法有效分析三次產(chǎn)業(yè)構(gòu)成對經(jīng)濟(jì)增長的影響。

不難發(fā)現(xiàn)公式(8)可寫成:

由于β0為常數(shù)，所以Y值直接取決于的大小。結(jié)合公式(1)與公式(9)，這里定義一個新的指數(shù)——發(fā)展型產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指數(shù):

這里的參數(shù)來源于公式(1)，變量來源于公式(8)，顯然此時在約束條件0＜Wi＜1和之下，必然存在一個產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)組合使得Q取得極值Q*，即Q*=，顯然此時0＜Q*＜1。

直接證明發(fā)展型產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指數(shù)Q在取極值Q*時地區(qū)生產(chǎn)總值Y也達(dá)到極值是相對困難的，這主要是因?yàn)?點(diǎn):一是α+β+γ≥1時，由公式(1)向公式(8)轉(zhuǎn)換得到的Q與Y的關(guān)系難以正常解釋;二是Wi中暗含Y(Wi=Xi/Y)，故變量間存在相互制約。盡管如此，這里還是可以從實(shí)證數(shù)據(jù)的角度予以間接證明。

首先，計(jì)算3個階段經(jīng)濟(jì)增長最優(yōu)產(chǎn)業(yè)比重。運(yùn)用MATLAB在約束條件0＜Wi＜1和之下求Q=的極值，求得3個階段的最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)依次為:0．421 573:0．360 501:0．217 926(1983 ～1992 年)、0．184 517:0．430 857:0．384 627(1993 ～2002 年)、0．303 013:0．393 100:0．303 886(2003 ～2012 年)。不難發(fā)現(xiàn)，最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)恰是PLS回歸模型參數(shù)歸一化后的數(shù)值。

其次，將3個階段三次產(chǎn)業(yè)比重分別帶入3個發(fā)展型產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指數(shù)中，得到每年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的Q值。

再次，將第一階段中1992年的總產(chǎn)值(959．7億元)分別按照1983～1992年三次產(chǎn)業(yè)比重進(jìn)行虛擬分割(如表1所示)，并將分割后的值依次代入公式(4)中得到lnY^(也可使用任意年份的產(chǎn)值進(jìn)行分割)。同理，以2002和2012年的生產(chǎn)總值為虛擬產(chǎn)值，按各年三次產(chǎn)業(yè)比重分割并計(jì)算得到相應(yīng)的指標(biāo)。

最后，將lnY^與Q進(jìn)行趨勢對比，如圖2所示。

顯然，從圖2可以得出2點(diǎn)結(jié)論:一是每一階段lnY^與Q趨勢完全一致;二是最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)下的lnY^與Q值都是最大的，并且在合理范圍內(nèi)。所以，這樣的結(jié)果恰好能間接證明發(fā)展型產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指數(shù)Q與lnY一一對應(yīng)，且Q在取極值Q*時地區(qū)生產(chǎn)總值Y也達(dá)到極值。

表1 1983～1992年虛擬產(chǎn)值分割結(jié)果及相應(yīng)指標(biāo)的計(jì)算結(jié)果

此時，為了能對3個階段的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展?fàn)顩r進(jìn)行對比，這里使用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化率分別對3個階段的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化情況進(jìn)行計(jì)算，結(jié)果如圖3所示。顯然0＜θ＜1，θ越接近1(最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)目標(biāo))表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越合理，也越能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長。

不難看出，3個階段中第二階段的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)最為接近最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，其次是第三階段，其中第二階段產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化率整體趨于穩(wěn)定，而第三階段的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化率在穩(wěn)定中存在上升趨勢。相比之下，第一階段的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化率則出現(xiàn)了較大的波動，并且出現(xiàn)下降的趨勢。

從3個階段的實(shí)際的發(fā)展情況來看，第一階段作為基礎(chǔ)期，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的核心為第一產(chǎn)業(yè)，最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也是以第一產(chǎn)業(yè)為主導(dǎo)的。然而，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，第二、三產(chǎn)業(yè)也在逐步壯大，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的重心開始向第二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，舊的最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)格局已經(jīng)不能滿足第一階段經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要，因此這一階段的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)化率出現(xiàn)了極大的波動，并呈現(xiàn)出下降的趨勢。

第二階段作為發(fā)展期，第二產(chǎn)業(yè)已經(jīng)取代第一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)核心地位，該階段平均產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化率為 0．975 2，從其折線趨勢來看，其發(fā)展相對穩(wěn)定，沒有明顯的增長或衰退跡象。這說明在發(fā)展期，黑龍江省三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化與經(jīng)濟(jì)的增長有著極好的相互促進(jìn)作用，即在發(fā)展過程中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長，而經(jīng)濟(jì)的增長也促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的進(jìn)一步合理。

第三階段是黑龍江省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)正處于平衡期，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化率在穩(wěn)定中出現(xiàn)了一定幅度的上升。顯然，第二產(chǎn)業(yè)的過度發(fā)展最終導(dǎo)致了經(jīng)濟(jì)的不協(xié)調(diào)，隨著區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展對資源環(huán)境約束的加強(qiáng)，以及經(jīng)濟(jì)社會的協(xié)調(diào)、可持續(xù)化發(fā)展的要求日益凸顯(尤其從2008年開始，如圖1所示)，該階段第二產(chǎn)業(yè)比重開始下降，第一、三產(chǎn)業(yè)比重開始上升，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)開始出現(xiàn)明顯的調(diào)整優(yōu)化。可以預(yù)見，在未來的一定時期內(nèi)，黑龍江省三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)將繼續(xù)實(shí)現(xiàn)優(yōu)化調(diào)整，三次產(chǎn)業(yè)間也將進(jìn)一步實(shí)現(xiàn)平衡發(fā)展。

4 結(jié)論

(1)從1983～1992、1993～2002、2003～2013年3個階段PLS回歸模型的彈性系數(shù)變動情況來看，黑龍江省第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增長對經(jīng)濟(jì)增長的平均邊際貢獻(xiàn)從0．451 8%降為0．183 7%，再升為0．295 2%，第二產(chǎn)業(yè)的平均邊際貢獻(xiàn)從0．386 4%升為0．428 8%，再降回0．383 0%，第三產(chǎn)業(yè)的平均邊際貢獻(xiàn)0．233 6%升為0．382 8%，再降至0．296 1%，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動反映出黑龍江省經(jīng)濟(jì)的發(fā)展從基礎(chǔ)期過渡到發(fā)展期，現(xiàn)階段正處于平衡期，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時也促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的進(jìn)一步優(yōu)化。

(2)根據(jù)發(fā)展型產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指數(shù)求得3個階段的最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)依次為:0．421 573:0．360 501:0．217 926(1983 ～ 1992年)、0．184 517:0．430 857:0．384 627(1993 ～ 2002 年)、0．303 013:0．393 100:0．303 886(2003 ～2012 年)。

(3)根據(jù)發(fā)展型產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指數(shù)Q與虛擬產(chǎn)值按實(shí)際比重分割結(jié)果的預(yù)測值lnY^的對比來看，每一階段lnY^與Q趨勢完全一致，并且最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)下的lnY^與Q值都是各自的極值，并且在合理范圍內(nèi)。因此，發(fā)展型產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指數(shù)Q能夠有效地識別出經(jīng)濟(jì)增長的最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

(4)根據(jù)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化率(θ值)的計(jì)算結(jié)果，3個階段中第二階段的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)最為接近最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，其次是第三階段，其中第二階段θ值整體趨于穩(wěn)定，而第三階段的θ值在穩(wěn)定中呈現(xiàn)上升趨勢，而第一階段的θ值則出現(xiàn)了較大的波動，并且出現(xiàn)下降的趨勢。上述3個階段的θ值計(jì)算結(jié)果與實(shí)際的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r相吻合，而從第三階段的發(fā)展趨勢來看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的進(jìn)一步調(diào)整與優(yōu)化仍將是未來黑龍江省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展的大方向。

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