王　妤　李　劍

(中央司法警官學(xué)院，河北 保定 071000)

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新常態(tài)下的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系研究

王妤李劍

(中央司法警官學(xué)院，河北 保定 071000)

摘要〔〕經(jīng)濟(jì)發(fā)展新常態(tài)背景下，對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整提出了新的要求，我國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)面臨新壓力和新機(jī)遇。本文采用普通最小二乘法探索了我國(guó)新常態(tài)下的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系，研究得出：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間存在協(xié)整關(guān)系；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，但是不能得出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的格蘭杰原因，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間存在單向的影響關(guān)系；定量測(cè)算得出第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值的估計(jì)系數(shù)分別為0.2563、0.5325、0.2357，第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間均存在正相關(guān)關(guān)系。

關(guān)鍵詞〔〕新常態(tài)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

引言

根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站的數(shù)據(jù)，2003～2007年，我國(guó)經(jīng)濟(jì)平均增長(zhǎng)速度為11.6%，2007～2011年，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)保持在9.6%的增長(zhǎng)水平上，2012年開始我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有所下降，2012～2013年年均下降為7.7%，2014年則下降為7.4%，從整體趨勢(shì)來看，我國(guó)經(jīng)濟(jì)始終保持了高速增長(zhǎng)趨勢(shì)，這也被國(guó)際理論研究者稱之為“中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之謎”。但是從數(shù)據(jù)變化來看，可以清晰的看出，當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度已經(jīng)進(jìn)入了“換擋”時(shí)期，經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展開始向中速發(fā)展邁進(jìn)。

2014年5月，習(xí)近平總書記在視察河南時(shí)提出：“適應(yīng)新常態(tài)，保持戰(zhàn)略上的平常心態(tài)”的觀點(diǎn)，他指出當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)已經(jīng)進(jìn)入轉(zhuǎn)折和過渡時(shí)期，只有對(duì)新常態(tài)的發(fā)展背景進(jìn)行充分認(rèn)識(shí)，把握新趨勢(shì)，才能保持中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入高質(zhì)量的發(fā)展路程中。經(jīng)濟(jì)發(fā)展的新常態(tài)，所謂“新”，意味著與以往所不同，說明我國(guó)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的模式已經(jīng)開始轉(zhuǎn)變，長(zhǎng)久以來我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)保持在10%的高速增長(zhǎng)速度不會(huì)再存在，我國(guó)過去以粗放式經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式促發(fā)展的模式急切需要改變，現(xiàn)有的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)模式必須進(jìn)行優(yōu)化和升級(jí)。我國(guó)當(dāng)前必須基于經(jīng)濟(jì)新常態(tài)的發(fā)展背景，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系進(jìn)行充分認(rèn)識(shí)，才能在走中國(guó)特色經(jīng)濟(jì)發(fā)展道路上取得成功。

1新常態(tài)下的我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況

1.1國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值及產(chǎn)業(yè)構(gòu)成

根據(jù)圖1和表1歷年我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值及增長(zhǎng)率可見，2005～2014年我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值逐年快速增長(zhǎng)，從2005年的185895.8億元，增長(zhǎng)到2014年的636138.7億元。

對(duì)其歷年的增長(zhǎng)率進(jìn)行分析可見，我國(guó)2005～2014年以來保持了7%以上的高速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度，特別是2010年之前，其增長(zhǎng)速度均超過8%以上，從2010年開始，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度逐步下降，但是其速度依然較快。

圖1　2005～2014年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值及增長(zhǎng)率

指 標(biāo)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(億元)第一產(chǎn)業(yè)增加值(億元)第二產(chǎn)業(yè)增加值(億元)第三產(chǎn)業(yè)增加值(億元)人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(元)2005年185895.821803.587127.376964.9142592006年217656.623313103163.591180.1166022007年268019.427783125145.4115090.9203372008年316751.732747148097.9135906.9239122009年345629.234154157850.1153625.1259632010年40890339354.6188804.9180743.4305672011年484123.546153.3223390.3214579.9360182012年53412350892.7240200.4243030395442013年588018.855321.7256810275887433202014年636138.758336.1271764.5306038.246629

圖2　2005～2014年我國(guó)各產(chǎn)業(yè)增加值

根據(jù)表1和圖2，對(duì)我國(guó)第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值歷年增長(zhǎng)狀況進(jìn)行分析，2005～2014年我國(guó)第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值總量均呈現(xiàn)逐年增加的趨勢(shì)，其中第一產(chǎn)業(yè)增加值總量增長(zhǎng)相對(duì)較慢，第二、三產(chǎn)業(yè)增加值總量增長(zhǎng)較快，特別是最近幾年，我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)增加值總量開始超過第二產(chǎn)業(yè)增加值總量，表現(xiàn)出快速增長(zhǎng)的特點(diǎn)。

表2　2005～2014年各產(chǎn)業(yè)增加值構(gòu)成

圖3　2005～2014年各產(chǎn)業(yè)增加值構(gòu)成圖

根據(jù)表2和圖3，2005～2014年我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的構(gòu)成中，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)占據(jù)絕對(duì)的優(yōu)勢(shì)，分別保持在42%～46%、41%～48%的水平上，而第一產(chǎn)業(yè)增加值占據(jù)的比例最小，約為10%的水平。從第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值構(gòu)成發(fā)展趨勢(shì)來看，歷年第一產(chǎn)業(yè)增加值的構(gòu)成比例逐年減少，由2005年11.7%下降到2014年的9.2%，而歷年第二、三產(chǎn)業(yè)增加值的構(gòu)成比例逐年增加，分別由2005年46.9%、41.4%上升到2014年的42.7%、48.1%；并且，第二產(chǎn)業(yè)增加值所占比例逐年存在下降趨勢(shì)，而第三產(chǎn)業(yè)增加值所占比例出現(xiàn)逐年上降趨勢(shì)，從2012年開始，第三產(chǎn)業(yè)增加值所占比例(45.5%)開始超過第二產(chǎn)業(yè)增加值(45%)所占比例，逐年增長(zhǎng)。

1.2三產(chǎn)業(yè)對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率

根據(jù)表3和圖4我國(guó)第一、二、三產(chǎn)業(yè)對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率變化狀況可見，2005～2014年，我國(guó)第一產(chǎn)業(yè)對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)穩(wěn)定的狀況，保持在4.5%左右的水平上；第二產(chǎn)業(yè)對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率在2008年以前，呈現(xiàn)出略微下降的趨勢(shì)，從2005年的50.3%，下降為2008年的48.4%，此后2年其貢獻(xiàn)率逐步增加，2010年上升為57.2%，但是從2010年以后，又開始下降，2014年下降為47.1%；第二產(chǎn)業(yè)對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)出“V”字形趨勢(shì)，2010年最低為39.2%，最高點(diǎn)為2014年的48.1%。

表3　第一、二、三產(chǎn)業(yè)對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率狀況

圖4　第一、二、三產(chǎn)業(yè)對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率變化率

1.3三產(chǎn)業(yè)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)的拉動(dòng)

三次產(chǎn)業(yè)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)的拉動(dòng)狀況如表4和圖5所示：

表4　三產(chǎn)業(yè)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)的拉動(dòng)率

圖5　三產(chǎn)業(yè)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)的拉動(dòng)率變化狀況

根據(jù)表4和圖5可見，我國(guó)第一產(chǎn)業(yè)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)的拉動(dòng)率最低，最高的為第二產(chǎn)業(yè)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)的拉動(dòng)，第三產(chǎn)業(yè)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)的拉動(dòng)略低于第二產(chǎn)業(yè)。從變化趨勢(shì)來看，2005年，我國(guó)第一產(chǎn)業(yè)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)的拉動(dòng)率為0.6%，2014年降低為0.3%。第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)的拉動(dòng)率也呈現(xiàn)出逐年下降的趨勢(shì)，2005年，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)的拉動(dòng)率分別為5.7%、5%，2014年降低為3.4%、3.5%。

2我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系的實(shí)證研究

2.1模型設(shè)計(jì)

本文在模型構(gòu)建中，借鑒了經(jīng)典的C-D生產(chǎn)函數(shù)模型：

Y=(X1，X2，X3，…，XK，A)

(1)

其中Y表示總產(chǎn)出，X1，X2，X3，…，XK，表示各類產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出量大小，A代表制度或者技術(shù)水平狀況。

針對(duì)上述經(jīng)典模型，進(jìn)行微分，結(jié)果如下：

(2)

公式(2)除以Y，即將公式1帶入后：

(3)

(4)

對(duì)公式(4)進(jìn)行模型轉(zhuǎn)化，得出公式(5)：

log(Y)=β0+β1log(x1)+β2log(x2)+β3log(x3)+ε

(5)

公式(5)則是本文建立的實(shí)證模型，用于衡量第一、二、三產(chǎn)業(yè)變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。

2.2變量和數(shù)據(jù)

本文所使用的因變量為Y，即國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，因此下文也用GDP來表示，其數(shù)據(jù)來源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站；自變量為X1、X2、X3，即第一產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值和第三產(chǎn)業(yè)增加值，其數(shù)據(jù)也來源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

本文研究的時(shí)間周期為2005～2014年，共計(jì)10年的數(shù)據(jù)，其中國(guó)民生產(chǎn)總值采用了2005年為基期的處理方式。

2.3實(shí)證結(jié)果分析

2.3.1平穩(wěn)性檢驗(yàn)

數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性是進(jìn)行實(shí)證研究的前提，因此，在進(jìn)行實(shí)證分析前作者首先對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示：

表5　數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果：原始變量LNGDP的ADF檢驗(yàn)值為-2.3834，大于5%的顯著性檢驗(yàn)臨界值-3.0921，接受原假設(shè)的概率為0.3421，因此原始變量LNGDP序列是不平穩(wěn)的；原始變量LnX1的ADF檢驗(yàn)值為-1.9832，大于5%的顯著性檢驗(yàn)臨界值-2.9314，接受原假設(shè)的概率為0.2983，因此原始變量LnX1序列是不平穩(wěn)的；原始變量LnX2的ADF檢驗(yàn)值為-1.8472，大于5%的顯著性檢驗(yàn)臨界值-2.3455，接受原假設(shè)的概率為0.2343，因此原始變量LnX2序列是不平穩(wěn)的；原始變量LnX3的ADF檢驗(yàn)值為-2.9842，大于5%的顯著性檢驗(yàn)臨界值-3.0242，接受原假設(shè)的概率為0.1245，因此原始變量LnX3序列是不平穩(wěn)的。

對(duì)原始變量序列進(jìn)行一階差分，一階差分變量DLNGDP的ADF檢驗(yàn)值為-2.3484，小于5%的顯著性檢驗(yàn)臨界值-2.2512，接受原假設(shè)的概率為0.003，因此一階差分變量DLNGDP序列是平穩(wěn)的；一階差分變量DLnX1的ADF檢驗(yàn)值為-2.3138，小于5%的顯著性檢驗(yàn)臨界值-2.1731，接受原假設(shè)的概率為0.002，因此一階差分變量DLnX1序列是平穩(wěn)的；一階差分變量DLnX2的ADF檢驗(yàn)值為-1.9462，小于5%的顯著性檢驗(yàn)臨界值-1.8731，接受原假設(shè)的概率為0.002，因此一階差分變量DLnX2序列是平穩(wěn)的；一階差分變量DLnX3的ADF檢驗(yàn)值為-1.9811，小于5%的顯著性檢驗(yàn)臨界值-1.6542，接受原假設(shè)的概率為0.001，因此一階差分變量DLnX3序列是平穩(wěn)的。

由此可見，原始數(shù)據(jù)序列LNGDP、LnX1、LnX2和LnX3是同階單整的。

2.3.2協(xié)整檢驗(yàn)

本文將采用Pearson協(xié)整檢驗(yàn)方法，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整性檢驗(yàn)，以驗(yàn)證經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(LNGDP)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(LnX1、LnX2、LnX3)之間的內(nèi)在關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

表6　Pearson協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表

根據(jù)Pearson協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，變量的ADF統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)下的T統(tǒng)計(jì)量為-3.5312，P值為0.0001；T統(tǒng)計(jì)量小于1%的顯著性水平檢驗(yàn)臨界值-3.0123，小于5%的顯著性水平檢驗(yàn)臨界值-2.9834，小于10%的顯著性水平檢驗(yàn)臨界值-2.1462。由此可見，驗(yàn)證經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(LNGDP)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(LnX1、LnX2、LnX3)之間存在協(xié)整關(guān)系。

2.3.3格蘭杰因果檢驗(yàn)

采用格蘭杰因果檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(LNGDP)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(LnX1、LnX2、LnX3)之間的格蘭杰因果關(guān)系，結(jié)果如下：

表7　格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果表

對(duì)于原假設(shè)“LNGDP不是LNX1的格蘭杰原因”，檢驗(yàn)下的T統(tǒng)計(jì)量為1.7563，P值為0.6416，不能拒絕原假設(shè)；對(duì)于原假設(shè)“PLNX1不是的LNGDP格蘭杰原因”，檢驗(yàn)下的T統(tǒng)計(jì)量為0.7246，P值為0.0321，拒絕原假設(shè)。因此，第一產(chǎn)業(yè)(LNX1)變動(dòng)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(LNGDP)的格蘭杰原因；但是不能得出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(LNGDP)是第一產(chǎn)業(yè)(LNX1)變動(dòng)的格蘭杰原因。

對(duì)于原假設(shè)“LNGDP不是LNX2的格蘭杰原因”，檢驗(yàn)下的T統(tǒng)計(jì)量為1.6734，P值為0.4521，不能拒絕原假設(shè)；對(duì)于原假設(shè)“LNX2不是的LNGDP格蘭杰原因”，檢驗(yàn)下的T統(tǒng)計(jì)量為0.4231，P值為0.0224，拒絕原假設(shè)。因此，第二產(chǎn)業(yè)(LNX1)變動(dòng)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(LNGDP)的格蘭杰原因；但是不能得出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(LNGDP)是第二產(chǎn)業(yè)(LNX1)變動(dòng)的格蘭杰原因。

對(duì)于原假設(shè)“LNGDP不是LNX3的格蘭杰原因”，檢驗(yàn)下的T統(tǒng)計(jì)量為1.8456，P值為0.3461，不能拒絕原假設(shè)；對(duì)于原假設(shè)“LNX3不是的LNGDP格蘭杰原因”，檢驗(yàn)下的T統(tǒng)計(jì)量為0.3213，P值為0.0112，拒絕原假設(shè)。因此，第三產(chǎn)業(yè)(LNX1)變動(dòng)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(LNGDP)的格蘭杰原因；但是不能得出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(LNGDP)是第三產(chǎn)業(yè)(LNX1)變動(dòng)的格蘭杰原因。

因此可見，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)(LnX1、LnX2、LnX3)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(LNGDP)的格蘭杰原因，但是不能得出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(LNGDP)是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(LnX1、LnX2、LnX3)變動(dòng)的格蘭杰原因，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間存在單向的影響關(guān)系。

2.3.4回歸估計(jì)

本文將采用普通最小二乘回歸估計(jì)方法，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系進(jìn)行回歸，結(jié)果如下：

表8　經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系的回歸估計(jì)結(jié)構(gòu)

回歸模型估計(jì)下的adjR2為96.75%，F(xiàn)值(P值)為6492.0943(0.0000)，DW值為2.4356，由此可見，本次回歸估計(jì)的模型擬合的較好，實(shí)證回歸的數(shù)據(jù)是穩(wěn)定可靠的。根據(jù)回歸估計(jì)結(jié)果：LNX1系數(shù)估計(jì)值為0.2563，標(biāo)準(zhǔn)誤差為0.0341，T值為6.8746，P值為0.0012，通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)。由此可見，第一產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在正相關(guān)關(guān)系，第一產(chǎn)業(yè)增加值每提升1%，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)則提高0.2563%；LNX2系數(shù)估計(jì)值為0.5325，標(biāo)準(zhǔn)誤差為0.0136，T值為32.8131，P值為0.0000，通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)；可見，第二產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在正相關(guān)關(guān)系，第二產(chǎn)業(yè)增加值每提升1%，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)則提高0.5325%； LNX3系數(shù)估計(jì)值為0.2357，標(biāo)準(zhǔn)誤差為0.0241，T值為7.9357，P值為0.0013，通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)。可見，第三產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在正相關(guān)關(guān)系，第三產(chǎn)業(yè)增加值每提升1%，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)則提高0.2357%。

由此可見，第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間均存在正相關(guān)關(guān)系，其中第二產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相關(guān)性最強(qiáng)，與第二產(chǎn)業(yè)增加值相比，第一產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)性略高，但是相差不大。

3研究結(jié)論和建議

3.1研究結(jié)論

本文基于我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展新常態(tài)的背景，探索了新常態(tài)背景下我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的發(fā)展現(xiàn)狀，同時(shí)從定量研究的視角，建立我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值之間的關(guān)系模型，研究得出如下結(jié)果：

(1)采用ADF檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，得出原始變量下的ADF檢驗(yàn)均是不穩(wěn)定的，一階差分下的變量序列皆平穩(wěn)，可見原始數(shù)據(jù)序列LNGDP、LnX1、LnX2和LnX3是同階單整的。

(2)采用Pearson協(xié)整檢驗(yàn)方法，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整性檢驗(yàn)，得出我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(LNGDP)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(LnX1、LnX2、LnX3)之間存在協(xié)整關(guān)系。

(3)采用格蘭杰因果檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(LNGDP)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(LnX1、LnX2、LnX3)之間的格蘭杰因果關(guān)系，得出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)(LnX1、LnX2、LnX3)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(LNGDP)的格蘭杰原因，但是不能得出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(LNGDP)是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(LnX1、LnX2、LnX3)變動(dòng)的格蘭杰原因，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間存在單向的影響關(guān)系。

(4)根據(jù)普通最小二乘回歸估計(jì)結(jié)果，第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間均存在正相關(guān)關(guān)系，其中，我國(guó)第二產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相關(guān)性最強(qiáng)，與第二產(chǎn)業(yè)增加值相比，第一產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)性略高，但是相差不大。定量測(cè)算得出第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值的估計(jì)系數(shù)分別為0.2563、0.5325、0.2357，這意味著我國(guó)第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值每增加1%，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)約提升0.2563%、0.5325%、0.2357%。

3.2研究建議

基于以上研究結(jié)果，作者提出新常態(tài)背景下我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和諧、健康發(fā)展的建議或?qū)Σ摺?015年，中央經(jīng)濟(jì)工作領(lǐng)導(dǎo)小組明確提出，我國(guó)進(jìn)入了經(jīng)濟(jì)新常態(tài)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展“換擋期”政府依然可以大有作為。最為關(guān)鍵的一點(diǎn)就是我國(guó)經(jīng)濟(jì)新常態(tài)的發(fā)展背景，必須與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整等密切聯(lián)系起來，形成一個(gè)有機(jī)的整體，用改革創(chuàng)新的思路攻克我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的問題，引導(dǎo)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)實(shí)現(xiàn)“高度化與合理化”的發(fā)展道路。

(1)在全球化的發(fā)展大背景下，以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化引領(lǐng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)新常態(tài)，就必須緊抓住國(guó)際產(chǎn)業(yè)發(fā)展前沿，利用第三次工業(yè)革命即將到來的機(jī)遇，把握新興產(chǎn)業(yè)誕生和發(fā)展的機(jī)會(huì)，實(shí)現(xiàn)我國(guó)生產(chǎn)方式、制造模式甚至全球產(chǎn)業(yè)組織模式等方面的重要變革，樹立我國(guó)在全球產(chǎn)業(yè)中的比較優(yōu)勢(shì)，形成新的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)范式，走新型、綠色、低碳、可持續(xù)的發(fā)展道路。這就要求我國(guó)未來的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，必須要在基礎(chǔ)研究和原始創(chuàng)新的基礎(chǔ)上，著眼于第三次工業(yè)革命五大支柱的構(gòu)建，以創(chuàng)新增值為抓手，調(diào)整優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，大力提升產(chǎn)業(yè)的核心競(jìng)爭(zhēng)力、國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力和產(chǎn)業(yè)附加值，努力構(gòu)建面向第三次工業(yè)革命的現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系。

(2)結(jié)合國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)新常態(tài)的國(guó)情，加強(qiáng)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、優(yōu)化和升級(jí)，打破舊思維，樹立新思維，攻克社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)中的各項(xiàng)矛盾和困境。樹立市場(chǎng)導(dǎo)向思維，是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵，增強(qiáng)未來市場(chǎng)需求的分析和研判，構(gòu)建引導(dǎo)市場(chǎng)需求的政策響應(yīng)機(jī)制，不斷培育和樹立市場(chǎng)需求主體的能力，以需要引導(dǎo)綠色、新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展，從而創(chuàng)新經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式；加強(qiáng)政府對(duì)新興產(chǎn)業(yè)的扶持力度，采用經(jīng)濟(jì)杠桿，合理引導(dǎo)消費(fèi)者偏好，使其有利于重點(diǎn)綠色產(chǎn)業(yè)的發(fā)展；積極鼓勵(lì)企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新，以科技優(yōu)化產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展道路。

由此可見，經(jīng)濟(jì)新常態(tài)發(fā)展背景下，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)放緩的現(xiàn)狀給產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整帶來壓力，也帶來了其優(yōu)化的新機(jī)遇。長(zhǎng)久以來，“調(diào)結(jié)構(gòu)”和“促增長(zhǎng)”是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展道路中時(shí)刻伴隨的“兩難”現(xiàn)象。我國(guó)過去以結(jié)構(gòu)失衡換取的經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展給當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來了重大困境，我們必須正確處理好新常態(tài)下經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系，以適當(dāng)?shù)慕?jīng)濟(jì)減速換取高質(zhì)量的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化之路。

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Economic Growth under the New Normal and Industrial Structure Relationship

Wang YuLi Jian

(Central Institute for Correctional Police，Baoding 071000，China)

〔Abstract〕Under the new normal economic development background,China’s economic development and industrial restructuring made new demands,industrial upgrading of China is facing new pressures and new opportunities.This article explores the relationship between economic growth and industrial structure of China’s new normal under the ordinary least squares method.The study results shows:there exists co-integration relationship between economic growth and industrial structure;industrial structure changes economic growth Granger cause,but cannot come to that economic growth is the industrial structure Granger reason for the change,the impact of a one-way relationship exists between economic growth and industrial structure;quantitative estimates drawn that first,second and tertiary industries estimated coefficients were 0.2563,0.5325,0.2357,there existed positive relationship between first,second and tertiary industries and economic growth.

〔Key words〕new normal;economic growth;industry structure

(責(zé)任編輯：王平)

作者簡(jiǎn)介：王妤，中央司法警官學(xué)院副教授，法學(xué)碩士。研究方向：法學(xué)、經(jīng)濟(jì)學(xué)。李劍，中央司法警官學(xué)院講師，經(jīng)濟(jì)學(xué)碩士。研究方向：經(jīng)濟(jì)學(xué)、法學(xué)。

收稿日期：2015—12—26

中圖分類號(hào)〔〕F121.3〔

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼〕A

DOI：10．3969/j．issn．1004-910X．2016．02．015