魏鴻吉 劉紅琨 張涵

摘要：基于1997年-2018年間河南省18個地級市的面板數(shù)據(jù)，建立靜態(tài)面板回歸模型，從而運用廣義最小二乘法（GLS）對模型進行回歸分析，考察河南省三次產(chǎn)業(yè)結構對經(jīng)濟增長的影響。實證結果顯示：河南省三次產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長存在協(xié)整關系，均對經(jīng)濟增長均存在顯著的正向影響;全省產(chǎn)業(yè)結構趨向于“二、三、一”，對經(jīng)濟增長的影響存在明顯的區(qū)域特征。本文針對上述問題提出合理建議。

關鍵詞：河南省 ?產(chǎn)業(yè)結構 ?經(jīng)濟增長 ?面板模型

一、引言及相關文獻回顧

產(chǎn)業(yè)結構是指國民經(jīng)濟中各產(chǎn)業(yè)部門的構成以及各產(chǎn)業(yè)部門間的聯(lián)系和比例關系，它反映了一個國家或地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的方向和水平。在現(xiàn)實經(jīng)濟發(fā)展過程中，產(chǎn)業(yè)結構變動是影響經(jīng)濟增長的重要因素。不同的產(chǎn)業(yè)結構產(chǎn)生的經(jīng)濟效益不盡相同，合理的產(chǎn)業(yè)結構能夠促進各產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展，在不斷提高各產(chǎn)業(yè)自身發(fā)展水平的同時，推動經(jīng)濟穩(wěn)定、持續(xù)、健康發(fā)展。

河南省地處我國中原腹地，是全國重要的經(jīng)濟大省、人口大省。推動河南省經(jīng)濟持續(xù)、穩(wěn)定、健康發(fā)展是中部地區(qū)崛起戰(zhàn)略的重要內(nèi)容和必然要求。當前，河南省經(jīng)濟發(fā)展仍面臨嚴峻挑戰(zhàn)，產(chǎn)業(yè)結構轉型升級困難問題仍然存在。探究河南省產(chǎn)業(yè)結構對經(jīng)濟增長的影響，有助于正確認識河南省產(chǎn)業(yè)結構變動與經(jīng)濟增長的關系，助力河南省破除改革發(fā)展困境，從而推動河南省經(jīng)濟社會高質(zhì)量發(fā)展，對實現(xiàn)中部地區(qū)崛起戰(zhàn)略具有一定的現(xiàn)實意義。

近年來，許多學者就產(chǎn)業(yè)結構對經(jīng)濟增長的影響進行研究，相關文獻主要體現(xiàn)在以下兩個方面：一是從產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的角度研究產(chǎn)業(yè)結構對經(jīng)濟增長的影響。產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化存在合理化（協(xié)調(diào)發(fā)展）和高級化（效率提高）兩個過程，其最終目的在于消耗最少的能源、資源，實現(xiàn)最大化的經(jīng)濟效益。學者們分別從產(chǎn)業(yè)結構合理化和高級化兩個方面出發(fā)描述產(chǎn)業(yè)結構特征，分析產(chǎn)業(yè)結構對經(jīng)濟增長的影響。干春暉等（2011）使用重新定義的泰爾指數(shù)作為產(chǎn)業(yè)結構合理化的指標，以第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比例作為高級化的指標，實證發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構合理化和高級化都有利于中國的經(jīng)濟增長，且產(chǎn)業(yè)結構合理化的影響遠遠高于高級化[1]。陳兆明等（2019）使用線性面板模型和門檻效應模型分區(qū)域分析產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化與經(jīng)濟增長的關系，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構高級化對東部高城市化地區(qū)經(jīng)濟增長有促進作用，而對中西部低城市化地區(qū)經(jīng)濟增長有抑制作用[2]。鄭蕊等（2017）采用全面FGLS法分區(qū)域分別測算我國東中西三大地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構合理化對經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)，研究結果表明產(chǎn)業(yè)結構合理化對東部地區(qū)經(jīng)濟增長有促進作用，而對中西部地區(qū)經(jīng)濟增長有抑制作用[3]。李翔等（2018）使用空間計量模型進行實證分析，結果表明東部地區(qū)主要依靠產(chǎn)業(yè)結構合理化推動經(jīng)濟增長，中部主要依靠產(chǎn)業(yè)高級化推動經(jīng)濟增長，而西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構高級化和合理化對經(jīng)濟增長的影響較弱[4]。崔宏凱等（2018）認為產(chǎn)業(yè)結構高級化對我國經(jīng)濟增長產(chǎn)生一定的負向影響[5]。陳龍等（2019）認為產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化顯著促進了農(nóng)村經(jīng)濟的增長，并且對于地區(qū)的金融規(guī)模有著較強的反哺作用[6]。嚴太華等（2020）使用面板向量自回歸模型分析資源型城市產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化與經(jīng)濟增長的關系，認為資源型城市產(chǎn)業(yè)結構合理化促進經(jīng)濟增長，產(chǎn)業(yè)結構高級化抑制經(jīng)濟增長[7]。張乃麗等（2019）基于日本都道府縣面板數(shù)據(jù)實證考察日本產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長的關系，認為產(chǎn)業(yè)結構高級化是推動經(jīng)濟增長的重要動力[8]。賀珍瑞等（2017）選取山東省17個地級市作為樣本，分時間段考察了山東省產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化對經(jīng)濟增長的影響，認為山東省產(chǎn)業(yè)結構合理化對經(jīng)濟增長的影響大于產(chǎn)業(yè)結構高級化對經(jīng)濟增長的影響，兩者影響程度差異隨著工業(yè)化進程的推進而縮小[9]。

二是從產(chǎn)業(yè)層面分別考察三次產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的影響。胡之光等（2017）將第二產(chǎn)業(yè)劃分為傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)和高技術產(chǎn)業(yè)，建立兩個雙向固定效應回歸模型分別考察東北地區(qū)和長三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構對經(jīng)濟增長的影響，研究發(fā)現(xiàn)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)對兩地區(qū)的負向影響均不顯著，高技術產(chǎn)業(yè)不能顯著推動東北地區(qū)經(jīng)濟增長，卻能對長三角地區(qū)經(jīng)濟增長起到強勁的促進作用[10]。吳瑾（2017）使用Granger因果關系檢驗細分了三次產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的影響，發(fā)現(xiàn)第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展均對經(jīng)濟增長有重要推動作用，進入21世紀以來，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與經(jīng)濟增長存在相互影響的關系[11]。李根（2017）使用協(xié)整檢驗、Granger因果關系檢驗等方法考察長江經(jīng)濟帶產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整對經(jīng)濟增長的影響，研究發(fā)現(xiàn)該地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加與經(jīng)濟增長互為原因[12]。王琛（2019）基于省級面板數(shù)據(jù)，構建靜態(tài)面板回歸模型，測算了我國東、中、西地區(qū)第一、二、三次產(chǎn)業(yè)增加值對經(jīng)濟增長的貢獻彈性，分析了區(qū)域經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)結構的關系[13]。張明龍等（2015）在線性回歸模型中引入制度因素作為虛擬變量，分別考察了1978-1992年和1992-2011年兩個時間段浙江省三次產(chǎn)業(yè)增加值對經(jīng)濟增長的影響[14]。

以上研究的視角、模型、方法及關于產(chǎn)業(yè)結構對經(jīng)濟增長作用的結論不盡相同，為本文研究提供理論借鑒。整體來看，已有相關研究多傾向于從產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的角度考察產(chǎn)業(yè)結構對經(jīng)濟增長的影響，較少從三次產(chǎn)業(yè)的視角實證分析河南省產(chǎn)業(yè)結構變動對經(jīng)濟增長的影響。基于此，本文采用靜態(tài)面板回歸模型，基于河南省18個地級市1997-2018年間的數(shù)據(jù)，探究河南省三次產(chǎn)業(yè)結構對經(jīng)濟增長的影響，為促進河南省經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提出合理化建議。

二、實證分析

（一）指標選取及數(shù)據(jù)來源

為研究河南省產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長的關系，通過查閱相關文獻，最終選取第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值作為刻畫產(chǎn)業(yè)結構的重要指標，選取地區(qū)生產(chǎn)總值作為衡量地區(qū)經(jīng)濟增長的重要指標。其中，表示第一產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)增加值、地區(qū)生產(chǎn)總值的單位均為億元。

1992年，鄧小平南巡談話之后中國正式確立建設社會主義市場經(jīng)濟體制目標，此后經(jīng)濟體制相對穩(wěn)定，由于1997年河南省進行行政區(qū)劃調(diào)整，所以為避免制度變化與行政區(qū)劃調(diào)整對分析結果的影響，本文選取1997-2018年河南省18個地級市的地區(qū)生產(chǎn)總值和第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值作為樣本數(shù)據(jù)，所有相關數(shù)據(jù)均以1997年為基期進行不變價格處理，具體數(shù)據(jù)源于《河南統(tǒng)計年鑒》。

（二）數(shù)據(jù)預處理

對相關變量的原始數(shù)據(jù)做取自然對數(shù)處理，以消除指數(shù)增長趨勢和異方差對于實證分析結果的干擾。同時，繪制河南省18個地級市相關變量的時序圖。如圖 1，以鄭州市為例，取自然對數(shù)后的4個變量均無指數(shù)增長趨勢，說明數(shù)據(jù)預處理合理且有效。其余17地市均存在類似變化趨勢。

（三）單位根檢驗

為避免偽回歸的現(xiàn)象，本文對河南省18個地級市各變量的平穩(wěn)性進行面板單位根檢驗。同時，為了單位根檢驗的準確性，本文采取相同根單位根檢驗LLC，不同根單位根檢驗IPS及Fisher-ADF三種方法。各變量檢驗結果如下表，表中所列數(shù)字為各檢驗方法的檢驗統(tǒng)計量，括號中是相應接受原假設的p值。

由表2清晰可知：變量的LLC檢驗p值為1.000，IPS檢驗p值為0.7664，ADF-Fisher檢驗p值為0.8927，均明顯高于顯著性水平0.05，因此接受原假設，即該變量為非平穩(wěn)序列;以相同的方法檢驗變量，和，不難發(fā)現(xiàn)變量，和均為非平穩(wěn)序列。

對變量進行一階差分，變量的LLC檢驗p值為0.0014，IPS檢驗p值為0.2309，ADF-Fisher檢驗p值為0.1045，其中，IPS檢驗和ADF-Fisher檢驗的p值大于顯著性水平0.05，因此，仍接受原假設，即的一階差分序列仍不平穩(wěn);同理，變量，和的一階差分序列不平穩(wěn)。

進而對變量進行二階差分，變量的LLC檢驗，IPS檢驗與ADF-Fisher檢驗的p值均為0，均低于顯著性水平0.05，因此拒絕原假設，即的二階差分序列平穩(wěn);同理，變量、和的二階差分序列平穩(wěn)。

綜合對比表2的檢驗結果，變量，，和的原始序列和一階差分序列均不平穩(wěn)，經(jīng)過二階差分后，各變量的二階差分序列均為平穩(wěn)序列，說明河南省GDP與三次產(chǎn)業(yè)增加值的自然對數(shù)型變量均存在二階單位根過程，即各變量均為二階單整序列。

（四）協(xié)整檢驗

在現(xiàn)實生活中，很多經(jīng)濟變量往往不是平穩(wěn)序列，但是這些變量之間可能存在長期均衡關系，即協(xié)整關系。協(xié)整檢驗則是為了考察非平穩(wěn)變量之間是否具有長期均衡關系的驗證過程?；谏鲜雒姘鍐挝桓鶛z驗結果，本文選取的諸變量均不平穩(wěn)，且為同階單整序列，滿足面板協(xié)整檢驗的前提條件，為進一步確定諸變量是否存在長期均衡關系，筆者使用Fisher面板協(xié)整檢驗方法進行檢驗，其原假設為：“存在相應個數(shù)的協(xié)整向量”，具體檢驗結果如下表：

由表3檢驗結果可知，在顯著性水平0.05下，河南省對數(shù)型GDP與三次產(chǎn)業(yè)增加值之間存在三對協(xié)整關系，即各變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，這為避免偽回歸，進而構建面板回歸模型提供了可靠依據(jù)。

（五）面板回歸模型的判定與構建

面板回歸模型根據(jù)截距項向量和解釋變量參數(shù)向量的不同要求可分為：不變系數(shù)模型、變截距模型和變系數(shù)模型三種類型。為了避免模型形式設定出現(xiàn)偏差，提升參數(shù)估計結果的有效性，筆者首先采用模型設定檢驗確定面板回歸模型的形式。

面板回歸模型設定檢驗通常使用協(xié)方差分析檢驗，該檢驗設定兩個原假設：假設1（）為所有截面的解釋變量參數(shù)相等;假設2（）為所有截面的截距項相等，解釋變量參數(shù)也相等。該檢驗的判定標準分為下列兩個方面：（1）若接受假設2，則模型設定為不變系數(shù)模型，檢驗結束;（2）若拒絕假設2，則繼續(xù)檢驗假設1，若接受假設1，則模型設定為變截距模型，反之拒絕假設1，則模型設定為變系數(shù)模型。檢驗統(tǒng)計量和由下列公式計算而得：

由表4可知，，遠大于0.5%顯著性水平下的臨界值1.69，拒絕，說明該模型設定需考慮截面成員的個體影響。從而繼續(xù)檢驗假設1，由于，遠大于0.5%顯著性水平下的臨界值1.93，拒絕，說明該模型既存在截面成員的個體影響又存在結構變化，因此應選擇為固定效應變系數(shù)模型作為面板回歸模型的設定形式。模型具體形式如下：

模型（1）中，為地級市i在第t年的對數(shù)型GDP，為地級市i在第t年的對數(shù)型第一產(chǎn)業(yè)增加值，為地級市i在第t年的對數(shù)型第二產(chǎn)業(yè)增加值，為地級市i在第t年的對數(shù)型第三產(chǎn)業(yè)增加值，為河南省18個地級市三次產(chǎn)業(yè)增加值對經(jīng)濟增長的平均貢獻度，為地級市i三次產(chǎn)業(yè)增加值對經(jīng)濟增長的貢獻度與平均貢獻度之間的偏差，，，分別為地級市i的第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值對經(jīng)濟增長的貢獻彈性，，和共同刻畫了地級市i的產(chǎn)業(yè)結構。模型（2）中，，，及表示的含義與模型（1）相同，b，c，d分別為河南全省的第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值對經(jīng)濟增長的貢獻彈性。

其中，常數(shù)項與各解釋變量均在1%的顯著性水平下拒絕原假設，通過顯著性檢驗，擬合效果較好。

（六）模型精度檢驗

為了驗證回歸結果的準確性，筆者選取“相對誤差絕對值平均”（Mean Absolute Percentatge Error）作為測度指標對模型進行樣本內(nèi)預測的精度檢驗，即將2018年河南省全省和18個地級市的三次產(chǎn)業(yè)增加值分別代入到模型（3）和（4），通過計算預測值對真實值的偏離占真實值的比例來測度預測效果。計算公式如下：

其中，表示各區(qū)域相對誤差，表示各區(qū)域經(jīng)濟增長的真實值，表示各區(qū)域經(jīng)濟增長的預測值。具體檢驗結果如下表：

由表6可知，各地級市相對誤差均控制在0.3%以內(nèi)，平均相對誤差控制在0.2%以內(nèi)，全省相對誤差控制在0.002%以內(nèi)，說明使用模型（3）和（4）進行樣本內(nèi)預測的偏差較小，精度較高，模型構建較為合理。

（七）結果闡釋

從全省來看，產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長之間存在顯著的長期均衡關系，第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值均正向影響經(jīng)濟增長。依據(jù)模型（4），河南省第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值對經(jīng)濟增長的貢獻彈性分別為0.1413、0.5502、0.3066，即河南省第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加1%可帶動GDP增長約0.1413%，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加1%可帶動GDP增長約0.5502%，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加1%可帶動GDP增長約0.3066%。顯而易見，在河南省經(jīng)濟發(fā)展過程中，第二產(chǎn)業(yè)增長的貢獻率最高，第三產(chǎn)業(yè)次之，第一產(chǎn)業(yè)增長的貢獻率最低。

從省轄市來看，絕大多數(shù)區(qū)域的產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長存在顯著的長期均衡關系，同時，各地級市三次產(chǎn)業(yè)增長對經(jīng)濟增長的影響存在區(qū)域差異：

1.第一產(chǎn)業(yè)增加值對經(jīng)濟增長的影響。除安陽、濮陽、漯河外，其余15地市的第一產(chǎn)業(yè)增加值均對經(jīng)濟增長存在顯著影響。鄭州、鶴壁、新鄉(xiāng)、許昌、濟源5市的第一產(chǎn)業(yè)增加值負向影響經(jīng)濟增長，其中，許昌、濟源、鄭州3市第一產(chǎn)業(yè)增加值對經(jīng)濟增長的負向影響相對顯著;鶴壁、新鄉(xiāng)兩市第一產(chǎn)業(yè)增加值對經(jīng)濟增長的負向影響相對有限。

開封、洛陽、平頂山等10地市的第一產(chǎn)業(yè)增加值正向影響經(jīng)濟增長，其中，焦作、周口、商丘、信陽、開封、駐馬店6市第一產(chǎn)業(yè)增加值對經(jīng)濟增長的貢獻彈性高于全省平均水平，正向影響較為顯著;南陽、平頂山、洛陽、三門峽4市第一產(chǎn)業(yè)增加值對經(jīng)濟增長的貢獻彈性低于全省平均水平，正向影響較為有限。

2.第二產(chǎn)業(yè)增加值對經(jīng)濟增長的影響。河南省18個地級市的第二產(chǎn)業(yè)增加值均正向影響經(jīng)濟增長。其中，濟源、鶴壁、漯河、三門峽、焦作、許昌、洛陽7市第二產(chǎn)業(yè)增加值對經(jīng)濟增長的貢獻彈性均高于全省平均水平，正向影響突出;平頂山、鄭州、安陽、濮陽4市第二產(chǎn)業(yè)增加值對經(jīng)濟增長的貢獻彈性雖低于全省平均水平，但均超過0.5，正向影響較為顯著;南陽、新鄉(xiāng)、周口、駐馬店、開封、信陽、商丘7市第二產(chǎn)業(yè)增加值對經(jīng)濟增長的貢獻彈性低于0.45，正向影響相對有限。

3.第三產(chǎn)業(yè)增加值對經(jīng)濟增長的影響。河南省18個地級市的第三產(chǎn)業(yè)增加值均正向影響經(jīng)濟增長，除焦作、漯河外，其余15個地級市第三次增加值對經(jīng)濟增長的貢獻彈性均高于全省平均水平。其中，新鄉(xiāng)、商丘兩市第三產(chǎn)業(yè)增加值對經(jīng)濟增長的貢獻彈性超過0.5，正向影響較為顯著;鄭州、濮陽、信陽、開封、安陽、許昌5市第三產(chǎn)業(yè)增加值對經(jīng)濟增長的貢獻彈性超過0.4，正向影響相對顯著;洛陽、駐馬店、平頂山、南陽、濟源、周口、鶴壁、三門峽8市第三產(chǎn)業(yè)增加值對經(jīng)濟增長的貢獻率雖高于全省平均水平，但低于0.4，正向影響相對有限。

三、結論與建議

（一）結論

綜合對比河南省各區(qū)域三次產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長的關系，本文研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構不僅是經(jīng)濟增長的重要影響因素，并且產(chǎn)業(yè)結構對經(jīng)濟增長的影響有著明顯的區(qū)域特征：

第一，從全省來看，河南省產(chǎn)業(yè)結構中的三次產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長之間存在正向變動關系，從三次產(chǎn)業(yè)增加值對經(jīng)濟增長的貢獻彈性可知，第二產(chǎn)業(yè)是河南省經(jīng)濟增長的支柱產(chǎn)業(yè)，產(chǎn)業(yè)結構趨向于“二、三、一”。

第二，受歷史因素的影響，河南省通常依據(jù)地理位置被劃分為：豫東、豫西、豫南、豫北以及豫中5個地區(qū)。其中，豫東包括開封、商丘、周口3市;豫西包括洛陽、三門峽2市;豫南包括南陽、駐馬店、信陽3市;豫北包括安陽、新鄉(xiāng)、焦作、濮陽、鶴壁、濟源6市;豫中包括鄭州、平頂山、許昌、漯河4市。

從各區(qū)域來看，豫中、豫西與豫北地區(qū)（除焦作、新鄉(xiāng)之外）的產(chǎn)業(yè)結構類似，第二產(chǎn)業(yè)為經(jīng)濟增長的第一推動力，第三產(chǎn)業(yè)為經(jīng)濟增長的第二推動力，第一產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的正向影響微弱甚至出現(xiàn)負向影響，產(chǎn)業(yè)結構趨于“二、三、一”。焦作、新鄉(xiāng)兩市雖地處豫北地區(qū)，但其產(chǎn)業(yè)結構與該區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構的整體特征有所差異：焦作市產(chǎn)業(yè)結構中的第二產(chǎn)業(yè)為經(jīng)濟增長的主要推動力，但第三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻率低于第一產(chǎn)業(yè)，產(chǎn)業(yè)結構趨于“二、一、三”;新鄉(xiāng)市產(chǎn)業(yè)結構中的第一產(chǎn)業(yè)雖同樣對經(jīng)濟增長產(chǎn)生負向影響，但該市經(jīng)濟增長的第一推動力為第三產(chǎn)業(yè)，第二產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的推動力略遜于第三產(chǎn)業(yè)，產(chǎn)業(yè)結構趨向于“三、二、一”。

豫東（除周口之外）與豫南地區(qū)（除南陽之外）的產(chǎn)業(yè)結構類似，第三產(chǎn)業(yè)為經(jīng)濟增長的第一動力，第一、二產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的推動效果同樣顯著。具體而言，開封、駐馬店兩市的產(chǎn)業(yè)結構趨向于“三、二、一”，商丘、信陽兩市的產(chǎn)業(yè)結構趨向于“三、一、二”;周口市產(chǎn)業(yè)結構中的第一產(chǎn)業(yè)為經(jīng)濟增長的第一推動力，產(chǎn)業(yè)結構趨向于“一、二、三”;南陽市產(chǎn)業(yè)結構中的第二產(chǎn)業(yè)為經(jīng)濟增長的第一推動力，第三產(chǎn)業(yè)為經(jīng)濟增長的第二推動力，第一產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的拉動作用雖低于該區(qū)域其他地市，但高于豫中、豫西與豫北地區(qū)，產(chǎn)業(yè)結構趨向于“二、三、一”。

（二）政策建議

1.各地區(qū)以發(fā)展優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)為主，推動產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。各地區(qū)應堅持“發(fā)揮優(yōu)勢，突出特色”的產(chǎn)業(yè)發(fā)展原則，鼓勵優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)做大做強，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)布局。

具體而言，鄭州作為國家中心城市之一，不僅在交通運輸條件方面具有得天獨厚的優(yōu)勢，更是集中了一批國內(nèi)高水平大學和科研院所。近些年，隨著居民消費能力和水平的不斷提高，以旅游業(yè)、餐飲服務業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)等為主的第三產(chǎn)業(yè)迅速發(fā)展。為進一步推動區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構轉型升級，鄭州、新鄉(xiāng)、許昌、漯河4市應以鄭州為中心，充分利用鄭州市國際性綜合交通樞紐、域內(nèi)科教資源豐富、高端人才相對充足的區(qū)位優(yōu)勢，積極發(fā)展以信息、金融、物流為核心的現(xiàn)代服務業(yè)，優(yōu)化升級以商貿(mào)餐飲、旅游、房地產(chǎn)為主要代表的傳統(tǒng)服務業(yè)，加快第三產(chǎn)業(yè)的市場化、產(chǎn)業(yè)化和社會化進程，不斷滿足消費者日益增長的消費需求。

豫西、豫北地區(qū)以及平頂山、南陽二市屬于傳統(tǒng)工業(yè)發(fā)達地區(qū)，域內(nèi)礦產(chǎn)能源資源豐富，工業(yè)門類齊全、基礎好，域內(nèi)科研院所較多，區(qū)位優(yōu)勢顯著。因此，該區(qū)域要充分發(fā)揮科研院所資源優(yōu)勢，在傳統(tǒng)工業(yè)中引入高新技術，提高資源利用效率和工業(yè)制成品的科技含量;積極培育發(fā)展一批科技含量較高的高新技術產(chǎn)業(yè)，促進高新技術產(chǎn)業(yè)集群化、規(guī)?；l(fā)展，推動傳統(tǒng)制造業(yè)向高端制造業(yè)的轉型升級。

豫東、豫南地區(qū)屬省內(nèi)農(nóng)業(yè)發(fā)達地區(qū)，以平原為主的地形條件、密布的河網(wǎng)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)提供了優(yōu)越的自然條件。該區(qū)域要不斷鞏固提高第一產(chǎn)業(yè)的戰(zhàn)略基礎地位，利用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)優(yōu)勢，發(fā)展綠色農(nóng)業(yè)，不斷提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的科技化、產(chǎn)業(yè)化、機械化、市場化水平，著力提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力，在此基礎上以農(nóng)產(chǎn)品深加工為契機，延長農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈，建立健全具有區(qū)域特色的輕工業(yè)體系，提高輕工業(yè)生產(chǎn)能力;同時，利用好自身的勞動力資源優(yōu)勢和交通運輸優(yōu)勢，承接東部沿海地區(qū)的某些傳統(tǒng)制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)轉移，從而為經(jīng)濟的長遠發(fā)展打好產(chǎn)業(yè)基礎;開封市要充分發(fā)揮緊鄰省會的地緣優(yōu)勢，積極融入鄭汴一體化進程，推動自身產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。

2.加大對欠發(fā)達地區(qū)的扶持力度。河南省的經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)主要集中于豫東、豫南地區(qū)，這些地區(qū)的工業(yè)基礎較差，產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整較為滯后，缺乏優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)以及長期的經(jīng)濟發(fā)展動力。因此，要合理運用財政政策，加大對經(jīng)濟欠發(fā)達區(qū)域的財政轉移支付和政策支持力度，積極推進交通、通信、醫(yī)療衛(wèi)生等基礎設施建設，加大對該地區(qū)教育、科研領域的投資力度，積極引導省內(nèi)、省外資本流入該地區(qū)。

3.促進合理分工，推進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。由于歷史及現(xiàn)實因素的影響，河南省經(jīng)濟發(fā)展區(qū)域差異較大，為了進一步推動河南省經(jīng)濟發(fā)展，實現(xiàn)中原崛起的戰(zhàn)略目標，各地區(qū)在充分發(fā)揮比較優(yōu)勢、著力發(fā)展優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)的同時，要注重區(qū)域間發(fā)展政策的協(xié)調(diào)、產(chǎn)業(yè)布局的銜接。既要鼓勵各地區(qū)適度競爭，增強經(jīng)濟發(fā)展活力，又要堅持分工互補，提高區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展效益，推動河南省經(jīng)濟梯度發(fā)展。

參考文獻：

[1]干春暉，鄭若谷，余典范.中國產(chǎn)業(yè)結構變遷對經(jīng)濟增長和波動的影響[J].經(jīng)濟研究，2011，46（05）：4-16+31.

[2]陳兆明，李敏.產(chǎn)業(yè)結構高級化對經(jīng)濟增長影響的門檻特征分析[J].統(tǒng)計與決策，2019，35（22）：139-142.

[3]鄭蕊，何珊，王曉娟.我國產(chǎn)業(yè)結構合理化對經(jīng)濟增長的影響——基于結構偏離度改進視角[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2017（18）：164-166.

[4]李翔，鄧峰.中國產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化對經(jīng)濟增長的實證分析[J].工業(yè)技術經(jīng)濟，2017，36（02）：3-9.

[5]崔宏凱，魏曉.民間投資、產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長——基于我國省級動態(tài)面板數(shù)據(jù)的實證分析[J].經(jīng)濟問題，2018（01）：15-19.

[6]陳龍，王楠，馮麗麗.金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化與農(nóng)村經(jīng)濟增長關聯(lián)性研究——基于面板VAR模型的實證分析[J/OL].當代經(jīng)濟管理：1-15[2020-02-29].http：//kns.cnki.net/kcms/detail/13.1356.F.20191021.1319.002.html.

[7]嚴太華，宋喆，江唐洋.資源型城市收入差距、產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化與經(jīng)濟發(fā)展[J/OL].重慶大學學報（社會科學版）：1-11[2020-03-04].http：//kns.cnki.net/kcms/detail/50.1023.C.20191015.1450.002.html.

[8]張乃麗，歐家瑜.產(chǎn)業(yè)結構、生產(chǎn)率與經(jīng)濟增長“減速”：基于日本都道府縣面板數(shù)據(jù)的實證分析[J].山東大學學報（哲學社會科學版），2018（01）：102-110.

[9]賀珍瑞，洪梅香，牛芳兵.產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化和經(jīng)濟增長路徑的區(qū)域差異研究——以山東省為例[J].東岳論叢，2017，38（11）：144-150.

[10]胡之光，陳甬軍.所有制結構、產(chǎn)業(yè)結構與東北經(jīng)濟振興[J].財經(jīng)問題研究，2017（12）：97-103.

[11]吳瑾.居民消費結構、產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長[J].經(jīng)濟問題探索，2017（12）：18-22+180.

[12]李根.長江經(jīng)濟帶產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整與經(jīng)濟增長關系研究——以湖北省為例[J].湖北社會科學，2017（12）：60-65.

[13]王琛，蘇金梅，侯娜，孫鵬哲.經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)結構關系的實證研究——基于省級面板模型[J].內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學學報（自然科學版），2019，40（03）：84-91.

[14]張明龍，周劍勇.產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長關系的實證研究——以浙江省金華市為例[J].浙江師范大學學報（社會科學版），2015，40（05）：79-86.

作者單位：魏鴻吉、劉紅琨，吉林大學經(jīng)濟學院;張涵，四川大學經(jīng)濟學院