臺灣產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系實證分析

袁建文 李紅佳

[內(nèi)容提要]第一、二產(chǎn)業(yè)比重的不斷下降和第三產(chǎn)業(yè)比重的大幅上升構(gòu)成了1981年以來臺灣地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié) 構(gòu)演變的主要趨勢。運用協(xié)整理論和誤差修正模型對臺灣地區(qū)1981—2007年經(jīng)濟(jì)增長與產(chǎn)業(yè) 結(jié)構(gòu)間的關(guān)系進(jìn)行實證研究,結(jié)果表明,兩者之間呈現(xiàn)長期穩(wěn)定的協(xié)同互動關(guān)系 ,第三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用尤其明顯。

[關(guān)鍵詞] 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) 經(jīng)濟(jì)增長 協(xié)整檢驗 格蘭杰因果檢驗 臺灣

中圖分類號:F129?958 文獻(xiàn)標(biāo)識碼:A 文章編號:1007-1369(2009)3-0105-06

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是指生產(chǎn)要素在各產(chǎn)業(yè)部門之間的比例構(gòu)成和它們之間相互依存、相互制約的聯(lián)系 。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系極為密切。不同的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有不同的整體效益,從而導(dǎo)致經(jīng) 濟(jì)以不同的速度增長,而不同速度的經(jīng)濟(jì)增長又對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生不同的需求,從而促進(jìn)產(chǎn)業(yè) 結(jié)構(gòu)的變動?，F(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長的過程,是經(jīng)濟(jì)增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動相互促進(jìn)、聯(lián)系和不斷發(fā)展 的過程。[1]因此,研究經(jīng)濟(jì)增長不能不研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演進(jìn)。

本文將以臺灣地區(qū)1981—2007年的時間序列數(shù)據(jù)來分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。在 對臺灣地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演進(jìn)進(jìn)行描述性分析的基礎(chǔ)上,應(yīng)用動態(tài)計量經(jīng)濟(jì)分析方法,利用協(xié) 整理論與誤差修正模型對其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了實證分析,同時在二者協(xié)整關(guān) 系成立的條件下,研究了它們的因果關(guān)系。

臺灣地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變分析

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為產(chǎn)業(yè)間或部門間的生產(chǎn)聯(lián)系和比例關(guān)系,一般通過兩類指標(biāo)來反映:一類是產(chǎn) 出指標(biāo),由各產(chǎn)業(yè)部門提供的產(chǎn)品和服務(wù)構(gòu)成,一般用產(chǎn)值或增加值來表示,本文用各產(chǎn)業(yè) 增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重的變化情況進(jìn)行分析;另一類是投入指標(biāo),包括勞動力、資本和 人力資源、研究開發(fā)資本的投入,即各生產(chǎn)要素在各產(chǎn)業(yè)部門的配置比例和對比關(guān)系。由于 數(shù)據(jù)來源的限制,本文用勞動力投入來分析投入結(jié)構(gòu)的比例。由此將從產(chǎn)出層面和就業(yè)層面 對臺灣地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演變過程進(jìn)行詳細(xì)的分析。

由圖1可以看出,自1981年以來,臺灣地區(qū)三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動表現(xiàn)出明顯不同的態(tài)勢。從 三次產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重來看,第一產(chǎn)業(yè)持續(xù)下降,從1981年的7.1%下降到2007年的1 .5 1%;第二產(chǎn)業(yè)在經(jīng)過小幅度的上升之后,從1987年開始逐漸下降,2007年這一比重僅為27. 7 7%,減少了近17個百分點,下降幅度明顯;第三產(chǎn)業(yè)雖然有少數(shù)年份比重有所下降,但從整 體來看,一直保持著良好的增長勢頭,近30年來增長了20多個百分點,表現(xiàn)為大幅度上升。 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動態(tài)勢與20世紀(jì)80年代下半期以來臺灣產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的大調(diào)整不無聯(lián)系。一方面,服 務(wù)業(yè)迅速崛起,成為產(chǎn)業(yè)構(gòu)成的主導(dǎo)部門;另一方面,制造業(yè)由勞動密集產(chǎn)業(yè)向技術(shù)及資本 密集產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級,電子信息產(chǎn)業(yè)成為臺灣產(chǎn)業(yè)的主流。從臺灣的產(chǎn)業(yè)構(gòu)成看,“三、二、 一”的產(chǎn)業(yè)布局已經(jīng)形成,是一個以服務(wù)業(yè)為主干、制造業(yè)仍占舉足輕重地位的經(jīng)濟(jì)體系。

伴隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變遷,臺灣的就業(yè)結(jié)構(gòu)也發(fā)生了很大變化。從表1可以看出,三次產(chǎn)業(yè)對 就業(yè)面的影響在很大程度上與產(chǎn)出面的分析結(jié)果類似。具體而言:第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重連續(xù)下 降,而且下降幅度很大,從1981年的18.84%下降到2007年的5.28%,比產(chǎn)出面下降的幅度 要 大;第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重中間年份有輕微的上升,但總的來看趨于逐年下降,下降了近6個百 分點,下降幅度不很明顯;第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)比重與第一產(chǎn)業(yè)相反,表現(xiàn)為大幅度上升,考察 期間上升了近19個百分點,近年來第三產(chǎn)業(yè)吸納的勞動力占總就業(yè)量的比重更是逼近于60% 。綜上可知,臺灣地區(qū)從業(yè)人員在三次產(chǎn)業(yè)的分布呈現(xiàn)從第一、二產(chǎn)業(yè)向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的趨 勢,與三次產(chǎn)業(yè)增加值分布變動趨勢相仿。

臺灣地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長さ氖抵し治

經(jīng)典計量經(jīng)濟(jì)學(xué)建模過程中,通常假定經(jīng)濟(jì)時間序列是平穩(wěn)的,借此形式進(jìn)行數(shù)據(jù)收集、參 數(shù)估計以及模型檢驗。但是用于經(jīng)濟(jì)分析中的時間序列數(shù)據(jù)大多數(shù)是非平穩(wěn)的,不滿足平穩(wěn) 性的假定,若直接進(jìn)行傳統(tǒng)的回歸分析,則可能會帶來諸如“偽回歸”等不良后果,會影響 回歸分析的有效性,而對數(shù)據(jù)進(jìn)行差分變換后進(jìn)行回歸,又可能丟失長期信息。格蘭杰提出 的“協(xié)整理論”則提供了一種行之有效的處理非平穩(wěn)數(shù)據(jù)的方法,可用于檢驗經(jīng)濟(jì)時間序列 變量水平數(shù)據(jù)是否存在長期均衡關(guān)系,其分析的一般步驟是:首先,分析各變量的平穩(wěn)性, 在此基礎(chǔ)上檢驗變量之間的協(xié)整關(guān)系;然后,給出其誤差修正模型;最后,分析變量之間的 格蘭杰因果關(guān)系。[2]

本文樣本數(shù)據(jù)均來自臺灣行政院主計處2008年12月編印的《國民所得統(tǒng)計年報》(2007) ,使用的樣本區(qū)間為1981—2007年。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是國民經(jīng)濟(jì)各個產(chǎn)業(yè)部門之間的組織和構(gòu)成情 況以及它們所占的比重和相互關(guān)系。表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的變量通常有第一、二、三產(chǎn)業(yè)的增 加值結(jié)構(gòu)、勞動就業(yè)結(jié)構(gòu)、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)和技術(shù)結(jié)構(gòu)等。本文選用增加值結(jié)構(gòu)X1、X2、X3(分別 代表臺灣地區(qū)第一、二、三產(chǎn)業(yè)的增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重)來表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。對于經(jīng) 濟(jì)增長,為了消除價格變動的影響,本文用按照2001年不變價格計算的各年國內(nèi)生產(chǎn)總值GD P來表示。由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不改變原來的協(xié)整關(guān)系,為了消除或減小時序數(shù)據(jù)的異 方差,使得數(shù)據(jù)更為平滑,對四個變量數(shù)據(jù)取自然對數(shù),分別表示為LGDP、LX1、LX2和LX3 ,同時分別以DLGDP、DLX1、DLX2和DLX3表示其一階差分。

1.單位根平穩(wěn)性檢驗

時間序列平穩(wěn)性的檢驗方法目前最常用的主要是單位根檢驗,如Dickey.Fuller檢驗和Phil lips.Perron檢驗等。但為了保證單位根檢驗的有效性,人們常用拓展的DF檢驗,也即ADF 檢 驗。本文正是采用ADF方法檢驗變量是否存在單位根。運用Eviews5.0計量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件對臺 灣 地區(qū)的LGDP、LX1、LX2和LX3以及DLGDP、DLX1、DLX2和DLX3進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗,檢驗結(jié)果如表 2所示。

通過表2的檢驗結(jié)果可以看出,變量LGDP、LX1、LX2和LX3在5%的顯著性水平下不能拒絕含 有單位根的原假設(shè),說明水平序列是非平穩(wěn)的,含有單位根;而各變量DLGDP、DLX1、DLX2 和DLX3在5%顯著性水平下拒絕了原假設(shè),說明各個變量一階差分序列是平穩(wěn)的,是一階單整 序列。

2.協(xié)整檢驗

單位根檢驗結(jié)果表明,所研究的變量都包含一個單位根,可以進(jìn)一步檢驗變量之間是否存在 長期的均衡關(guān)系——協(xié)整關(guān)系。協(xié)整關(guān)系的基本思想是:如果兩個或兩個以上的時間序列變 量是非平穩(wěn)的,但它們的某種線性組合若表現(xiàn)出平穩(wěn)性,則這些變量之間存在長期均衡關(guān)系 。協(xié)整性的檢驗可以通過檢驗回歸方程的殘差項是否存在單位根,如果殘差序列是平穩(wěn)的, 則可以判斷變量序列間具有協(xié)整關(guān)系。[3]LGDP對LX1、LX2和LX3進(jìn)行OLS回歸,結(jié) 果如下:LGDP = .0.620196*LX1 + 1.935788*LX2 + 3.803311*LX3 .

6.055300(.5.792963)(4.093832)(5.500078)(.1.394218 )R2=0.985300

SE=0.064519

DW=0.917086

F=513.8594

從第一部分的分析結(jié)果可以知道,隨著GDP的增長第二產(chǎn)業(yè)的增加值比重是下降的,兩者呈 現(xiàn)負(fù)相關(guān)的關(guān)系,而從回歸結(jié)果看LX2的參數(shù)估計值是正的,不符合經(jīng)濟(jì)理論,并且經(jīng)過計 算各解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)可知,LX1、LX2和LX3相互之間高度相關(guān),顯然存在嚴(yán)重的多 重共線性,特別是LX2和LX3之間高度相關(guān)。為了消除多重共線性,做LX1和LX2之間的輔助回 歸得兩者關(guān)系式為LX1=0.336159*LX2,并結(jié)合變量變換法進(jìn)行回歸,結(jié)果為:LGDP = .0.171656*(1/0.336159*LX1+LX2) + 1.424362*LX3 + 11. 049841(.3.661745)(2.411604)(4.022605)R2=0.972534

SE=0.086333

DW=0.383207

F=424.8990

上述變換基本消除了多重共線性,可以據(jù)此進(jìn)行進(jìn)一步分析。為了檢驗回歸參差的平穩(wěn)性, 在Eviews5.0中令ecm=resid就可以得到殘差序列。對殘差項進(jìn)行ADF單位根檢驗,得結(jié)果為 :

從上表中可以看出,在5%的顯著性水平上拒絕ecm是單位根過程的原假設(shè),說明該殘差序列 是平穩(wěn)序列,該協(xié)整關(guān)系成立,說明1981—2007年間臺灣地區(qū)GDP與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)間存在著長期 均 衡關(guān)系。雖然這種關(guān)系在短期內(nèi)會被破壞,但其偏離長期的偏差是平穩(wěn)的,其各變量的系數(shù) 也都符合經(jīng)濟(jì)意義。回歸結(jié)果表明,從長期來看,第一、二產(chǎn)業(yè)增加值結(jié)構(gòu)每變動1%,臺灣 經(jīng)濟(jì)總量將分別反向變動0.5106%和0.1717%,第三產(chǎn)業(yè)增加值結(jié)構(gòu)每變動1%,臺灣經(jīng)濟(jì)總 量將同向變動1.4244%,說明第三產(chǎn)業(yè)增加值比重的上升將帶動經(jīng)濟(jì)增長。

3.誤差修正模型(ECM)

誤差修正模型的基本思路是,若變量間存在協(xié)整關(guān)系,表明這些變量間存在著長期穩(wěn)定的關(guān) 系,而這種長期穩(wěn)定的關(guān)系在短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持。之所以如此,是因為 誤差修正機(jī)制在起作用,防止了長期關(guān)系的偏差在規(guī)?；驍?shù)量上的擴(kuò)大。為彌補(bǔ)協(xié)整關(guān)系只 反映變量之間長期均衡關(guān)系的不足,可通過建立誤差修正模型對序列的短期波動關(guān)系進(jìn)行解 釋來作為協(xié)整回歸模型的補(bǔ)充,由此把長期關(guān)系和短期動態(tài)特征結(jié)合在一個模型中。利用LG DP與LX1、LX2和LX3的長期均衡方程,建立經(jīng)濟(jì)增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的誤差修正模型為:DLGDP=0.573956*DLGDP (.2) + 0.603706*DLGDP (.3) + 0.183447* DLX1 (.1)

(2.284321)

(3.658828)

(2.778033)+ 0.196275*DLX2 (.2) . 0.911577*DLX3 (.1) . 0.162768 *ECM (.1) + 0.015244 (0.812953) (.2.309602) (.2.103884)(1. 088364)R2=0.703036

SE=0.017128

DW=2.010391

F=6.313098

其中的誤差項反映了長期均衡對短期波動的影響,系數(shù)為負(fù)符合反向修正機(jī)制,且由于其短 期調(diào)整系數(shù)是顯著的,表明每年實際GDP與其長期均衡值的偏差中的16.28%被修正,使得經(jīng) 濟(jì)增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系不會過多地偏離長期的均衡狀態(tài)。根據(jù)模型的參數(shù)值,臺灣地區(qū)第 一、二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的短期變動對GDP的波動存在正向影響,而第三產(chǎn)業(yè)上一期的結(jié)構(gòu)變動將引 起該地區(qū)本期的GDP反向變化0.9116%。這是由于,21世紀(jì)以來臺灣內(nèi)部需求急劇萎縮,服 務(wù) 業(yè)水平較低、競爭力較弱的脆弱性便凸顯了出來,導(dǎo)致對總體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動力逐漸弱化。 此外,前幾期GDP的變化將引起該地區(qū)本期GDP同向變化,反應(yīng)了慣性的延續(xù)。

4.格蘭杰因果關(guān)系檢驗

格蘭杰因果關(guān)系檢驗的前提條件是非平穩(wěn)序列的線性組合必須具備協(xié)整性。上面分析可知, 序列LGDP與LX1、LX2和LX3之間存在協(xié)整關(guān)系,因此可以利用格蘭杰因果關(guān)系檢驗分析產(chǎn)業(yè) 結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長之間是否存在因果關(guān)系。臺灣地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動與經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰因果關(guān) 系檢驗結(jié)果(取10%的顯著性水平)如表4所示:

表4數(shù)據(jù)表明,在10%顯著性水平下,三次產(chǎn)業(yè)在對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)方面,第二、三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變 動是經(jīng)濟(jì)增長的原因,同時,經(jīng)濟(jì)增長也導(dǎo)致兩者結(jié)構(gòu)的變動,構(gòu)成了雙向因果關(guān)系;第一 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動不是經(jīng)濟(jì)增長的原因,而經(jīng)濟(jì)增長卻是第一產(chǎn)業(yè)增加值結(jié)構(gòu)變化的原因。再者 ,LX2和LX3之間存在弱互為因果關(guān)系,LX3構(gòu)成了LX1的格蘭杰原因。由此可見,臺灣經(jīng)濟(jì)增 長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間的作用方向是,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整尤其是第三產(chǎn)業(yè)增加值比重的上升能促 進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長,反過來,經(jīng)濟(jì)增長也能促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整;第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展為第三產(chǎn)業(yè)的發(fā) 展提供了有力支持,而第三產(chǎn)業(yè)的快速增長也加快了第一、二產(chǎn)業(yè)的升級與增長方式的轉(zhuǎn)變 。

結(jié)論

本文研究了1981年以來臺灣地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系,從三次產(chǎn)業(yè)增加值結(jié)構(gòu)和 就業(yè)結(jié)構(gòu)兩個層面對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演進(jìn)過程進(jìn)行了分析,并利用1981—2007年的相關(guān)數(shù)據(jù)對產(chǎn) 業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了實證分析,得出了如下一些基本結(jié)論:

(1)自1981年以來,臺灣地區(qū)的增加值結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生了顯著變化,綜合表現(xiàn)為第一、 二產(chǎn)業(yè)所占比重持續(xù)下降而第三產(chǎn)業(yè)比重大幅上升,其“三、二、一”的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)一步加 強(qiáng),產(chǎn)業(yè)高級化水平增強(qiáng)。但第二產(chǎn)業(yè)所占比重依然很高,其帶動經(jīng)濟(jì)增長的作用不容忽視 ?？傮w來看,服務(wù)業(yè)在臺灣經(jīng)濟(jì)體系中居于主導(dǎo)地位,但制造業(yè)仍占舉足輕重的地位。

(2)盡管臺灣地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平序列都是非平穩(wěn)的,但長期而言存在著某種經(jīng)濟(jì) 機(jī)制使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間具有共同的隨機(jī)變動趨勢。經(jīng)過協(xié)整檢驗,二者之間存在長 期的動態(tài)均衡關(guān)系,并且長期內(nèi)經(jīng)濟(jì)總量增長與第三產(chǎn)業(yè)增加值結(jié)構(gòu)同向變動,而與第一、 二產(chǎn)業(yè)增加值結(jié)構(gòu)呈反向變動,提高第三產(chǎn)業(yè)的比重有利于經(jīng)濟(jì)增長。

(3)誤差修正模型的結(jié)果表明了臺灣產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間的短期動態(tài)關(guān)系,其實際經(jīng)濟(jì) 產(chǎn)出的短期變動可以分為兩部分,一部分是短期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的影響,一部分是偏離長期均 衡的影響。具體來說,上一年的非均衡誤差對本年度的被解釋變量進(jìn)行反向修正,使得產(chǎn)業(yè) 結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系不會過多地偏離長期的均衡狀態(tài),并且隨著第三產(chǎn)業(yè)對總體經(jīng)濟(jì)發(fā)展 的推動力逐漸減弱,使得第一、二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的短期變動將引起GDP的變動同向變化,而第三 產(chǎn)業(yè)的短期變動則對GDP的變動存在負(fù)向影響。

(4)格蘭杰因果關(guān)系檢驗的結(jié)果表明,臺灣地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的原因,同時,產(chǎn) 業(yè)結(jié)構(gòu)的相應(yīng)調(diào)整尤其是第三產(chǎn)業(yè)比重的上升構(gòu)成了經(jīng)濟(jì)增長的原因,二者之間是互為因果 的關(guān)系。同時,第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動構(gòu)成了第一、二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的原因,其互相作用促進(jìn)了 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。臺灣地區(qū)作為較發(fā)達(dá)地區(qū),其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟(jì)增長的作用較為明 顯;而筆者研究廣東省經(jīng)濟(jì)并未有此關(guān)系,但珠三角地區(qū)有此關(guān)系;通過文獻(xiàn)得知,長.株. 潭城市群和長江三角洲16城市均有此關(guān)系;[4][5]可以預(yù)知,作為發(fā)展還 不平衡的中國,整體經(jīng)濟(jì)應(yīng)未有此關(guān)系,但隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,此關(guān)系越來越明顯。

ぷ⑹:

[1]袁建文.廣東省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動對經(jīng)濟(jì)增長的影響.廣東經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院學(xué)報,200 3(4)

[2]劉建平等.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實證分析——以廣東省為例.統(tǒng)計與決策 ,2006(1)

[3]袁建文.計量經(jīng)濟(jì)學(xué)實驗教程.科學(xué)出版社,2008

[4]張根明等.長.株.潭城市群產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系實證研究.價值工程,2008( 12)

[5]王琳.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長動態(tài)關(guān)系的實證研究——基于長江三角洲16城市的統(tǒng) 計數(shù)據(jù).江淮論壇,2008(4)

(責(zé)任編輯:張曉薇)