產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、資源稟賦與經(jīng)濟增長

劉忠濤，金洪云

（中國人民大學農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學院，北京100872）

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、資源稟賦與經(jīng)濟增長

劉忠濤，金洪云

（中國人民大學農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學院，北京100872）

除外生性技術(shù)進步和人均資本存量的增加對絕大多數(shù)省域經(jīng)濟增長有正面影響外，為實現(xiàn)省域經(jīng)濟高質(zhì)量的可持續(xù)發(fā)展，單純考慮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的影響是不夠的，需結(jié)合全局性要素（三產(chǎn)價格）和地區(qū)性要素（人均資本存量）的變化。利用GDP函數(shù)綜合考察了勞動力、資本存量、技術(shù)進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)價格因素對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響，利用1994-2006年中國24個省市（區(qū)）的面板數(shù)據(jù)實證度量了上述因素對經(jīng)濟增長的貢獻，認為增加人均資本存量、提升技術(shù)創(chuàng)新能力對省域經(jīng)濟長期持續(xù)增長非常重要，而省域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整需考慮三產(chǎn)價格和人均資本存量的變化，不能一概視之。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；資源稟賦；經(jīng)濟增長；GDP函數(shù)

經(jīng)濟增長為宏觀經(jīng)濟的四大目標之一，各國政府都在積極采取各種政策措施，以實現(xiàn)經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定增長。［1］改革開放以來，中國經(jīng)濟保持著持續(xù)快速增長的勢頭，1978-2007年間年均經(jīng)濟增長率為9.48%。期間，中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生了重大變化：第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重從28.19%下降至11.26%；第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重在41.34%到48.68%之間波動；第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重從23.94%上升至40.10%。①數(shù)據(jù)來源：國泰安研究服務中心“分省宏觀經(jīng)濟”數(shù)據(jù)。然而成功背后也產(chǎn)生了很多的問題，尤其是對于未來中國經(jīng)濟能否保持持續(xù)穩(wěn)定的發(fā)展問題。為了尋求答案，我們應該更好地總結(jié)中國經(jīng)濟增長的源泉，從而為未來的進一步發(fā)展指明方向。［2］

對于經(jīng)濟增長的根源，傳統(tǒng)經(jīng)濟增長理論一般認為經(jīng)濟增長是由于資本積累、勞動力增加和技術(shù)進步長期作用的結(jié)果，很長時期內(nèi)忽略了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變與經(jīng)濟增長的內(nèi)在聯(lián)系。20世紀60年代以后，許多經(jīng)濟學家，如庫茲涅茨、羅斯托和錢納里等，在經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關系上進行了深入研究。［3］

一是基于Cobb-Douglas函數(shù)的研究。樊勝根等利用雙對數(shù)函數(shù)模型，在傳統(tǒng)的經(jīng)濟增長要素土地、勞動力、資本和技術(shù)進步的基礎上，加入了結(jié)構(gòu)調(diào)整因素，即資源從低效率生產(chǎn)部門到高效率生產(chǎn)部門的轉(zhuǎn)移，以分省、分部門的1978-1995年的GDP估計了有偏技術(shù)進步的生產(chǎn)函數(shù)，嘗試解釋中國經(jīng)濟飛速增長的原因。［2］劉偉等把產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)視為制度因素的要素重構(gòu)了Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，同樣利用雙對數(shù)函數(shù)經(jīng)驗分析了中國1992-2000年地區(qū)GDP與地區(qū)三產(chǎn)及資本、勞動力要素之間的關系。［4］黃茂興等以中國1991-2007年間的省域，包括31個省市（區(qū)）的宏觀數(shù)據(jù)，對地區(qū)人均產(chǎn)出與資本-勞動比率和全國人均產(chǎn)出之間的關系進行了類似的經(jīng)驗分析。［5］

二是基于“轉(zhuǎn)化份額分析”方法的研究。劉偉等利用該方法將經(jīng)濟總體的勞動生產(chǎn)率的增長率所受影響分解為靜態(tài)結(jié)構(gòu)變遷效應、動態(tài)結(jié)構(gòu)變遷效應和生產(chǎn)率增長效應，以中國1978-2006年的數(shù)據(jù)為基礎經(jīng)驗分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對勞動生產(chǎn)率的貢獻；利用規(guī)模報酬不變和技術(shù)進步中性的生產(chǎn)函數(shù)，將GDP增長所受影響分為資本投入增長效應、勞動投入增長效應、“凈技術(shù)進步效應”和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷效應，以中國1978-2006年的數(shù)據(jù)為基礎經(jīng)驗分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對全要素生產(chǎn)率增長的貢獻。［6］張輝等以北京市1986-2007年的數(shù)據(jù)為基礎經(jīng)驗分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對勞動生產(chǎn)率及全要素生產(chǎn)率的貢獻［7］。

三是基于“偏離-份額分析”方法的研究。徐捷錦等利用該方法確定區(qū)域經(jīng)濟增長與地區(qū)份額因素、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素和區(qū)位因素的關系，以1978-2005年全國及重慶市的三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的數(shù)據(jù)對模型進行了經(jīng)驗分析。［8］郭愛君等以西北五省區(qū)1992-2007年統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行了類似的經(jīng)驗分析［9］。

四是基于“投入產(chǎn)出分析技術(shù)”的研究。利用已有的1987、1990、1992、1995、1997、2000和2002年及其推算的2005年三部門的投入產(chǎn)出表，通過三大產(chǎn)業(yè)部門直接消耗系數(shù)矩陣和中間需求消耗矩陣時間序列，劉偉等研究了技術(shù)進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動及價格變化對整個國民經(jīng)濟中間消耗水平的影響，進而考察他們對改善經(jīng)濟增長效率所做的貢獻。［10］利用2002年我國最新投入產(chǎn)出表及1997年投入產(chǎn)出表，王岳平等計算了各部門的直接消耗系數(shù)、完全消耗系數(shù)、影響力程度和影響力系數(shù)、感應程度和感應度系數(shù)、各項最終需求的誘發(fā)額和誘發(fā)系數(shù)、各部門對最終需求的依存度、總體聯(lián)系等指標，分析了國民經(jīng)濟中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關聯(lián)特征，揭示了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的內(nèi)在機理，并從需求管理的角度提出了各項需求政策所帶來的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響。［11］

總結(jié)以往的研究，可知：經(jīng)濟增長研究中除考慮傳統(tǒng)要素（勞動力、資本存量和技術(shù)進步）外，也要考慮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)要素；地區(qū)勞動力、資本存量等稟賦要素和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)要素存在差異，其對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響也存在差異；產(chǎn)業(yè)價格變化對國民經(jīng)濟中間消耗水平產(chǎn)生影響，因而影響經(jīng)濟增長。建立完整的、內(nèi)在邏輯一致的理論框架或模型來綜合考慮這些因素對經(jīng)濟增長的影響是十分必要的，而這樣的理論框架或模型至今沒有建立。本文利用生產(chǎn)理論的分析方法，基于有約束的利潤函數(shù)的前沿研究構(gòu)建理論框架，利用數(shù)理推導演繹包含勞動力、資本存量、技術(shù)進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)價格要素的經(jīng)濟增長方程，并利用可得的省域宏觀數(shù)據(jù)進行經(jīng)驗分析。

一、理論分析

遵從Avinash Dixit和Victor Norman［12］以及A.D.Woodland［13］的標準論述。考慮一個小的開放經(jīng)濟，有固定的聚集性因子供給、有固定的規(guī)模報酬和有競爭性的市場出清為其特征。眾所周知，這個經(jīng)濟的一般均衡將是求得最終產(chǎn)品價值的最大化。這種最大化問題的一個通常的公式性描述是：

這里，x為最終產(chǎn)品向量，p為最終產(chǎn)品價格的向量，T（v）為稟賦的凸性生產(chǎn)集合。這個問題的解將是GDP的最大值，當Y= r（p；v）［14］時。只要這個利潤函數(shù)r（p；v）是二次連續(xù)可微的，即要求因子之間存在平滑的可替代性，并且至少因子有與產(chǎn)品一樣多的數(shù)目（M≥N），那么，凈產(chǎn)出供給的向量xi（p；v）就由r（p；v）關于P的梯度來給出：

其中，r（p；v）是非負的，于p是線性齊次的、凸的和連續(xù)的，于v是線性齊次的、對于所有固定的p是非增的、凹的和連續(xù)的。［16］

若考慮外生性的Hicks中性技術(shù)進步，GDP可表示為

根據(jù)式（1.2），有i

求式（1.4）關于時間的導數(shù)，有

其中，Vi表示第i部門產(chǎn)值占GDP的比重。因此，

遵循Diewert［16］和新古典經(jīng)濟增長理論的假定，可知：

其中，c表示常數(shù)。

因此，基于對偶理論有約束的利潤函數(shù)（特例GDP函數(shù)）經(jīng)演繹給出的經(jīng)濟增長方程指出：經(jīng)濟增長有賴于結(jié)構(gòu)（Vi）、價格（pi）、稟賦（vk）和技術(shù)進步（θ）的變化。

二、經(jīng)驗模型

把國民經(jīng)濟總體劃分為三次產(chǎn)業(yè)，從而劃分了V和p；根據(jù)新古典經(jīng)濟學關于經(jīng)濟增長的經(jīng)典研究，v由勞動力（L）和資本（K）構(gòu)成。因此，式（1.1）可以重構(gòu)為:

根據(jù)式（1.7）和（2.1），有

根據(jù)式（1.9），有

在人均水平上考慮GDP增長，整理式（2.3），有

根據(jù)人均實際GDP增長率的界定g=gy-（VAgPA+VIgPI+VSgPS），修正式（2.4），有

這就是綜合考慮勞動力、資本存量、技術(shù)進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)價格要素的經(jīng)濟增長方程。因此，在經(jīng)驗分析中共有10個參數(shù)有待估計。

三、經(jīng)驗分析

根據(jù)“理論分析”的內(nèi)容，中國內(nèi)部各省市（區(qū)）經(jīng)濟體滿足標準論述；根據(jù)“經(jīng)驗模型”的內(nèi)容，為考察地區(qū)經(jīng)濟增長問題，經(jīng)驗分析中需要使用到的地區(qū)數(shù)據(jù)有：人均實際地區(qū)生產(chǎn)總值增長率、三產(chǎn)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重、三產(chǎn)產(chǎn)出價格指數(shù)增長率、人均資本存量增長率。

（一）數(shù)據(jù)描述

1.人均實際地區(qū)生產(chǎn)總值增長率。利用“地區(qū)生產(chǎn)總值”計算“名義地區(qū)生產(chǎn)總值增長率”，“地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)”以基年計算“價格指數(shù)增長率”，“就業(yè)人員”計算“就業(yè)人員增長率”，最后根據(jù)g=gY-gp-gL計算“‘勞均’實際地區(qū)生產(chǎn)總值增長率”替代“人均實際地區(qū)生產(chǎn)總值增長率”。

2.三產(chǎn)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重?！叭a(chǎn)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重”的數(shù)據(jù)可直接得到。

3.三產(chǎn)產(chǎn)出價格指數(shù)增長率。利用“地區(qū)生產(chǎn)總值三產(chǎn)數(shù)據(jù)”計算“名義地區(qū)三產(chǎn)總值增長率gNYi”，“地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)三產(chǎn)數(shù)據(jù)”計算“實際地區(qū)三產(chǎn)產(chǎn)出增長率gRYi”，最后根據(jù)gpi=gNYi-gRYi以基年計算“三產(chǎn)產(chǎn)出價格指數(shù)增長率”。

4.人均資本存量增長率。參照張軍等的做法［17］，利用“固定資本形成總額”構(gòu)造“當年投資”，“固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)”構(gòu)造“投資品價格指數(shù)”，“經(jīng)濟折舊率”為9.6%，以基年“固定資本形成總額”除以10%構(gòu)造“基年物質(zhì)資本存量”，根據(jù)上述數(shù)據(jù)計算“資本存量數(shù)據(jù)”，最后根據(jù)gk=gK-gL計算“‘勞均’資本存量增長率”替代“人均資本存量增長率”。

5.經(jīng)驗分析所用數(shù)據(jù)說明。（1）經(jīng)驗分析數(shù)據(jù)起止年限?！笆∮蚝暧^數(shù)據(jù)”中僅有1994-2008年“固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)”，因此在經(jīng)驗研究中以1994年為基年；2007年《中國統(tǒng)計年鑒》中缺失“就業(yè)人員”統(tǒng)計數(shù)據(jù)，因此經(jīng)驗研究中以2006年為終點。（2）省域宏觀數(shù)據(jù)選擇。本文的經(jīng)驗分析主要針對中國大陸地區(qū)，因此，香港、澳門、臺灣地區(qū)數(shù)據(jù)被剔除；“省域宏觀數(shù)據(jù)”中重慶1993-1995年數(shù)據(jù)缺失，因此被剔除；廣東、海南、西藏部分年份“固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)”缺失，因此被剔除；福建、云南2006年“就業(yè)人員”數(shù)據(jù)缺失，因此被剔除；安徽“三產(chǎn)價格指數(shù)數(shù)據(jù)”中“工業(yè)品價格指數(shù)增長率”累計值在2001-02、05-06出現(xiàn)低于基年，可視為“問題數(shù)據(jù)”，因此被剔除。

（二）經(jīng)驗結(jié)果

利用EViews3.1軟件中“Pooled Least Squares”方法，其參數(shù)估計值詳見表1。其中，統(tǒng)計量R2為0.9860，AdjR2為0.9399，F(xiàn)檢驗量為21.3483，Durbin-Watson檢驗量為2.8803①根據(jù)式（1.1）和新古典經(jīng)濟增長理論的研究進展，Durbin-Watson值過高可能是因為資源稟賦中“土地（或耕地）”要素的缺失，而“省份數(shù)據(jù)”中這部分數(shù)據(jù)不完整，因此暫時無法補齊估計。?？梢暈榻?jīng)驗估計有效。

表1 式（2.5）中參數(shù)估計的結(jié)果

續(xù)表：

閱讀表1，可知：

1.技術(shù)進步效應gθ。

除青海之外，技術(shù)進步變化對經(jīng)濟增長均有正面影響，盡管北京、黑龍江、湖南、寧夏的正面影響不顯著。其中，對浙江、河北、江蘇、山東、吉林、天津、上海、廣西、內(nèi)蒙古的正面影響尤為突出。

2.產(chǎn)業(yè)價格彈性效應

（1）農(nóng)業(yè)產(chǎn)出-工業(yè)價格彈性εAI。

河北、浙江、湖北、甘肅為正，吉林、四川、陜西為負，均顯著；天津、山西、遼寧、黑龍江、上海、江蘇、山東、廣西、青海為正，北京、內(nèi)蒙古、江西、河南、湖南、貴州、寧夏、新疆為負，但均不顯著。

（2）農(nóng)業(yè)產(chǎn)出-服務業(yè)價格彈性εAS。

吉林為正，天津、河北、江西、湖北、四川、甘肅為負，均顯著；內(nèi)蒙古、遼寧、河南、貴州、陜西、寧夏為正，北京、山西、黑龍江、上海、江蘇、浙江、山東、湖南、廣西、青海、新疆為負，但均不顯著。

（3）工業(yè)產(chǎn)出-工業(yè)價格彈性εII。

浙江、四川、甘肅為正，山西為負，均顯著；北京、天津、河北、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、江西、山東、河南、湖南、陜西為正，湖北、廣西、貴州、青海、寧夏、新疆為負，但均不顯著。

（4）工業(yè)產(chǎn)出-服務業(yè)價格彈性εIS。

河北、四川、甘肅為正且顯著；北京、天津、山西、黑龍江、上海、江蘇、浙江、湖北、湖南、廣西、青海、新疆為正，內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、江西、山東、河南、貴州、陜西、寧夏為負，但均不顯著。

（5）服務業(yè)產(chǎn)出-工業(yè)價格彈性εSI。

吉林為正，浙江、湖北、四川、甘肅為負，均顯著；山西、內(nèi)蒙古、貴州、陜西、青海、寧夏、新疆為正，北京、天津、河北、遼寧、黑龍江、上海、江蘇、江西、山東、河南、湖南、廣西為負，但均不顯著。

（6）服務業(yè)產(chǎn)出-服務業(yè)價格彈性εSS。

河北、四川為負且顯著；北京、天津、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、江西、山東、河南、貴州、陜西、寧夏為正，山西、黑龍江、上海、江蘇、浙江、湖北、湖南、廣西、甘肅、青海、新疆為負，但均不顯著。

3.資源稟賦效應。

（1）農(nóng)業(yè)產(chǎn)出-資本存量數(shù)量彈性ηAK。

河北、四川為正且顯著；內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、江蘇、浙江、江西、山東、湖南、廣西、陜西、寧夏、新疆為正，北京、天津、山西、上海、河南、湖北、貴州、甘肅、青海為負，但均不顯著。

（2）工業(yè)產(chǎn)出-資本存量數(shù)量彈性ηIK。

甘肅為正，浙江為負，均顯著；北京、天津、河北、遼寧、吉林、上海、江蘇、江西、山東、河南、湖北、四川、貴州、陜西為正，山西、內(nèi)蒙古、黑龍江、湖南、廣西、青海、寧夏、新疆為負，但均不顯著。

（3）服務業(yè)產(chǎn)出-資本存量數(shù)量彈性ηSK。

浙江為正，四川、甘肅為負，均顯著；天津、山西、內(nèi)蒙古、黑龍江、上海、湖北、湖南、廣西、貴州、青海、寧夏、新疆為正，北京、河北、遼寧、吉林、江蘇、江西、山東、河南、陜西為負，但均不顯著。

鑒于以下事實：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)自身變化的速度緩慢，短期內(nèi)三產(chǎn)份額波動較??；政府調(diào)控可直接影響農(nóng)產(chǎn)品價格、資本存量和技術(shù)進步；產(chǎn)出價格彈性、產(chǎn)出數(shù)量彈性已被有效估計。若假定其他條件不變的情況下，情況1：技術(shù)進步率提高1%；情況2：農(nóng)產(chǎn)品價格增長1%；情況3：人均資本存量增加1%。根據(jù)2008年地區(qū)三產(chǎn)份額數(shù)據(jù)擬合結(jié)果見表2。

表2 2008年各部分變動的經(jīng)濟增長貢獻數(shù)據(jù)擬合

閱讀表2，可知：

1、從總體上而言，外生的技術(shù)進步對內(nèi)蒙古、吉林、浙江、廣西、四川、寧夏和新疆更為重要；外生的農(nóng)產(chǎn)品價格增長對河北和江蘇更為重要；外生的人均資本存量增長對其他省份更為重要。

2、若僅有外生的農(nóng)產(chǎn)品價格增長，則農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)GDP份額的上升對江西、四川、青海更為重要；工業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)GDP份額的上升對內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、山東、河南、貴州、陜西、寧夏和新疆更為重要；服務業(yè)產(chǎn)值占GDP份額的上升對其他省份更為重要。

3、若僅有外生的人均資本存量增長，則農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)GDP份額的上升對四川更為重要；工業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)GDP份額的上升對北京、天津、河北、遼寧、吉林、上海、江蘇、江西、河南、陜西和甘肅更為重要；服務業(yè)產(chǎn)值占GDP份額的上升對其他省份更為重要。

四、結(jié)論

本文利用基于有約束的利潤函數(shù)研究的GDP函數(shù)綜合考察了勞動力、資本存量、技術(shù)進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)價格因素對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響，利用1994-2006年中國24個省市（區(qū)）的面板數(shù)據(jù)實證度量了上述因素對經(jīng)濟增長的貢獻，并對技術(shù)進步、價格、人均資本存量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對經(jīng)濟增長率的影響進行了比較。

研究表明，上述因素的變化對地區(qū)經(jīng)濟增長的貢獻存在差異：外生技術(shù)進步對各地區(qū)（青海除外）經(jīng)濟增長均產(chǎn)生正面影響；人均資本存量的提高對于大多數(shù)地區(qū)經(jīng)濟增長產(chǎn)生較高的正面影響；而農(nóng)產(chǎn)品價格提高僅對河北、江蘇經(jīng)濟增長產(chǎn)生較高的正面影響；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響應綜合價格和人均資本存量要素。因此，增加人均資本存量、提升技術(shù)創(chuàng)新能力是實現(xiàn)省域經(jīng)濟長期持續(xù)增長的必由之路，而針對經(jīng)濟增長的地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整需考慮全局性要素（三產(chǎn)價格）和地區(qū)性要素（人均資本存量）的變化，不能一概視之。

［1］林秀梅.經(jīng)濟增長、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)與就業(yè)的互動機理［J］.社會科學戰(zhàn)線，2009（4）：101-103.

［2］樊勝根，張曉波，Sherman Robinson.中國經(jīng)濟增長和結(jié)構(gòu)調(diào)整［J］.經(jīng)濟學，2002，2（1）：181-198.

［3］段利民，杜躍平.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關系Granger檢驗研究［J］.生態(tài)經(jīng)濟，2009（7）：101-104.

［4］劉偉，李紹榮.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟，2002（5）：14-21.

［5］黃茂興，李軍軍.技術(shù)選擇、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟增長［J］.經(jīng)濟研究，2009（7）：143-151.

［6］劉偉，張輝.中國經(jīng)濟增長中的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷和技術(shù)進步［J］.經(jīng)濟研究，2008（11）：4-15.

［7］張輝，王曉霞.北京市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對經(jīng)濟增長貢獻的實證研究［J］.經(jīng)濟科學，2009（4）：53-61.

［8］徐捷錦，黃志亮，周兵.重慶市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長實證分析［J］.軟科學，2008，22（9）：95-99.

［9］郭愛君，張惠茹.西北地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的效應分析——基于偏離-份額分析法［J］.改革與戰(zhàn)略，2009，25（1）：137-139，183.

［10］劉偉，蔡志洲.技術(shù)進步、結(jié)構(gòu)變動與改善國民經(jīng)濟中間消耗［J］.經(jīng)濟研究，2008（4）：4-14，40.

［11］王岳平，葛岳靜.我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的投入產(chǎn)出關聯(lián)特征分析［J］.管理世界，2007（2）：61-68.

［12］Avinash Dixit and Norman Victor.The Theory of International Trade［M］.Cambridge University Press,1980：1-2.

［13］Woodland A.D.International Trade and Resources Allocation［M］.North-Holland Publishing Company,1982:2-4.

［14］Melvyn Fuss and Daniel McFadden.Production Economics：A Dual Approach to Theory and Applications［M］.North-Holland PublishingCompany,1978：66-73.

［15］James Harrigan.Technology，F(xiàn)actor Supplies,and International Specialization：Estimating the Neoclassical Model［J］.American Economic Review,1997(87):475-494.

［16］Diewert W.E.Functional Forms for Profit and Transformation Functions［J］.Journalof Economic Theory，1973，6（3）：284-316.

［17］張軍，吳桂英，張吉鵬.中國省際物質(zhì)資本存量估算：1952-2000［J］.經(jīng)濟研究，2004（10）：35-44.

（責任編輯：佟群英）

book=169,ebook=169

F 121.3

A

1001-4225（2010）05-0080-07

2010-04-08

劉忠濤（1978-），男，吉林榆樹人，中國人民大學農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學院管理學博士生，中國防衛(wèi)科技學院講師。金洪云（1965-），男，吉林長春人，中國人民大學農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學院副教授。