新常態(tài)下的經(jīng)濟(jì)增長與產(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)

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新常態(tài)下的經(jīng)濟(jì)增長與產(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，對我國經(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，我國產(chǎn)業(yè)升級面臨新壓力和新機(jī)遇。本文采用普通最小二乘法探索了我國新常態(tài)下的經(jīng)濟(jì)增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系，研究得出：經(jīng)濟(jì)增長與產(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)變動是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，但是不能得出經(jīng)濟(jì)增長是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的格蘭杰原因，經(jīng)濟(jì)增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間存在單向的影響關(guān)系；定量測算得出第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值的估計系數(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)增長產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

引言

根據(jù)國家統(tǒng)計局網(wǎng)站的數(shù)據(jù)，2003～2007年，我國經(jīng)濟(jì)平均增長速度為11.6%，2007～2011年，我國的經(jīng)濟(jì)增長保持在9.6%的增長水平上，2012年開始我國經(jīng)濟(jì)增長有所下降，2012～2013年年均下降為7.7%，2014年則下降為7.4%，從整體趨勢來看，我國經(jīng)濟(jì)始終保持了高速增長趨勢，這也被國際理論研究者稱之為“中國經(jīng)濟(jì)增長之謎”。但是從數(shù)據(jù)變化來看，可以清晰的看出，當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度已經(jīng)進(jìn)入了“換擋”時期，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)前我國經(jīng)濟(jì)已經(jīng)進(jìn)入轉(zhuǎn)折和過渡時期，只有對新常態(tài)的發(fā)展背景進(jìn)行充分認(rèn)識，把握新趨勢，才能保持中國經(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，說明我國當(dāng)前經(jīng)濟(jì)增長的模式已經(jīng)開始轉(zhuǎn)變，長久以來我國經(jīng)濟(jì)增長保持在10%的高速增長速度不會再存在，我國過去以粗放式經(jīng)濟(jì)增長方式促發(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。我國當(dāng)前必須基于經(jīng)濟(jì)新常態(tài)的發(fā)展背景，對經(jīng)濟(jì)增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系進(jìn)行充分認(rèn)識，才能在走中國特色經(jīng)濟(jì)發(fā)展道路上取得成功。

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

1.1國內(nèi)生產(chǎn)總值及產(chǎn)業(yè)構(gòu)成

根據(jù)圖1和表1歷年我國國內(nèi)生產(chǎn)總值及增長率可見，2005～2014年我國國內(nèi)生產(chǎn)總值逐年快速增長，從2005年的185895.8億元，增長到2014年的636138.7億元。

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

圖1　2005～2014年國內(nèi)生產(chǎn)總值及增長率

指 標(biāo)國內(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年我國各產(chǎn)業(yè)增加值

根據(jù)表1和圖2，對我國第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值歷年增長狀況進(jìn)行分析，2005～2014年我國第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值總量均呈現(xiàn)逐年增加的趨勢，其中第一產(chǎn)業(yè)增加值總量增長相對較慢，第二、三產(chǎn)業(yè)增加值總量增長較快，特別是最近幾年，我國第三產(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年我國國內(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)絕對的優(yōu)勢，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，而第三產(chǎn)業(yè)增加值所占比例出現(xiàn)逐年上降趨勢，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。

1.2三產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻(xiàn)率

根據(jù)表3和圖4我國第一、二、三產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻(xiàn)率變化狀況可見，2005～2014年，我國第一產(chǎn)業(yè)對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GDP的貢獻(xiàn)率在2008年以前，呈現(xiàn)出略微下降的趨勢，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GDP的貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)出“V”字形趨勢，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GDP的貢獻(xiàn)率狀況

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

1.3三產(chǎn)業(yè)對國內(nèi)生產(chǎn)總值增長的拉動

三次產(chǎn)業(yè)對國內(nèi)生產(chǎn)總值增長的拉動狀況如表4和圖5所示：

表4　三產(chǎn)業(yè)對國內(nèi)生產(chǎn)總值增長的拉動率

圖5　三產(chǎn)業(yè)對國內(nèi)生產(chǎn)總值增長的拉動率變化狀況

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

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

2.1模型設(shè)計

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)變動對經(jīng)濟(jì)增長之間的關(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)來源于國家統(tǒng)計局網(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)也來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。

本文研究的時間周期為2005～2014年，共計10年的數(shù)據(jù)，其中國民生產(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，對數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整性檢驗(yàn)，以驗(yàn)證經(jīng)濟(jì)增長(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)計檢驗(yàn)下的T統(tǒng)計量為-3.5312，P值為0.0001；T統(tǒng)計量小于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(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(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

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

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

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

因此可見，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(LnX1、LnX2、LnX3)是經(jīng)濟(jì)增長(LNGDP)的格蘭杰原因，但是不能得出經(jīng)濟(jì)增長(LNGDP)是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(LnX1、LnX2、LnX3)變動的格蘭杰原因，經(jīng)濟(jì)增長與產(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

本文將采用普通最小二乘回歸估計方法，對經(jīng)濟(jì)增長與產(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)增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系的回歸估計結(jié)構(gòu)

回歸模型估計下的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)回歸估計結(jié)果：LNX1系數(shù)估計值為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)增長則提高0.2563%；LNX2系數(shù)估計值為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)增長則提高0.5325%； LNX3系數(shù)估計值為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)?？梢?，第三產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟(jì)增長之間存在正相關(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)背景下我國經(jīng)濟(jì)增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的發(fā)展現(xiàn)狀，同時從定量研究的視角，建立我國經(jīng)濟(jì)增長與第一、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，對數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整性檢驗(yàn)，得出我國經(jīng)濟(jì)增長(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(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(LnX1、LnX2、LnX3)是經(jīng)濟(jì)增長(LNGDP)的格蘭杰原因，但是不能得出經(jīng)濟(jì)增長(LNGDP)是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(LnX1、LnX2、LnX3)變動的格蘭杰原因，經(jīng)濟(jì)增長與產(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結(jié)果，第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟(jì)增長之間均存在正相關(guān)關(guān)系，其中，我國第二產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長之間的相關(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)增長的相關(guān)性略高，但是相差不大。定量測算得出第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值的估計系數(shù)分別為0.2563、0.5325、0.2357，這意味著我國第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值每增加1%，我國經(jīng)濟(jì)增長約提升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)背景下我國經(jīng)濟(jì)增長與產(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)就是我國經(jīng)濟(jì)新常態(tài)的發(fā)展背景，必須與經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整等密切聯(lián)系起來，形成一個有機(jī)的整體，用改革創(chuàng)新的思路攻克我國經(jīng)濟(jì)增長中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的問題，引導(dǎo)我國產(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)我國經(jīng)濟(jì)新常態(tài)，就必須緊抓住國際產(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，實(shí)現(xiàn)我國生產(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，樹立我國在全球產(chǎn)業(yè)中的比較優(yōu)勢，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)的核心競爭力、國際競爭力和產(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)合國內(nèi)經(jīng)濟(jì)新常態(tài)的國情，加強(qiáng)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、優(yōu)化和升級，打破舊思維，樹立新思維，攻克社會主義市場經(jīng)濟(jì)中的各項(xiàng)矛盾和困境。樹立市場導(dǎo)向思維，是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵，增強(qiáng)未來市場需求的分析和研判，構(gòu)建引導(dǎo)市場需求的政策響應(yīng)機(jī)制，不斷培育和樹立市場需求主體的能力，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，我國經(jīng)濟(jì)增長放緩的現(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。長久以來，“調(diào)結(jié)構(gòu)”和“促增長”是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展道路中時刻伴隨的“兩難”現(xiàn)象。我國過去以結(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。

參考文獻(xiàn)

[1]胡曉鵬．新常態(tài)下的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整[J].社會觀察，2015-01-05

[2]魏杰，楊林．經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整及相關(guān)改革[J].經(jīng)濟(jì)縱橫，2015-06-10

[3]張馨藝．新常態(tài)下的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征與財稅政策選擇[J].稅務(wù)研究，2015-07-01

[4]張?jiān)?，鄧桂豐，李秀珍．經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)低碳轉(zhuǎn)型與成本測度[J].上海財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2015-08-20

[5]劉偉，蔡志洲．我國工業(yè)化進(jìn)程中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與新常態(tài)下的經(jīng)濟(jì)增長[J].北京大學(xué)學(xué)報(哲學(xué)社會科學(xué)版)，2015-05-20

[6]楊曉光．中國經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級研究[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)，2015-02-20

[7]肖國東．經(jīng)濟(jì)“新常態(tài)”下我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整趨勢分析——基于居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級的思考[J]．內(nèi)蒙古社會科學(xué)(漢文版)

[8]于左，孔憲麗.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)增長與中國煤炭資源可持續(xù)利用問題[J].財貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2011-06-10

[9]干春暉，鄭若谷，余典范.中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對經(jīng)濟(jì)增長和波動的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011-05-20

[10]查道中，吉文惠.城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)增長關(guān)聯(lián)研究——基于VAR模型的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)問題，2011-07-15

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〔〕F121.3〔

文獻(xiàn)標(biāo)識碼〕A

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