江苏经济发展与产业结构优化实证分析.doc
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1、【精品文档】如有侵权,请联系网站删除,仅供学习与交流江苏经济发展与产业结构优化实证分析.精品文档.江苏经济发展与产业结构优化实证分析改革开放以来,江苏顺应时代脉搏发展主体产业,无论是八十年代的乡镇企业还是九十年代以来的外向型经济,都推动着江苏经济向更高层次迈进。如今,在全球经济普遍走低的大背景下,在资源日趋紧张的发展环境下,江苏经济转型迫在眉睫。通过产业结构优化拉动经济增长将是江苏现阶段保增长、促发展的现实途径。一、江苏产业结构优化进程产业结构优化,一般包括产业结构的合理化和产业结构高度化。前者主要是指产业之间比例关系的协调和关联水平的提高;后者主要是指产业结构从低层次状态向高层次状态的提升。
2、改革开放三十年,江苏坚持走新型工业化道路,三次产业结构呈现出一种工业化、合理化、高度化的发展势头。实现了“二、一、三”到“二、三、一”的历史性转变,产业结构变动度达41.02,比同期全国水平高7个百分点。二产中劳动密集型的传统产业比重逐步下降,技术、资金密集型的高技术产业和装备制造业迅速兴起。第三产业比重不断上升,逐渐成为江苏经济增长的重要支撑力量。与此同时,江苏的新型工业化没有以牺牲农业为代价,省委省政府以工促农、以工补农的政策和相关措施取得了积极效果,农业基础进一步加强,农业经济结构得到了改善,农业、农村、农民工作得到了切实改进和加强。技术和知识密集型的高新技术产业成为江苏快速增长的第一大
3、产业。2000年到2007年,江苏高新技术产业产值从1797.63亿元增长到14689.96亿元,年平均增速比规模以上工业快7.4个百分点。2007年,高新技术产业产值占工业总产值的比重达27.6%,比2000年提高了10.4个百分点。同时,江苏在科学发展观的指导下,把重化工业的发展重点放在延长产业链上,从依靠低附加值扩张为主转向提高产业竞争力为主,从注重要素投入为主转向注重科技创新为主。2007年江苏重化工业成为优化产业结构、转变经济增长方式的主力阵容。现代服务业发展呈现出一系列新的特点。一是增长逐步加快。从1978年至2007年,服务业增加值年均增长19.2%,超过同期GDP年均16.7%
4、的增速;二是对GDP的拉动作用逐步显现。2007年,江苏省服务业对GDP的贡献率为38.8%,对GDP的拉动率达到5.8个百分点,江苏从长期主要依靠第二产业带动经济发展,正在演变为二、三产业共同拉动经济增长的新格局;三是开放度逐步加大,成为吸纳劳动力就业的主渠道。2007年,服务业新批外商直接投资项目1358个,合同外资128.8亿美元,其规模是全省全年引进外资总额的24.4%。与此同时,服务业从业人员占整个从业人数的比重也由1978年的10.7%大幅提高到2007年的37.1%,超过第二产业成为提供就业岗位最多的产业。二、江苏产业结构优化对经济增长贡献的度量近年来,江苏全省努力贯彻科学发展观
5、,粗放型生产方式所带来的经济增长已不再适应现阶段发展的需要,经济增长源泉的非物质要素投入部分越来越受到重视,其中产业结构的优化日益成为江苏转变经济增长方式的重中之重。全要素生产率(TFP)作为除资本和劳动力以外决定产出第三类要素,其内涵不仅包括技术进步或技术效率等方面,还包括产业结构优化,因此通过CobbDouglas生产函数首先测算出江苏自改革开放以来的全要素生产率(TFP),再构建指标量化江苏产业结构,并以全要素生产率及产业结构各项指标建立模型,可以作为量化江苏产业结构优化对经济增长贡献的有效尝试。(一)指标的选择与模型的建立如前文所述,产业结构优化主要体现在提高全要素生产率上,因此我们构
6、建以全要素生产率为因变量,若干产业结构指标为自变量,分析改革开放以来江苏产业结构与全要素生产率之间的关系,从而间接得出江苏产业结构优化对经济增长贡献的估计。(1)计算全要素生产率(TFP)由于TFP是需要通过计算CobbDouglas生产函数取得,因此先对CobbDouglas生产函数一般形式两边取自然对数,得,、分别表示资本和劳动的产出弹性,在中性技术进步的要求下,+等于1。在实际计算中,当+不等于1时,即令 , ,并将其代入全要素生产率计算公式: 中,就可以求出各年的TFP。CobbDouglas生产函数中Y为经济增长,K为资本投入,L为劳动力投入。本文中选择地区生产总值即江苏省GDP作为
7、经济增长的总量指标(Y);K最理想的指标应该是每年的资本使用流量,由于条件的限制只能用资本存量代表资本的投入,本文采用永续盘存法对实际投入的存量进行修正,即:K(t)=I(t)+(1-) K(t-1)其中K (t)是第t期的期末资本存量,I(t)是t期发生的实际投资量(取全社会固定资产投资额),是折旧率(本文取0);L严格意义上应该是一定时期内要素提供的“服务流量”,但由于数据的局限,只能采用年末从业人数这一项指标作为劳动投入的度量。对Y、L和K分别取对数并进行模型拟合,得出模型估计为:LnY= -6.7151+0.6622LnL+1.0436Lnk (1) (4.37) (34.57) R2
8、=0.9965 D.W.=0.53由于D.W.值仅为0.53,模型存在自相关,采用Cochrane and Orcutt迭代方法对模型(1)进行变换,以模型的残差 作为被解释变量,以各种可能的滞后变量 、 等作为解释变量进行回归,经过多次拟合,发现残差序列滞后两阶效果较好,计算得出变换因子 、 ,对原模型变量进行变换并计算,得新的模型估计为:(2)(2.51)(31.24)R2=0.9963 D.W.=1.62其中:在5%的显著性水平上,模型可以认为不存在自相关,模型(1)的参数估计分别为=1.075,=0.435,由于+不等于1,因此计算把上述回归估计结果代入全要素生产率计算公式,得出各年江
9、苏TFP值,如下表所示:表1 江苏各年TFP值年份TFP年份TFP19780.202119930.408119790.221219940.441819800.225719950.471819810.238219960.490419820.247419970.507619830.259219980.519319840.277919990.527719850.298020000.539019860.300420010.549719870.309620020.566619880.340920030.586519890.329920040.611519900.311820050.629419910.3
10、17820060.650119920.369120070.6711(2)产业结构指标的选择本文量化产业结构优化主要是从产业结构高度化方面着手,收集了四个指标,分别是:重工业产值占工业产值比重(ZGY),反映江苏生产资料行业优先发展程度;大中型工业企业产值占工业产值比重(DZX),反映江苏工业规模化生产情况;二产从业人员比重变动额(RCL),反映二产从业人员变动情况;三产从业人员比重变动额(SCL),反映服务业从业人员变动情况。所有数据均来自各年江苏统计年鉴。(3)模型的构建集合上述各指标数据,构建模型如下:各指标间的皮尔森相关系数为:表2 各指标间相关系数TFPZGYDZXRCLSCLTFP1
11、.000.920.95-0.110.54ZGY0.921.000.91-0.060.42DZX0.950.911.00-0.190.41RCL-0.11-0.06-0.191.000.55SCL0.540.420.410.551.00表3 各指标描述性统计变量名标准差均值中位数众数最小值最大值TFP0.1470.4140.3890.2020.2020.671ZGY0.0930.5090.4880.3890.3890.711DZX0.1240.4200.4220.2540.2540.642RCL0.0190.0050.0060.004-0.0580.054SCL0.0090.0090.0120.
12、005-0.0210.020(二)模型的协整分析与拟合在进行模型的拟合之前,首先对各变量的平稳性进行检验,即单位根检验。结果如下:表4 各变量序列和差分序列的平稳性检验结果变量ADF检验值检验形式(c,t,k)临界值结论TFP-1.007(c,t,0)-3.5不平稳ZGY-2.5872(c,t,0)-3.5不平稳DZX-3.0062(c,t,0)-3.5不平稳RCL-3.4743(c,t,0)-3.5不平稳SCL-3.4561(c,t,0)-3.5不平稳DTFP-3.2809(c,0,0)-2.93平稳DZGY-3.6063(c,0,0)-2.93平稳DDZX-6.7665(c,0,0)-2.
13、93平稳DRCL-6.0878(c,0,0)-2.93平稳DSCL-8.2118(c,0,0)-2.93平稳注: 检验形式中,c为常数项,t为趋势项,k为滞后阶数;本文选取5%的临界值。可以看出变量TFP、ZGY、DZX、RCL和SCL的是不平稳的,但经过一阶差分后是平稳的,所以这四个变量都是一阶单整序列,以此为基础可以进一步检验各变量之间的协整关系,选用Johansen协整检验法加以检验,结果见表5。表5 特征值轨迹检验特征值检验统计量临界值无协整关系0.9067167.5332103.8473至多1个0.7534101.127276.9728至多2个0.637861.922054.0790
14、至多3个0.463833.482835.1927至多4个0.349316.031120.2618至多5个0.13324.00139.1645特征值轨迹检验用来检验变量之间可能存在的协整关系,如表5所示,假设无协整关系时,检验统计量大于临界值,拒绝原假设,认为有协整关系;假设至多1个协整关系时,检验统计量大于临界值,拒绝原假设,认为协整关系多于1个;假设至多2个协整关系时,检验统计量仍大于临界值,拒绝原假设,认为协整关系多于2个;假设至多3个协整关系时,检验统计量小于临界值,接受原假设,认为协整关系至多三个。由此可知,各变量之间存在三个长期协整关系。因此对上述变量建立长期均衡模型,并进行估计得:
15、TFP = -0.1259+0.005ZGY+0.006DZX-0.0106RCL+0.0438SCL (3) (-2.08) (2.76) (3.94) (-1.99)(3.63)修正的R平方=0.9369,F值=104.9608,D.W.=1.5965。模型拟合效果较好,但由于D.W.值仅为1.5965,存在自相关的可能性,通过观察残差的正态分布P-P图,残差基本上都围绕理论值(对角线)分布,自相关影响不大,可以认为残差服从正态分布。对残差进行单位根检验,残差属于平稳序列。表6 残差平稳检验变量ADF检验值检验形式(c,t,k)临界值结论残差-3.7881(c,t,0)-1.95平稳从模型
16、(3)的拟合结果看,改革开放以来对全要素生产率有促进作用的因素有重工业产值比重、大中型企业产值比重和三产从业人数比重变动额,其作用系数分别达到0.005、0.006和0.044,说明以这三个指标衡量的产业结构优化即工业规模化生产(大中型企业产值比重)、生产资料行业优先发展(重工业产值比重)和提升服务业从业人员比重(三产从业人数比重变动额)对全要素生产率的提高有一定的促进作用;而二产从业人员比重变动额对全要素生产率是负的效应-0.0106,说明降低二产从业人员比重对全要素生产率有促进作用,结合两个从业人员比重的变化指标,我们可以看出,劳动力从二产流出进入服务业这种人员流动引进的结构变化对现阶段全
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