王小平 ，朱 葉

(1.宜春學(xué)院 高安校區(qū)經(jīng)濟(jì)管理系，江西 高安 330800；2.宜春學(xué)院 高安校區(qū)藝術(shù)系，江西 高安 330800 )

基于VAR模型下產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與區(qū)域經(jīng)濟(jì)關(guān)系分析
——以江西省高安市為例

王小平1，朱 葉2

(1.宜春學(xué)院 高安校區(qū)經(jīng)濟(jì)管理系，江西 高安 330800；2.宜春學(xué)院 高安校區(qū)藝術(shù)系，江西 高安 330800 )

以1987—2008年江西省高安市的三大產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和人均GDP為統(tǒng)計(jì)分析數(shù)據(jù)，基于向量自回歸(VAR)模型分析三大產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響. 結(jié)果表明：第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)是形成區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵因素，從長期看，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)作用，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長有阻礙作用，但第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)僅為24.35%，排在第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(41.66%)的后面. 因此，第二產(chǎn)業(yè)是未來產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的重點(diǎn)，而建筑陶瓷產(chǎn)業(yè)是第二產(chǎn)業(yè)支柱之一，高安市應(yīng)加大對建筑陶瓷產(chǎn)業(yè)的投入力度.

高安市；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整；區(qū)域經(jīng)濟(jì)；向量自回歸(VAR)

區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長是當(dāng)今世界發(fā)展的主題，是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的基礎(chǔ)，是經(jīng)濟(jì)繁榮和國民福利提高的前提，因此，各國地方政府始終把保持區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長作為一項(xiàng)最重要的宏觀經(jīng)濟(jì)目標(biāo). 國內(nèi)研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與區(qū)域經(jīng)濟(jì)的文獻(xiàn)很多. 蔣振聲、周英章運(yùn)用經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析方法，對我國1952—1999年的經(jīng)濟(jì)增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長具有非常明顯的影響[1]. 金相郁利用1999—2004年期間中國28個(gè)省市區(qū)29個(gè)制造業(yè)行業(yè)的數(shù)據(jù)分析得到多樣化的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有利于產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，進(jìn)而促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長[2]. 古和今認(rèn)為現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長是以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整為核心的增長，我國工業(yè)化過程中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長有著密切的關(guān)系，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和優(yōu)化能夠促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展[3]. 王發(fā)明、壟榮華對浙江省欠發(fā)達(dá)地區(qū)1993—2007年的經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長有重要作用[4]. 姚麗虹、趙陽對改革開放30年的廣東省經(jīng)濟(jì)增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的互動(dòng)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間呈現(xiàn)長期穩(wěn)定的協(xié)同互動(dòng)關(guān)系[5].

本文以1987—2008年《江西統(tǒng)計(jì)年鑒》的高安市三大產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和人均GDP為統(tǒng)計(jì)分析數(shù)據(jù)，以人均GDP代表區(qū)域經(jīng)濟(jì)，運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)的向量自回歸(VAR)方法，分析高安的第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和人均GDP之間的關(guān)系，通過協(xié)整分析、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解，探討它們之間的長期均衡及動(dòng)態(tài)關(guān)系，探索高安市三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對區(qū)域經(jīng)濟(jì)所起的作用和各產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟(jì)所做的貢獻(xiàn)，以期為高安市未來經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供參考.

1 研究對象及其數(shù)據(jù)取樣

以1987—2008年《江西統(tǒng)計(jì)年鑒》的高安市三大產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和人均GDP為統(tǒng)計(jì)分析數(shù)據(jù). 選擇第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(OPI)、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(OSI)、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(OTI)和人均GDP(PGDP)4個(gè)變量來考察產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對區(qū)域經(jīng)濟(jì)影響(見表1).

表1 高安市三大產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和人均GDP數(shù)據(jù)

年份 第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值 /億元第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值 /億元第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值 /億元人均GDP/元 年份 第一產(chǎn)業(yè) 產(chǎn)值 /億元第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值 /億元第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值 /億元人均GDP /元1988 3.15 1.98 0.95 905.7 1999 08.59 07.80 08.48 3165.4 1989 3.58 2.29 1.11 1031.3 2000 08.66 08.08 08.78 3242.7 1990 4.42 2.36 1.19 1128.1 2001 08.75 08.39 09.31 3321.6 1991 4.86 2.88 1.35 1268.9 2002 08.89 09.15 09.91 3480.7 1992 5.05 3.47 2.15 1482.6 2003 09.07 11.15 11.26 3900.9 1993 5.52 4.53 2.64 1732.7 2004 10.16 13.48 12.38 4456.7 1994 6.03 6.06 4.06 2177.5 2005 13.16 20.22 16.78 6414.3 1995 7.30 6.54 5.35 2562.0 2006 14.21 24.18 19.04 7233.0 1996 8.30 7.47 6.33 2915.3 2007 16.83 31.48 21.28 8612.6 1997 8.32 6.61 7.66 2875.3 2008 20.68 40.31 25.89 10739.0

2 基于VAR模型分析研究對象的關(guān)聯(lián)數(shù)據(jù)及結(jié)構(gòu)調(diào)整對高安市產(chǎn)業(yè)競爭力的影響

2.1 單位根檢驗(yàn)

先對變量OPI、OSI、OTI和PGDP取對數(shù)，分別用LnOPI、LnOSI、LnOTI和LnPGDP表示. 由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不會(huì)影響原來的數(shù)據(jù)性質(zhì)，并能使其趨勢線性化，在一定程度上可以消除時(shí)間序列中存在的異方差現(xiàn)象，本文所有檢驗(yàn)結(jié)果均使用Eviews6.0計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析軟件進(jìn)行分析.

在進(jìn)行計(jì)量分析時(shí)，首先要對時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，即單位根檢驗(yàn). 本文采用ADF(Augment Dickey-Fuller)方法進(jìn)行檢驗(yàn)，主要涉及以下三個(gè)關(guān)系表達(dá)式.

零假設(shè)為H0：γ=0，H1：γ≠0. 實(shí)際檢驗(yàn)時(shí)，從表達(dá)式(3)開始，然后表達(dá)式(2)、表達(dá)式(1)依次進(jìn)行，何時(shí)檢驗(yàn)拒絕零假設(shè)，即原序列不存在單位根，序列為平穩(wěn)序列，何時(shí)檢驗(yàn)停止. 對樣本數(shù)據(jù)及其差分項(xiàng)的檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示.

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表2可以看出，原有的時(shí)間序列數(shù)據(jù)在5%的顯著性水平下均為非平穩(wěn)序列，而時(shí)間序列LnPGDP的一階差分在10%的顯著性水平下為平穩(wěn)序列，其他時(shí)間序列的一階差分在5%的顯著性水平下為平穩(wěn)序列. 它們都是一階單整，符合協(xié)整檢驗(yàn)的要求.

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)表明，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(OPI)、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(OSI)、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(OTI)和人均GDP(PGDP)的對數(shù)都是一階單整的，它們之間存在一個(gè)平穩(wěn)的線性組合，即LnOPI、LnOSI、LnOTI和LnPGDP之間存在一個(gè)長期的穩(wěn)定關(guān)系. 本文采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)對以上4個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整分析，滯后期為2，采用關(guān)系表達(dá)式3形式. 其檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示.

表3 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

由表3可知，1987－2008年間，LnOPI、LnOSI、LnOTI和LnPGDP之間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，其協(xié)整方程為： LnPGDPt=0.62 LnOPIt-1+0.35 LnOSIt-1+0.09 LnOTIt-1+5.81

由協(xié)整方程可以看出，高安市的第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(OPI)、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(OSI)、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(OTI)和人均GDP(PGDP)之間存在一種長期均衡關(guān)系，在這種長期均衡關(guān)系中，人均 GDP與第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之間存在正向的變動(dòng)關(guān)系，說明在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整中，增加第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對人均 GDP有一定的促進(jìn)作用. 其中，PGDP與OPI之間的彈性系數(shù)是0.62，即第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值每增加一單位，人均GDP增加1.61單位；PGDP與OSI之間的彈性系數(shù)是0.35，即第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值每增加一單位，人均GDP增加2.86；PGDP與OTI之間的彈性系數(shù)是0.09，即第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值每增加1單位，人均GDP增加11.11單位.

2.3 Granger因果檢驗(yàn)

利用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)來考察變量之間的因果關(guān)系. 從理論上講， 第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值提高會(huì)促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長. 由于 Granger檢驗(yàn)結(jié)果對滯后期長度的變化比較敏感，即滯后期選擇的不同可能會(huì)得到不一致的結(jié)果，因此，在檢驗(yàn)的過程中選取了多個(gè)不同的滯后期. 若檢驗(yàn)的結(jié)果一致，則得出的結(jié)論較為可信. 本文在檢驗(yàn)的過程中選取了4個(gè)不同的滯后期，分別是2、3、4、5，相對于自由度來說，滯后期已足夠長. 由表 4可以看出，滯后期中有 3個(gè)都認(rèn)為第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(OSI)不是人均 GDP(PGDP)變化的原因，同時(shí)人均GDP(PGDP)也不是第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(OSI)變化的原因. 因此，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(OSI)不能引起人均GDP(PGDP)的變化，同時(shí)人均GDP(PGDP)也不能引起第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(OSI)變化. 這說明在1986—2008年間，高安市第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增長沒有促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長.

表4 Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

2.4 脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解

在向量自回歸(VAR)模型的基礎(chǔ)上，用脈沖響應(yīng)函數(shù)來解讀VAR模型中回歸系數(shù)的因變量如何響應(yīng)誤差項(xiàng)的沖擊，考察來自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前和未來值的影響.

1)考察第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對人均GDP的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊響應(yīng)情況和響應(yīng)路徑. 從圖1可以看出第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對人均 GDP沖擊的標(biāo)準(zhǔn)差擾動(dòng)的響應(yīng)在第一期中處于正向響應(yīng)，波動(dòng)幅度較小，從第二期開始增強(qiáng)，呈現(xiàn)出負(fù)向響應(yīng)，從第六期開始呈現(xiàn)出正向響應(yīng)，并呈現(xiàn)出負(fù)向響應(yīng)擴(kuò)散的跡象.

2)考察第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對人均GDP的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)情況和響應(yīng)路徑. 從圖2可以看出第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對人均 GDP沖擊的標(biāo)準(zhǔn)差擾動(dòng)的響應(yīng)在前二期中呈現(xiàn)出正向響應(yīng)，其后，響應(yīng)程度開始增強(qiáng)，并呈現(xiàn)出正向響應(yīng)擴(kuò)散的跡象.

3)考察第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對人均GDP的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)情況和響應(yīng)路徑. 從圖3可以看出第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對人均 GDP沖擊的標(biāo)準(zhǔn)差擾動(dòng)的響應(yīng)，從第一期開始呈現(xiàn)出正向響應(yīng)，到第二期達(dá)到最大，其后，響應(yīng)程度逐漸減弱，從第三期開始呈現(xiàn)出負(fù)向響應(yīng)，并呈現(xiàn)出負(fù)向響應(yīng)擴(kuò)散的跡象.

圖1 一單位標(biāo)準(zhǔn)差的LnOPI沖擊對LnPGDP的響應(yīng)

圖2 一單位標(biāo)準(zhǔn)差的LnOSI沖擊對LnPGDP的響應(yīng)

圖3 一單位標(biāo)準(zhǔn)差的LnOTI沖擊對LnPGDP的響應(yīng)

在解釋VAR模型時(shí)，脈沖響應(yīng)函數(shù)追蹤了系統(tǒng)對一個(gè)內(nèi)生變量的沖擊效果，VAR的方差分解能給出隨機(jī)沖擊值的相對重要性信息，是將系統(tǒng)的預(yù)測標(biāo)準(zhǔn)誤分解為系統(tǒng)中各變量的沖擊，對于每一個(gè)內(nèi)生變量都計(jì)算出獨(dú)立的方差分解. 估計(jì)時(shí)滯作用，比較相對重要的沖擊值隨時(shí)間變化.

表5 LnRNI的誤差分解

從表5可以看出，隨著區(qū)域經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，種植業(yè)產(chǎn)值對農(nóng)民純收入的影響力度也逐步減弱. 長期而言，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對人均GDP的影響因素最大，為41.66%，其次是第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，為24.35%，再次是第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，為7.53%. 結(jié)果表明：第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)程度最大，其次是第二產(chǎn)業(yè)，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)是未來高安市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的重點(diǎn).

2.5 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對高市區(qū)域產(chǎn)業(yè)競爭力的影響

一個(gè)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，是經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)進(jìn)步的表現(xiàn)，也是促使工業(yè)化進(jìn)程和城市化進(jìn)程加快的帶動(dòng)性因素之一. 地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對產(chǎn)業(yè)競爭力的影響表現(xiàn)為：一是可以增強(qiáng)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)實(shí)力和產(chǎn)業(yè)規(guī)模，提高全員勞動(dòng)生產(chǎn)率，促使高安在區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)規(guī)模競爭優(yōu)勢的整體體現(xiàn)，在一定程度上提升了產(chǎn)業(yè)競爭力水平；二是高安市工業(yè)發(fā)展滯緩一定程度上限制了地區(qū)產(chǎn)業(yè)的升級，成為地區(qū)產(chǎn)業(yè)競爭力提升的重要限制性因素之一.

3 結(jié)論與建議

1)第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和人均GDP之間存在長期的協(xié)整關(guān)系. 在短期內(nèi)第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對人均GDP有正向效應(yīng)，從長期來看，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增加阻礙人均GDP的提高. 這說明高安市在第一產(chǎn)業(yè)上的調(diào)整力度不大，主要是第一產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)調(diào)整不太合理，多致力于糧食、棉花、蔬菜的種植，缺少其他高經(jīng)濟(jì)作物的種植和經(jīng)營，糧食與經(jīng)濟(jì)作物的比例不平衡. 因此，高安市應(yīng)加大高經(jīng)濟(jì)作物的種植力度.

2)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和人均GDP之間存在長期的協(xié)整關(guān)系. 無論從短期內(nèi)還是長期來看第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對人均GDP都有正向效應(yīng). 因此，高安市政府應(yīng)該加大對工業(yè)扶持力度，使工業(yè)成為高安市經(jīng)濟(jì)的重要支柱. 而建筑陶瓷產(chǎn)業(yè)是高安工業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵產(chǎn)業(yè)之一，更應(yīng)該得到政府的重點(diǎn)扶持與幫助.

3)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和人均GDP之間存在長期的協(xié)整關(guān)系. 在短期內(nèi)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對人均GDP有正向效應(yīng)，從長期來看，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增加阻礙人均GDP的提高. 這主要是第三產(chǎn)業(yè)中的貨物運(yùn)輸產(chǎn)業(yè)競爭力不強(qiáng)，后勁不足. 因此，高安市政府應(yīng)加快速度將貨物運(yùn)輸產(chǎn)業(yè)融入到現(xiàn)代物流之中，從而提升產(chǎn)業(yè)規(guī)模，取得更高效益，最終促進(jìn)高安經(jīng)濟(jì)又好又快發(fā)展.

4)由高安市第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與人均GDP之間的Granger因果檢驗(yàn)可以看出，高安市第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增長并沒有促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長，這主要是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理造成的.

5)從脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解可以看出，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在短期內(nèi)對人均GDP增長的影響較為顯著，長期則不穩(wěn)定，并且是對人均GDP影響較小的. 第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值無論從短期內(nèi)還是長期來看第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對人均GDP的增長都有促進(jìn)作用，并且對人均GDP影響較大. 第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在短期內(nèi)對人均GDP增長的增長都有促進(jìn)作用，長期則不穩(wěn)定，但他對人均GDP影響最大. 因此，高安市需要深化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整思路，加快提升傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)競爭力，大力發(fā)展自主創(chuàng)新能力強(qiáng)的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，把利用外資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級、經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變緊密結(jié)合起來，加快由引資數(shù)量擴(kuò)張向引資質(zhì)量提高轉(zhuǎn)變；同時(shí)利用建筑陶瓷產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移契機(jī)，充分利用江西省建筑陶瓷產(chǎn)業(yè)基地優(yōu)勢，大力發(fā)展建筑陶瓷產(chǎn)業(yè)，增強(qiáng)貨物運(yùn)輸產(chǎn)業(yè)對建筑陶瓷產(chǎn)業(yè)的支撐作用；通過制定各種優(yōu)惠政策吸引人才，增強(qiáng)企業(yè)的自主創(chuàng)新能力，從根本上提升產(chǎn)業(yè)競爭力，從而推動(dòng)高安經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展.

[1] 蔣振聲, 周英章. 經(jīng)濟(jì)增長中的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)效應(yīng)：中國的實(shí)證分析與政策含義[J]. 財(cái)經(jīng)論叢, 2002, 18(03): 1-6.

[2] 金相郁. 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長:基于動(dòng)態(tài)外部效應(yīng)[J]. 華中師范大學(xué)學(xué)報(bào): 人文社會(huì)科學(xué)版, 2007, 53(03): 63-69.

[3] 古和今. 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系[J]. 江西社會(huì)科學(xué), 2009, 30(05): 112-115.

[4] 王發(fā)明, 壟榮華. 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)分析—基于浙江欠發(fā)達(dá)地區(qū)的實(shí)證[J]. 華東經(jīng)濟(jì)管理, 2009, 34(01): 21-24.

[5] 姚麗虹, 趙 陽. 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系協(xié)整分析—以廣東省為例[J]. 經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊, 2009, 5(17): 77-82.

Industrial Structure Adjustment and Regional Economy Based on VAR Model: Taking Gao’an City of Jiangxi Province as An Example

WANG Xiao-ping1, ZHU Ye2
(1. Department of Economics and Management,Gao’an Campus, Yichun College, Gao’an 330800, China；2. Department of Art, Gao’an Campus, Yichun College, Gao’an 330800, China)

Based on the data of output value of the three major industries and per capita GDP in Gao'an city of Jiangxi province from 1987 to 2008, it analyzes the effect of output value of the three major industries on the regional economy with VAR method. The results show that secondary and tertiary industries are key factors to regional economy growth, In the long run, output value of the secondary industry promotes regional economy growth, but output value of the tertiary industry inhibit regional economy growth. However, but the contribution rate of output value of the secondary industry to regional economy is only 24.35%, behind that of the tertiary industry (41.66%).Therefore, the secondary industry is the focus of industrial structure adjustment in the future. Architectural ceramics industry is one of the struts of the secondary industry, Gao’an City should increase investment to this industry.

Gao’an City; Industrial structure adjustment; Regional economy; Vector Auto-Regression (VAR)

F062.9

A

1009-2854(2010)05-0078-05

2010-05-08

江西省高校人文社會(huì)科學(xué)研究項(xiàng)目(JJ0944)

王小平(1981— ), 男, 江西高安人, 宜春學(xué)院高安校區(qū)經(jīng)濟(jì)管理系講師.

陳 丹)