1、延邊地區產業結構變化與經濟增長李鐘林1 ,千雪花2(1 . 延邊大學 圖們江地區開發研究所 ,吉林 延吉 133000 ;2 . 延邊大學 經濟管理學院經濟系 ,吉林 延吉 133002) 摘要 延邊產業結構具有規模小 、附加價值低的特點 ,產業結構尚處于低開發階段 。利用偏離 份額分析法分析延邊產業結構變化對勞動生產率的影響 ,結果表明 ,90 年代末以前 ,延邊產業結構處于惡化階段 ,爾后開始好轉 。由于產業結構的這種 變化趨勢 ,延邊的產業結構對經濟增長產生了負面影響 。因此 ,人們應重視產業結構的合理變化 ,重點扶持有競爭力的個別產業 。 關鍵詞 延邊 ; 產業結構特點 ;偏離 份額分

2、析 ;影響 中圖分類號 F127 文獻標識碼 A 文章編號 100923311 (2005) 0120066206產業結構作為區域經濟發展水平的反映是經濟增長的質的內涵 ,因此 ,合理的產業結構能夠促進區 域經濟增長 。在經濟的增長過程中 ,由于各產業的 收入需求彈性不同 ,產業結構隨著收入的提高而逐 漸發生變化 。這種變化又是通過各個產業勞動生產 率變化所導致的勞動力移動來實現的 ,因而產業結構反過來以投入要素資源的再分配來提高經濟增長 的效益 。庫茲涅茨說 “: 各個行業的份額在沒有實質 性變化的情況下 ,獲得單位資本或單位勞動產出的 高增長率是不可能的”,因此 “, 結構變化是經濟增長

3、和生產率提高的重要源泉”這一假說作為增長會計理論的核心原則 ,L ewis 從二元經濟的古典模型中 提出推理 。改革開放初期 ,延邊地區因受計劃經濟體制的 影響 ,產業部門門類比較齊全 。隨著改革的深化和 經濟的發展 ,延邊的產業結構有了較大的變化 ,尤其是中國經濟體制進入市場經濟體制以后 ,其變化更 為迅速 。加上 20 世紀 90 年代初期 ,延邊朝鮮族自 治州政府實施以旅游業為龍頭的第三產業的發展來 促進區域經濟增長的地方經濟政策以后 ,在延邊的 第三產業迅速增長的同時 ,第二產業的增長相對緩慢 ,從而不僅使三大產業結構發生了較大的變化 ,而 且工業內部結構也相對惡化 。這樣的產業結構變

4、化必將影響區域經濟增長 。本文就延邊地區產業結構變化對區域經濟增長 的影響問題進行實證分析 。為此 ,首先分析延邊地 區產業結構的現狀 ,然后利用偏離 份額分析法討論延邊地區產業結構變化對勞動生產率的影響 ,最后以計量經濟模型回歸分析產業結構變化對區域 經濟增長的影響 。1延邊地區產業結構的現狀1 . 1工業結構以初級加工工業為主工業結構反映和影響一個國家或地區的工業發 展方向 、增長速度 、發展水平 。合理的工業結構是工業乃至區域經濟持續 、穩定 、均衡發展的必要條件 ,是實現資源最佳分配 、提高經濟效益的關鍵 。因此 ,建立合理的工業結構是工業發展的重要任務 。在 2002 年的延邊工業中

5、 ,以農產品為原料的工 業 、采掘工業和原材料工業的產值占工業總產值的88 . 1 % 。可見 ,延邊工業尚未擺脫以低附加價值產 品生產為主的產業結構 。相對于延邊 ,青島的相應比重為 27 . 8 % ,遠遠低于延邊的水平 , 而且在過去 的 5 年中 ,青島的產業結構明顯向高級化演變 。勞動密集型產業占較大比重的延 邊 工 業 因 結 構 性 特 點 ,缺乏深加工 ,導致大量的附加價值流出區外 。收稿日期 :2004 - 10 - 10作者簡介 :李鐘林 (1961 - ) ,男 ,朝鮮族 ,吉林延吉人 ,延邊 大學圖們江地區開發研究所所長 ,副教授 ,博士 。·66 ·

6、;工業結構比較(單位 : %)表 1改革開放以后 ,延邊經濟的絕對規模有了迅速擴大 ,同時因各個產業增長率的差異 ,三大產業結構也發 生了 巨 大 變 化 : 2001 年 GD P 的 三 大 產 業 比 例 為16 . 0 % 、44 . 1 % 、39 . 9 % 。在延邊產業結構的演變過 程中 ,由于工業發展沒有得到鞏固的基礎上 ,第三產業急劇膨脹 ,尤其是消費和娛樂性第三產業的膨脹 ,使工業的技術水平 、產業結構的落后性更為突出 ,從 而導致延邊工業與其他地區間 的 相 對 差 距 趨 于 擴大 。其結果 ,在日益激烈的區域間的競爭中 ,延邊區域經濟呈現出脆弱性 ,并且在區域內市場中

7、 ,其他地 區的企業所占領的市場日益擴大 ,進而延邊工業的 停滯狀態日益嚴重 ,最終嚴重阻礙著區域整體經濟的發展 。延邊青島1998 年2002 年1998 年2002 年工業生產總值輕工業 以農產品為原料 以非農產品為原料 重工業采掘工業 原料工業加工工業100 . 049 . 645 . 83 . 850 . 423 . 519 . 87 . 1100 . 053 . 949 . 54 . 446 . 121 . 419 . 87 . 5100 . 066 . 432 . 733 . 733 . 61 . 19 . 023 . 5100 . 069 . 220 . 948 . 330 .

8、80 . 46 . 523 . 9資料: 延邊統計年鑒、青島統計年鑒,1999 年 、2003 年 。1 . 2工業產業規模小過去 ,延邊的產業布置受計劃經濟體制的影響 , 沒有依據自然資源 、市場需要 、技術 、人才等因素的 特征布置 ,而是只顧滿足區域內需市場 ,因而布置了 幾乎所有的產業 。然而 ,由于區域內需市場規模小 ,因此 ,就不可避免地形成其規模的小型化 。從工業 企業規模結構來看 ,小型企業占94 . 2 % ,大中型企業占5 . 8 % 。小型企業的比重明顯高于青島和全國的 平均水平 。從企業的平均資本金規模來看 ,也小于青島地區或全國的平均水平 。當然因區域所擁有的 企業性

9、質不同 ,資本金規模也有差異 ,但是規模小就 直接影響企業的競爭力 ,即企業無法形成規模經濟 , 從而影響企業的競爭力 。表 2獨立核算工業企業規模比較 (2001 年)2產業結構與經濟增長2 . 1產業結構對勞動生產率的影響一個國家或區域追求的最大目標是經濟增長速 度和經濟效益 ,為此 ,人們不斷地增加投資和就業以 擴大經濟規模 ,不斷地提高技術水平和改進經營管理以提高勞動生產率 。在增加要素投入以實現經濟 增長的過程中 ,產業結構也發生著變化 ,呈現“高附加價值化”的趨勢 ,并且通過資源配置合理化等方式提高區域經濟效益 ,從而使合理的產業結構反過來 又促進區域經濟的增長 。所以 ,由增加生

10、產要素投 入而產生的經濟增長是經濟增長的量的外延 ,而通 過產業結構合理化提高經濟效益是經濟增長的質的內涵 。 作為分析產業結構對勞動生產率影響的工具 ,偏離 份額分析法 ( shif t2share analysis) 是既方便又有效的方法論 ,它能夠揭示勞動生產率增長差異 與產業之間勞動 力 再 分 配 的 關 系 。其 理 論 依 據 是 “結構收益假說”( st ruct ural bo nus hypot hesis) 和“結 構義務假說”( st ruct ural burden hypot hesis) ,其技巧 是把總勞動生產率增長分解成如下形式 ,即靜態變化影響企業總數大中型

11、企業小型企業企業數 (個)延邊 比 重 ( %)平均資本金 (萬元)995100 . 01 594 . 4585 . 812 364 . 793794 . 2927 . 7企業數 (個)青島 比重 ( %)平均資本金 (萬元)1 6734031270100 . 024 . 175 . 910 556 . 835 436 . 32 661 . 9企業數 (個)全國 比 重 ( %)平均資本金 (萬元)181 55723 323158 234100 . 012 . 887 . 26 101 . 528 005 . 62 782 . 9nL PT , f y - L PT , by6grow t h

12、 ( L PT ) =Pi , by ( S i , f y - S i , by )內部變化影響=L+L PT , by資料: 延邊統計年鑒、青島統計年鑒、中國統計年鑒, 2002 。i = 1動態變化影響nn6 ( L Pi , f y - L Pi , by) ( Si , f y -Si , by ) + 6 ( L Pi , f y - L Pi , by) Si , by / L PT , by1 . 3產業結構演變在改革開放初期的 1980 年 ,延邊地區的三大產 業比重分別為 23 . 7 % 、51 . 1 % 、25 . 2 % 。這種結構 與吉林省和全國的水平差不多 ,而

13、且第二產業比重 比較高 ,因而第二 產 業 成 為 延 邊 經 濟 的 主 導 產 業 。i = 1i = 1(1)其中 , L P 為勞動生產率 ; 下標 by 為初始年度 ; 下標 f y 為最終年度 ; 下標 T , 為產業 ; S i 為總就 業中產業 i 的份額 。·67 ·© 1994-2013 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. 這個式子的第一項是最終年度與初始年度勞動力分配變化的初期年度勞動生產率的加重和 ,且稱 之為靜態變化影響 。當產業

14、以較高的勞動生產率吸引更多勞動力而引起總就業中 ,而使該產業勞動力 份額增加的時候 ,這個靜態變化影響呈現大于零的 正數 ,反之 ,呈現負值 。按照“結構收益假說”,期望 這個靜態變化影響對總勞動生 產 率 具 有 積 極 的 貢 獻 ,即n配的“結構義務”為主的 。因此 ,在 90 年代中期 ,延邊產業結構的變化是惡化的 ,而從 90 年代末以后 ,延邊產業結構變化是相對好轉的 。表 3產業結構對勞動生產率的影響總勞動生產率靜態變化影 響動態變化影 響內部變化影 響年度增長1993199719982002- 0. 0920 . 048- 0 . 030- 0. 4221 . 5250 . 1

15、48- 0 . 0921 . 4696結構收益假說 :L Pi , by ( S i , f y - S i , by )> 0i = 1對于這種結論 ,通過對各行業勞動力份額變化對勞動生產率的影響分析可以進一步得到證明 。在1993 年1997 年期間 ,在 33 個工業產業中 ,勞動生 產率下降且產業就業份額上升的產業 ,有煙草加工 業 、造紙及紙制品業 、醫藥制造業 、化學纖維制造業 、 交通運輸設備制造業等 13 個產業 ,占 40 % ; 而勞動生產率上升且勞動力份額下降的產業只有非金屬礦 采選業 、食品制造業 、服裝及其他纖維制品制造等產 業 ,這意味著在這個期間結構變化對勞

16、動生產率的 影響主要是按照“結構義務假說”,勞動生產率低的 產業吸收勞動力以便履行結構義務的 。與此相反 ,在 1998 年2002 年期間 ,在 33 個工業產業中 , 勞 動生產率上升且產業勞動力份額下降的產業有食品 制造業 、造紙及紙制品業 、化學纖維制造業 、交通運 輸設備制造業等 19 個產業 ,占 58 % ; 而勞動生產率 下降且就業份額上升的產業只有有色金屬冶煉壓延加工業 、電力蒸汽熱水生產供應業 、自來水生產和供 應業 3 個產業 ,因此 ,這兩個期間的產業結構變化對 勞動生產率的影響形成鮮明的對比 。在 1993 年 1997 年期間 , 勞動生產率下降且 勞動力份額也下降

17、的產業是趨于衰退的產業 ,而這些產業均是延邊傳統產業或資本及技術性含量較高 的產業 。因此 ,在這一期間 ,延邊地區的產業結構是 相對惡化的 。在 1998 年 2002 期間 , 勞動生產率 上升且勞動力份額上升的產業 有 木 材 及 竹 材 采 運 業 、飲料制造業 、煙草加工業 、紡織業 、服裝及其他纖維制品制造業 、醫藥制造業等產業 ,明顯多于前一時 期 ,而且在勞動生產率上升的同時 ,產業規模也在擴 大 ,尤其是煙草加工業 、紡織業 、醫藥制造業等產業 的靜態變化影響和動態變化影 響 遠 遠 大 于 其 他 產 業 ,這意味著這些產業作為延邊地區的支柱產業 ,在這一期間進一步得到了發

18、展 。所以 , 從 20 世紀 90 年代末以后 ,延邊的產業結構得到了改善 ,產業結構 變化對勞動生產率的影響也相對較大 (見表 4) 。(2) 第二項是產業勞動力份額變化與勞動生產率變 化相互作用的總和 ,稱之為動態變化影響 。當產業 的勞動生產率和產業勞動力份額同時增加的時候 , 兩者對總體生產率的增長具有聯合的積極貢獻 。當 勞動生產率增長快的產業不能保持總就業中的勞動 力份額的時候 ,相互作用項的影響呈現負值 。這就 是總增 長 過 程 中 勞 動 力 再 分 配 的 Balmol 假 說 , 即 “結構義務假說”。按照這個假說 ,勞動力是流向勞動生產率較低的產業 ,因此 “,形式

19、:n結構義務假說”有如下6結構 義 務 假 說 :( L Pi , f yL Pi , by ) ( S i , f y-i = 1S i , by )< 0( 3)第三項“內部變化影響”是相當于產業結構沒有變化 ,即每個產業的勞動力份額維持初始年度水平 條件下的總勞動生產率的增長 。因此 “, 內部變化影 響”并非反映產業結構變化對勞動生產率的影響 ,其正負值只是反映產業內部自身勞動生產率的上升或 下降 。利用該偏離 份額分析法測算延邊地區工業 結構變化對工業勞動生產率的影響結果 ,首先 ,延邊 地區工業勞動生產率在 1993 年1997 年期間呈現下降趨勢 ,而在 1998 年 20

20、02 年期間呈現上升趨 勢 。其次 ,在這兩個階段里 ,產業結構變化對勞動生 產率的影響弱于產業內部變化 對 勞 動 生 產 率 的 影 響 。第三 ,在 1993 年1997 年期間 ,雖然靜態結構 變化是呈現正值 ,但是按照“結構義務假說”,勞動生產率下降的產業是以吸收勞動力來履行“結構義務” 為主的 ,因而產業結構處于惡化狀態 ; 而在 1998 年2002 年期間卻與前一時期相反 ,產業結構變化是 按照“結構收益假說”對總勞動生產率增長 做 出 貢 獻 ,同時產業結構是按照“結構義務假說”,勞動力離開勞動生產率增長較高產業來履行勞動力資源再分·68 ·©

21、1994-2013 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. 表 4各個產業勞動力份額變化對勞動生產率的影響 1993 年1997 年 1998 年2002 年 SSE DSE WSE SSE DSE WSE 煤炭采選業有色金屬礦采選業 非金屬礦采選業 木材及竹材采運業 食品制造業 飲料制造業煙草加工業紡織業 服裝及其他纖維制品制造 皮革毛皮羽絨及其制品業 木材加工竹藤棕草制品業 家具制造業 造紙及紙制品業印刷業 、記錄媒介的復制 文教體育用品制造業石油加工及煉焦業 化學原料化學制品制造業

22、醫藥制造業 化學纖維制造業 橡膠制品業塑料制品業 非金屬礦物制品業黑色金屬冶煉壓延加工業有色金屬冶煉壓延加工業 金屬制品業 普通機械制造業 專用機械制造業 交通運輸設備制造業 電氣機械及器材制造業 電子及通訊設備制造業 其他制造業電力蒸汽熱水生產供應業自來水的生產和供應業- 0 . 001- 0 . 003- 0 . 0010 . 029- 0 . 009- 0 . 0070 . 027- 0 . 011- 0 . 0010 . 0010 . 0110 . 0000 . 0030 . 0010 . 001- 0 . 0010 . 0020 . 0220 . 0050 . 0010 . 002-

23、 0 . 0080 . 0050 . 013- 0 . 004- 0 . 0290 . 0020 . 001- 0 . 003- 0 . 0010 . 0170 . 0020 . 0020 . 0000 . 001- 0 . 001- 0 . 0070 . 0030 . 002- 0 . 0190 . 0010 . 0000 . 0000 . 0030 . 0000 . 0010 . 000- 0 . 0010 . 001- 0 . 002- 0 . 005- 0 . 004- 0 . 001- 0 . 0010 . 004- 0 . 003- 0 . 0050 . 0030 . 0140 .

24、 001- 0 . 0010 . 0020 . 000- 0 . 0140 . 0010 . 000- 0 . 006- 0 . 0070 . 002- 0 . 031- 0 . 019- 0 . 010- 0 . 074- 0 . 003- 0 . 005- 0 . 001- 0 . 0160 . 001- 0 . 031- 0 . 007- 0 . 002- 0 . 031- 0 . 023- 0 . 010- 0 . 051- 0 . 004- 0 . 006- 0 . 032- 0 . 006- 0 . 004- 0 . 011- 0 . 0200 . 001- 0 . 012- 0

25、. 009- 0 . 001- 0 . 0010 . 006- 0 . 0010 . 001- 0 . 013- 0 . 0010 . 041- 0 . 0170 . 0020 . 0340 . 0220 . 001- 0 . 004- 0 . 012- 0 . 001- 0 . 002- 0 . 006- 0 . 0020 . 000- 0 . 0070 . 092- 0 . 008- 0 . 001- 0 . 005- 0 . 013- 0 . 0060 . 033- 0 . 008- 0 . 010- 0 . 002- 0 . 002- 0 . 001- 0 . 002- 0 . 002

26、0 . 0370 . 0080 . 0000 . 0060 . 0000 . 021- 0 . 0150 . 0010 . 0720 . 0420 . 0020 . 002- 0 . 0590 . 001- 0 . 002- 0 . 014- 0 . 0150 . 000- 0 . 0220 . 127- 0 . 011- 0 . 051- 0 . 0110 . 024- 0 . 050- 0 . 002- 0 . 002- 0 . 018- 0 . 001- 0 . 009- 0 . 003- 0 . 033- 0 . 019- 0 . 001- 0 . 003- 0 . 002- 0 .

27、0090 . 0000 . 1050 . 0320 . 0240 . 1970 . 0940 . 017- 0 . 0020 . 274- 0 . 0010 . 0840 . 0280 . 017- 0 . 0090 . 0730 . 1490 . 0320 . 0570 . 0440 . 0830 . 050- 0 . 0010 . 0030 . 0200 . 0070 . 0230 . 0180 . 0450 . 022- 0 . 002- 0 . 0023 SSE : static shif t effect ; DSE : dynamic shif t effect ; WSE : w

28、it hin shif t effect .2 . 2產業結構演變與經濟增長為了分析延邊地區產業結構變化對區域經濟增 長的影響 ,建立如下形式的計量經濟模型 。l n Y i , t = + 1 ln L Pi , t + 2 ln EM R i , t + 3 ln業 量 在 區 域 總 就 業 中 的 份 額 ; d t為 虛 擬 變 量( d u m m y v a ri able) , 因為從 1999 年開始 , 中國采用了新的統計法 , 從而引進虛擬變量 ; 下標 i 和 t 分別 指產 業 和 時 間 。進 行 回 歸 分 析 所 用 的 統 計 資 料 是1993 年 2002

29、 年期間延邊地區工業 33 個行業的時間序列和橫截面合并的資料 ( p a nel d at a) 。 利用上述計量經濟模型對延邊地區產業結構變化對區域經濟增長的影響進行回歸分析 ( 見表 5) ,結果 S i , t 的回歸系數均為負值 , 尤其是在利用模型 和模型 所進行的回歸分析中 , 該項系數的 t 統計量均在 = 0 . 05 的顯著性水平上是有意的 , 因·69 ·4 ln Ci , t - 1EM R i , t - 1+ d t( 4)5 ln I N V T i , t + 6 Q i , t+ u i+ 7 S i , t其中 , L Pi , t 為產

30、業的勞動生產率 ; EM R i , t 為產業的就業量 ; Ci , t 為產業的資本總量 ; I N V T i , t 為對 產業的投資量 ; Q i , t 為產業的區位商 ; S i , t 為產業就© 1994-2013 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. (5) 其中 ,為相應變量的變化量 。進行回歸分析的結果 ( 見表 6) , S i , t 的回歸系數仍然均為負值 , 因此 , 延邊 地區的產業結構變化對區域經濟增長率也產生負作 用 。由此能夠得出結論 ,

31、 如此回歸分析結果的主要原 因在于區域產業結構的相對惡化 。此 , 通過回歸分析可以認為 , 延邊地區的產業結構變化對區域經濟增長產生負作用 。 為了分析延邊地區產業結構變化對區域經濟增長率的影響 , 建立如下形式的計量經濟模型 。1 l n Yi , t - 1+ 2 l nL Pi , t+ 5 l nIN V Ti , t - 1l n Yi , t =+3 l n EM Ri , t + 4 l n EM Ri , t - 16 l nIN V Ti , t +7 Qi , t +7 Qi , t +8 S i , t +9 dt + ui表 5延邊地區產業結構變化對區域經濟增長的影響

32、 (1993 年2002 年)K333333333333333- 4 . 289 6- 4 . 264 0- 4 . 463 5- 4 . 521 14 . 022 6co nst( - 13 . 87)( - 13 . 62)( - 13 . 61)( - 13 . 30)( - 11 . 56)3333333333333330 . 541 90 . 540 80 . 532 20 . 533 90 . 473 5L Pi ,t(15 . 99)(15 . 91)(15 . 01)(15 . 01)(11 . 65)3333333333333330 . 844 30 . 856 90 . 8

33、42 30 . 827 40 . 849 6EM Ri ,t(17 . 23)(15 . 90)(16 . 37)(14 . 67)(14 . 48)333333333333- 0 . 281 5 ( - 4 . 40)- 0 . 277 1- 0 . 254 8- 0 . 260 9- 0 . 293 2EM Ri ,t - 1( - 4 . 29)( - 3 . 88)( - 3 . 93)( - 4 . 14)3333333333330 . 410 80 . 044 10 . 420 70 . 438 2Ci ,t - 1(10 . 67)(9 . 05)(9 . 92)(8 . 76)

34、- 0 . 000 1 ( - 0 . 32)0 . 000 2 (0 . 35)0 . 000 2 (0 . 39)0 . 000 2 (0 . 36)INV Ti ,t333333- 0 . 117 1- 0 . 130 8INV Ti ,t - 1( - 2 . 41)( - 2 . 47)3- 0 . 048 2 ( - 1 . 47)INV Ti ,t3330 . 460 2INV Ti ,t - 1(8 . 23)330 . 004 0 (0 . 50)- 0 . 577 1 ( - 0 . 76)0 . 004 0 (0 . 50)- 0 . 695 9 ( - 0 . 89)-

35、 0 . 046 1 ( - 0 . 56)0 . 9380 . 030 2 (1 . 58)0 . 030 4 (1 . 58)0 . 001 7( - 0 . 08)- 0 . 473 6 ( - 0 . 33)Qi ,t3333- 2 . 437 8- 2 . 317 8Si ,t( - 1 . 90)( - 1 . 79)0 . 060 8 (0 . 66)0 . 9433- 0 . 130 5 (1 . 49)0 . 944dummyR20 . 9380 . 943 D. W 1 . 547 1 . 529 1 . 400 1 . 406 1 . 420 333= 0 . 01 的顯

36、著性水平上有意 ; 33= 0 . 05 的顯著性水平上有意 ; 3= 0 . 10 的顯著性水平上有意 ;括號里的數據為t% 統計量 。3結束語分析結果可以看出 , 20 世紀 90 年代是延邊工業結構日益惡化的時期 ,產業結構變化對工業勞動生產 率的影響是按照“結構義務假說”,即以勞動生產率 下降的產業吸收勞動力為主來履行產業結構變化義 務的 。從 90 年代末以后 ,隨著延邊朝鮮族自治州政 府實施相對重視工業發展的經濟政策以來 ,工業結 構變化相對好轉 ,從而使產業結構變化與前一期相反 ,對工業勞動生產率的影響是 按 照“結 構 義 務 假 說”,即以勞動生產率上升的產業中離開勞動力為主

37、 來履行產業結構變化義務的 。從產業結構變化與產 出之間的回歸分析結果又可以看出 , 在 1993 年 2002 年期間 ,延邊地區的產業結構變化對經濟增長 產生了負作用 ,即這一期間的產業結構惡化影響了由于改革開放以前中國計劃經濟體制的影響 ,在 20 世紀 80 年代初 ,延邊地區產業結構的基本特 征是國民經濟各個部門的門類比較齊全 ,但是由于 區域內市場規模的局限性 ,產業規模比較小 。隨著 市場經濟體制的加強 ,這種產業結構特點因產業規模小而缺乏市場競爭力而日益顯露出不合理性 。其 表現形式為許多產業的競爭脆弱性日益嚴重 ,從而 使許多產業趨于淘汰或者已經淘汰 。產業結構的不 合理性必

38、然影響延邊地區經濟增長的效益 。通過前 面的偏離 份額分析和計量經濟模型的回歸分析 進一步證實了這一觀點的正確性 。由偏離 份額·70 ·© 1994-2013 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. 區域經濟增長 。表 6延邊地區產業結構變化對區域 經濟增長率的影響 (1993 年2002 年)拋棄那些不適合于區域特征的產業 。根據現階段延邊地區經濟發展的水平 、產業技術條件和人才資源 條件 ,應重點發展勞動密集型產業和部分資源型的技術資本密集型產業 。例如

39、 ,依據上面的偏離 份額分析結果 ,應重點發展煙草加工業 、紡織業 、服 裝 、醫藥工業等勞動生產率上升的產業和勞動力份 額上升的產業 ;對于造紙業 、木材加工制品業等勞動 生產率上升的產業勞動力流出的產業 ,應繼續增加 投入 ,以便實現規模經濟 ,從而加強其市場競爭力 。K3330 . 06810 . 063 6 (1 . 29)co nst(1 . 87)- 0 . 075 9 ( - 1 . 11)0 . 161 5 333(4 . 22)0 . 628 1 333(12 . 53)- 0 . 026 7 ( - 0 . 40)0 . 098 0 33(2 . 04)0 . 000 04

40、 (0 . 10)0 . 004 3( - 0 . 03)- 0 . 028 9 ( - 0 . 03)- 0 . 076 1 ( - 1 . 11)Yi ,t - 10 . 062 9 (4 . 28)0 . 629 6 333(12 . 93)- 0 . 025 4 ( - 0 . 38)0 . 099 2 33(2 . 11)0 . 000 05 (0 . 11)0 . 004 3 (0 . 25)- 0 . 030 4 ( - 0 . 03)dummy 參考文獻 1 Timmer , M . P. and Szirmai A. , “Productivity growt h inAsi

41、an manufact uring : t he st ruct ural bo nus hypot hesis exam2ined”J . St ruct ural Chan ge and Eco no mic Dynamics , Vol . 11 ,2000 .2 Peneder , M . , “Indust rial st ruct ure and aggregate growt h”J . St rct ural Chan ge and Eco no nic Dynamics , Vol . 14 , 2003 , pp . 427 - 448 .3 Bail , M . N .

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