浙江產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的實(shí)證分析

1、浙江理工大學(xué)學(xué)報(bào), 第25卷, 第2期,2008年3月Journal of Zhejiang Sci 2Tech U niversityVol. 25, No. 2, Mar. 2008文章編號(hào):167323851(2008 0220224204浙江產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的實(shí)證分析吳江平, 云鶴(浙江理工大學(xué)經(jīng)管學(xué)院, 杭州310018摘要:構(gòu)建了關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的模型, 實(shí)證回歸的結(jié)果表明:生產(chǎn)要素由生產(chǎn)率低的產(chǎn)業(yè)部門向高的部門轉(zhuǎn)移過程中可以提高社會(huì)總的生產(chǎn)率, 即勞動(dòng)力由第一產(chǎn)業(yè)向第二、生產(chǎn)率, 其中勞動(dòng)力在第三產(chǎn)業(yè)中的轉(zhuǎn)移效應(yīng)要高于第二產(chǎn)業(yè)。據(jù)此, 方向是大力發(fā)展浙江的

2、第三產(chǎn)業(yè), 關(guān)鍵詞:產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu); 增長(zhǎng)方式; 實(shí)證分析中圖分類號(hào):F121. 3文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:0引言, 關(guān)鍵要在加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式、完善社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制方面取得重大進(jìn)展。加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式, 推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí), 由主要依靠第二產(chǎn)業(yè)帶動(dòng)向依靠第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)協(xié)同帶動(dòng)轉(zhuǎn)變。改革開放近30年, 浙江經(jīng)濟(jì)得到了強(qiáng)勁的發(fā)展, 不論是經(jīng)濟(jì)總量還是居民人均收入。據(jù)統(tǒng)計(jì),1978年浙江的GDP 總量(當(dāng)年價(jià)格 僅為123. 7億元, 而2006年GDP 為15649億元, 近30年上升了100多倍; 人均GDP (當(dāng)年價(jià)格 則由1978年的331元提高到2006年的31684元,29年的時(shí)間里上升

3、了近百倍。按1990不變價(jià)格平減后的人均GDP 為14000元, 換成外匯, 則人均GDP 接近2000美元。依照錢納里1劃分工業(yè)化階段的理論, 浙江目前處于工業(yè)化的中后期。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的歷史和國(guó)際經(jīng)驗(yàn)表明, 這個(gè)階段是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵時(shí)期, 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將會(huì)受到資源和環(huán)境的雙重制約2。而浙江目前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展恰恰面臨一個(gè)“瓶頸”:粗放型增長(zhǎng)方式受到資源和環(huán)境的雙重制約。因此, 只有通過加快經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)變, 提高要素使用效率, 改變過去那種主要依靠要素投入的粗放型增長(zhǎng)方式, 轉(zhuǎn)向主要依靠提高要素生產(chǎn)率的集約增長(zhǎng)方式, 才能維持經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)。而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)變與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化又密切相關(guān), 如果產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的

4、調(diào)整適時(shí)跟進(jìn)以及合理化, 則可以提高社會(huì)生產(chǎn)率水平, 進(jìn)而有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)變。1產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化促進(jìn)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的機(jī)理分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式指的是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的各種因素的組合方式, 增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)型涉及到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉的問題。關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉, 傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論(包括古典和新古典 假設(shè)市場(chǎng)是完全競(jìng)爭(zhēng)且能達(dá)到均衡, 即市場(chǎng)主體的完全競(jìng)爭(zhēng)狀態(tài)可以維持整個(gè)市場(chǎng)供求平衡3, 不論是生產(chǎn)者還是消費(fèi)者, 他們會(huì)看到資源的配置存在長(zhǎng)期的“帕累托最優(yōu)”效應(yīng), 那么社會(huì)所有每個(gè)生產(chǎn)部門的要素收益率都會(huì)等于要素的邊際生產(chǎn)率, 其結(jié)果是, 在任何時(shí)間點(diǎn)和空間點(diǎn)上生產(chǎn)要素在各個(gè)生產(chǎn)部門之間的流動(dòng)并不會(huì)增加總產(chǎn)出, 否則就違背了

5、“帕累托最優(yōu)”的假設(shè)。綜上, 不論是古典還是新古典理論否認(rèn)存在部門間的結(jié)構(gòu)變動(dòng)產(chǎn)生的增長(zhǎng)效應(yīng) 。收稿日期:2007-10-23, 男, 江西贛州人, 碩士研究生, 主要從事區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)研究。作者簡(jiǎn)介:吳江平(1982-第2期吳江平等: 浙江產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的實(shí)證分析225事實(shí)上, 完全競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)狀態(tài)在現(xiàn)實(shí)中并不存在, 它只是一種美好假設(shè)而已, 不論是市場(chǎng)機(jī)制還是行政計(jì)劃干預(yù)都無法使市場(chǎng)達(dá)到完全競(jìng)爭(zhēng)的均衡“, 帕累托最優(yōu)”的資源配置效應(yīng)只是一種理想狀態(tài)。1960年代以來, 庫(kù)茲涅茨4和錢納里等(1975、1986 以及其他一些西方經(jīng)濟(jì)學(xué)家利用三次產(chǎn)業(yè)分類法, 通過多國(guó)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)研究了人均

6、國(guó)民收入變動(dòng)和勞動(dòng)力在三次產(chǎn)業(yè)間轉(zhuǎn)移趨向的內(nèi)在關(guān)聯(lián), 得出經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變動(dòng)特別是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用是在統(tǒng)計(jì)上非常顯著的, 結(jié)構(gòu)變動(dòng)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)重要變量。既然經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉不僅包括資本和勞動(dòng)投入, 也包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化, 那么以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化作為切入點(diǎn)研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變具有可行性。研究增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的實(shí)質(zhì)就是研究如何提高要素生產(chǎn)率的問題, 那么如何提高要素生產(chǎn)率就成為轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的關(guān)鍵。就目前的機(jī)制來說, 促進(jìn)生產(chǎn)率的提高主要有三種方式:技術(shù)進(jìn)步、內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。前兩種方式主要是通過提高部門的生產(chǎn)率來達(dá)到提高整個(gè)社會(huì)的平均生產(chǎn)率5; 而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的作用機(jī)制是, 現(xiàn)存的產(chǎn)

7、業(yè)部門之間的生產(chǎn)率水平存在差異, 利益的驅(qū)動(dòng)使得生產(chǎn)要素由生產(chǎn)率低的部門向生產(chǎn)率高的部門轉(zhuǎn)移, 由此而提高社會(huì)平均生產(chǎn)率水平。可見, 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化追求要素生產(chǎn)率水平的作用機(jī)制使得其在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中具有集約增長(zhǎng)效應(yīng), 即具有轉(zhuǎn)換增長(zhǎng)方式的意義。2浙江產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的實(shí)證檢驗(yàn)2. 1方法、模型與數(shù)據(jù)說明, 從而提高, 。改革開放以來浙江出現(xiàn), 、三產(chǎn)業(yè)大面積轉(zhuǎn)移。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的本質(zhì)就是社會(huì)生產(chǎn)率的提高, , 選擇全要素生產(chǎn)率作為衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式具有天然的合理性。筆者建立的計(jì)量模型選擇浙江省全要素生產(chǎn)率作為因變量以反映增長(zhǎng)方式, 勞動(dòng)力由第一產(chǎn)業(yè)向第二和第三產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移作為自變量建立簡(jiǎn)

8、單的線性模型, 如下:(1 T F P t =0+1L 1t +2L 2t +t其中, T F P 是全省的全要素生產(chǎn)率; L 1是第二產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)力與第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)量的比值; L 2代表第三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力與第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)量之比值; 基于一定時(shí)間長(zhǎng)度的時(shí)間序列數(shù)據(jù), L 1和L 2t 表示模型的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。反映了勞動(dòng)力在三次產(chǎn)業(yè)之間的轉(zhuǎn)移, 即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。為了保持一致性, 反映增長(zhǎng)方式的指標(biāo)也選擇以總產(chǎn)出與總要素投入之間的比值T F P 。樣本數(shù)據(jù)的選擇范圍為19862005年。在此要作出兩點(diǎn)說明, 一是反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換的指標(biāo)很多, 除了勞動(dòng)力外, 主要還有技術(shù)因素和資本因素。技術(shù)因素在產(chǎn)業(yè)之間的轉(zhuǎn)

9、移促成部門生產(chǎn)率的提高, 進(jìn)而提高社會(huì)總的生產(chǎn)率, 但是由于數(shù)據(jù)的可得性, 當(dāng)前很難采用技術(shù)指標(biāo)做出計(jì)量檢驗(yàn)分析, 而且在其他學(xué)者的研究中也很少采用; 資本在產(chǎn)業(yè)之間的轉(zhuǎn)移對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化起著重要作用, 但是筆者應(yīng)用相關(guān)數(shù)據(jù)的實(shí)證結(jié)果表明, 由于與勞動(dòng)的數(shù)據(jù)之間相關(guān)性較高, 檢驗(yàn)效果并不理想, 所以筆者放棄資本的產(chǎn)業(yè)間轉(zhuǎn)移作為分析的指標(biāo)。二是關(guān)于T F P 的計(jì)算。全要素生產(chǎn)率在統(tǒng)計(jì)年鑒中并不能直接得到, 需要通過總量生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行計(jì)算而得到。假定資本和勞動(dòng)的邊際報(bào)酬不變、技術(shù)進(jìn)步是希克斯中性的, 則可以假設(shè)浙江省的總量生產(chǎn)函數(shù)為:(2 Y t =A t K t L t 勞動(dòng)力數(shù)據(jù)可以從統(tǒng)計(jì)年鑒

10、上直接獲得; 對(duì)于實(shí)際總產(chǎn)出數(shù)據(jù), 根據(jù)統(tǒng)計(jì)年鑒上的一些價(jià)格指標(biāo)通過簡(jiǎn)單的計(jì)算得出; 要說明的是資本存量的計(jì)算, 借鑒張軍(2004 的方法, 經(jīng)過計(jì)算得到浙江歷年的資本存量(1978年的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)是根據(jù)1952年的固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)推算所得; 1978年的固定資本存量是根據(jù)1952年價(jià)格的資本存量和固定資產(chǎn)投資指數(shù)推算出來的現(xiàn)價(jià)資本存量; 計(jì)算1978年價(jià)格的歷年資本存量時(shí)采用了張軍等人(2004 的成果, 采用9. 6%的固定資產(chǎn)折舊率 6。據(jù)此, 可以計(jì)算出浙江的T F P 。2. 2實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果分析通過對(duì)式(2 的OL S 回歸計(jì)算出了浙江的T F P , 在對(duì)式(1 進(jìn)行回

11、歸之前, 驗(yàn)證全要素生產(chǎn)率與L 1和L 2之間是否具有相關(guān)性對(duì)筆者的研究很關(guān)鍵, 使用計(jì)量軟件Eviews3. 1做相關(guān)性檢驗(yàn), 結(jié)果如表1。226浙江理工大學(xué)學(xué)報(bào)2008年第25卷從表1可以知道, T F P 和L 1、L 2之間的相關(guān)系數(shù)都很高且為正, 這說明T F P 與L 1、L 2高度相關(guān); 同時(shí)L 1和L 2之間的相關(guān)系數(shù)也比較高, 表明自變量之間可能存在多重共線性?；貧w結(jié)果如下(括號(hào)內(nèi)為相應(yīng)系數(shù)的t 統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)值 :T F P t =0. 247851+0. 092011×L 1t +0. 200089×L 2t (3(17. 73443 (2. 100789

12、(3. 8538992R =0. 955706; F =183. 4005; DW =0. 617870表1T F P 與L 1和L 2的相關(guān)性系數(shù)表TF P TF P L 1L 2L 1L 210. 9576050. 9717030. 95760510. 9515610. 9717030. 9515611回歸結(jié)果表明, 各個(gè)系數(shù)的t 統(tǒng)計(jì)值都通過了檢驗(yàn), 說明兩個(gè)自變量對(duì)被解釋變量有顯著作用; F 統(tǒng)計(jì)值也比較大, 模型的整體回歸效果顯著; 擬合優(yōu)度值R 2大于0. 95, 模型的擬合效果不錯(cuò); 唯一的缺陷就是DW 值比較小, 表明模型的殘差序列存在自相關(guān)性。為了消除殘差序列的自相關(guān), 在此

13、采用Cochrane 2Orcutt 法進(jìn)行迭代消除。以殘差e t 作為被解釋變量, 以各種可能的滯后變量e t-1, e t-2作為解釋變量進(jìn)行回歸。如式(4 所示:(4 e t =1e t-1+2e t-2+t通過多次的OL S 回歸, , , 2=-0. 688187,把1和2代入式(5 :(5 T F P t =0+1L 1t +2L 2t其中T F P 重新1T F P t -2T F P 1, 11t 1, L 21L 2t -2L 2t-1, t 為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)?；貧w的結(jié)果如式(6 所示:(6 t . +0. 053635×L 1t +0. 239056×L 2

14、t(19. 59994 (2. 351675 (6. 322496R 2=0. 953579; F =164. 3356; DW =2. 002420以上t 統(tǒng)計(jì)值都在5%顯著水平上通過了檢驗(yàn)。比較式(3 和式(6 , 式(6 的回歸效果顯然要好于式(3 。從式(6 的回歸結(jié)果可知, 第一, L 1和L 2對(duì)T F P 的提高都有顯著的正向作用, L 1和L 2提高越快, 則T F P 增加的速度也越快。具體而言, L 1每增加1個(gè)點(diǎn), 則有利于T F P 提升0. 0553635個(gè)點(diǎn); 而L 2每增加1個(gè)點(diǎn)則可以使T F P 增加0. 2239056個(gè)點(diǎn); 第二, 從兩個(gè)解釋變量的系數(shù)看到,

15、 L 2的系數(shù)是0. 239056, L 1的系數(shù)為0. 053635, L 2對(duì)T F P 的作用要遠(yuǎn)高于L 1的作用。3浙江分三次產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)源泉的分解從第二部分的實(shí)證結(jié)果知道, 勞動(dòng)力在三次產(chǎn)業(yè)之間的轉(zhuǎn)移有利于全要素生產(chǎn)率的提高, 那么浙江三次產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)率在改革開放以來增長(zhǎng)情況如何呢? 表2是19962005年(計(jì)算的結(jié)果表明,19962005年之間的全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)和對(duì)GDP 增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率都趨于穩(wěn)定, 有利于筆者的研究 浙江全部經(jīng)濟(jì)和三次產(chǎn)業(yè)的各自產(chǎn)出、投入、全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)情況。從表2看到“, 九五”計(jì)劃提出的兩大根本轉(zhuǎn)變之一的增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的效果并不理想,19962005年間全部經(jīng)

16、濟(jì)的全要素生產(chǎn)率年均增長(zhǎng)只有2. 66個(gè)百分點(diǎn), 與發(fā)達(dá)國(guó)家相比還有相當(dāng)程度的差距, 美國(guó)T F P 增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)為54. 9%(丹尼森, 1974 , 日本T F P 增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)為41. 3%728表219962005年浙江國(guó)民經(jīng)濟(jì)與三次產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)因素全部經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出全要素生產(chǎn)率3資本存量勞動(dòng)投入12. 572. 6617. 171. 7年均增長(zhǎng)率/%第一產(chǎn)業(yè)第二產(chǎn)業(yè)3. 81-5. 5521. 14-4. 04 13. 240. 7419. 085. 02第三產(chǎn)業(yè)12. 451. 02217. 14. 97; 即使與新興工業(yè)化國(guó)家和一些中等發(fā)展中國(guó)家資料來源:根據(jù)歷年(1996

17、2005 浙江統(tǒng)計(jì)年鑒中的有關(guān)數(shù)的同類數(shù)據(jù)相比也有差距。而分三次產(chǎn)業(yè)來?yè)?jù)整理所得。3注釋:根據(jù)文中的式(2 計(jì)算得到浙江的資本產(chǎn)出彈性和勞看, 第一產(chǎn)業(yè)在此期間的T F P 卻是負(fù)增長(zhǎng);第二產(chǎn)業(yè)的T F P 增長(zhǎng)也非常緩慢; 相對(duì)高的動(dòng)投入產(chǎn)出彈性分別為0. 53和0. 47。第2期吳江平等: 浙江產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的實(shí)證分析227是第三產(chǎn)業(yè), 達(dá)到1. 022%, 但是對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率也不到9%。與此相對(duì)的是, 資本積累每年都保持了17%以上的增長(zhǎng)速度, 并且三次產(chǎn)業(yè)都表現(xiàn)出這一特征?？梢? 浙江經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)表現(xiàn)出的是一種粗放的類型。4結(jié)論從式(5 的回歸結(jié)果得出, 首先產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化有利

18、于全要素生產(chǎn)率的提高, 加快勞動(dòng)力由第一產(chǎn)業(yè)向第二、第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移可以促進(jìn)浙江經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變; 其次, 勞動(dòng)力要素流向第三產(chǎn)業(yè)帶來的生產(chǎn)率效應(yīng)要高于流向第二產(chǎn)業(yè)帶來的生產(chǎn)率效應(yīng)。因此, 加快勞動(dòng)力從傳統(tǒng)第一產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè), 有利于浙江全要素生產(chǎn)率的提高, 進(jìn)而有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)變; 另外, 從三次產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的分析中得到第三產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率要高于第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè), 按照產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的內(nèi)在機(jī)制, 生產(chǎn)要素由生產(chǎn)率相對(duì)低的產(chǎn)業(yè)部門向相對(duì)高的產(chǎn)業(yè)部門轉(zhuǎn)移可以產(chǎn)生高級(jí)化的效應(yīng), 提高全社會(huì)的總生產(chǎn)率, 進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)變。從這個(gè)視角來看, 加快生產(chǎn)要素向第

19、三產(chǎn)業(yè)的傾斜具有促使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的意義。而模型的回歸結(jié)果表明, 第三產(chǎn)業(yè)吸納就業(yè)的潛力要高于第二產(chǎn)業(yè), 并且第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)量越多越有利于全要素生產(chǎn)率的提高, 更加有利于增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)變。參考文獻(xiàn):1H 錢納里, 賽爾奎因. 工業(yè)化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的比較研究:, 1989.2Casson F A. Cultural determinants of of Comparative Economics , 1993, 17:418-420.3Solow R. A contribution to .Quarterly Journal of Economics , 1956, 70:65-94.4S 庫(kù)茲涅茨.

20、 , 1985.5呂鐵, 周叔蓮. J.管理世界, 1999(1 :113-138.6張軍, 吳桂英, 中國(guó)省際物質(zhì)資本存量估算:19522000J.經(jīng)濟(jì)研究, 2004(10 :35-44.7李京文, D 喬根森, 鄭友敬, 等. 生產(chǎn)率與中美日經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)研究M .北京:中國(guó)社會(huì)科學(xué)出版社, 1993.8Cheung , Steven N S. The contractual nature of the firmJ.J. Law and Economics , 1983, 26(1 :1-22.An Empirical Research for Industrial Struct ure Optimization andGrowt h Pattern Conversion of ZhejiangW U J iang 2ping , YU N He(School of Economics and Management , Zhejiang Sci 2Tech University , Hangzhou 310018, China Abstract :The paper set