甘肅省產業(yè)發(fā)展

1、甘肅省產業(yè)發(fā)展、技術投入對經濟增長的貢獻研究該課題受西南民族大學國家民委2007年科研項目“匯率變動對西部民族地區(qū)外貿出口的影響與對策研究”的支助。項目編號：07XN04, 涂裕春教授主持。作者在此表示感謝。 (西南民族大學經濟學院，四川成都 610041)摘要：本文文從產業(yè)業(yè)結構的的角度，運運用協(xié)整整檢驗和和格蘭杰杰因果關關系檢驗驗分析了了甘肅省省19778220055年間產產業(yè)結構構與經濟濟增長的的長期均均衡關系系。研究究結果表表明：第第二產業(yè)業(yè)對經濟濟增長的的貢獻比較較大，其其經濟增增長彈性性在0.5左右右，第一一、三產產業(yè)的經經濟增長長彈性相相對較低低; 技術進進步對經經濟增長長的影響

2、響較微弱。關鍵詞：甘甘肅省 經濟濟增長 協(xié)整整檢驗 格蘭杰杰因果檢檢驗The cconttribbutiion ressearrch of Gannsu Proovinnce inddusttriaal ddeveeloppmennt aand tecchniicall innvesstmeent to ecoonommic groowthhJianmmingg Cuui Yucchunn Tuu（Econnomiicall insstittutee off Soouthhwesst uunivverssityy foor nnatiionaalitty，cchenngduu.siichuua

3、n 61100441）Abstrractt: FFromm thhe ppersspecctivve oof tthe inddusttriaal sstruuctuure, thiis ppapeer uuse coiinteegraatioon ttestt annd GGranngerr caausaalitty ttestt too annalyyze thee inndusstriial strructturee annd eeconnomiic ggrowwth of a llongg-teerm equuiliibriium rellatiionsshipp off Gaansu

4、u prroviincee frrom 19778 tto 220055.Thee reesullts shoow tthatt thhe ssecoondaary inddusttry conntriibuttes rellatiivelly llargge tto eeconnomiic ggrowwth, fleexibbiliity is arooundd 0.5 iin eeconnomiic ggrowwth. Fllexiibillityy off thhe eeconnomiic ggrowwth of thee fiirstt annd tterttiarry iinduus

5、trriess iss reelattiveely loww annd tthe imppactt off teechnnoloogiccal proogreess on ecoonommic groowthh iss weeak.Keywoordss: Gannsu proovinnce Econoomicc groowthh coiinteegraatioon tesst Graangeer ccaussaliity tesst引 言經濟增長是是經濟學學研究的的最重要要的課題題之一，其其不僅包包含經濟濟總量的的增加，還還包含經經濟結構構的轉變變、優(yōu)化化和升級級。而產產業(yè)結構構變動是是經濟增

6、增長的必必然結果果,同時時又是影影響經濟濟增長的的重要因因素。在在現(xiàn)代經經濟增長長中，區(qū)區(qū)域產業(yè)業(yè)結構是是影響區(qū)區(qū)域經濟濟增長的的關鍵因因素,正正確認識識和估計計產業(yè)結結構變動動對經濟濟增長的的貢獻,對于科科學認識識和理解解現(xiàn)實的的經濟增增長及制制定促進進經濟增增長的政政策具有有重要意意義。本本文以甘甘肅省11978820005年年間的數數據，運運用協(xié)整整檢驗和和Graangeer因果果分析方方法，研研究了甘甘肅省產產業(yè)結構構對經濟濟增長的的貢獻，以以期說明明甘肅省省的產業(yè)業(yè)結構影影響經濟濟增長的的過程與與方式，并并提出適適合甘肅肅省經濟濟增長、產產業(yè)發(fā)展展的對策策和建議議，為未未來甘肅肅省經

7、濟濟調整，促促進經濟濟快速、均均衡發(fā)展展提供重重要參考考。一、文獻綜綜述產業(yè)結構狀狀況是影影響一個個國家經經濟增長長的重要要因素之之一，但但在200世紀880年代代中期以以前，中中國還沒沒有系統(tǒng)統(tǒng)的產業(yè)業(yè)結構，這這與產業(yè)業(yè)經濟學學作為一一門學科科在國際際學術界界取得一一致的認認同有關關，而中中國大約約在200世紀880年代代初西方方產業(yè)經經濟理論論才引入入中國。在在理論研研究方面面,楊治治（19985）1 楊治:產業(yè)經濟學導論,中國人民大學出版社,1985年。于產業(yè)經濟學導論一書中最早的向中國經濟工作者展現(xiàn)了產業(yè)經濟學理論；劉偉（1995）1劉偉:工業(yè)化進程中的產業(yè)結構研究,中國人民大學出版社

8、，1995年。認為，產業(yè)結構演化的進程和工業(yè)化、現(xiàn)代化密切相關。在一定程度上，可以把經濟增長的實質歸結為工業(yè)化，進而理解為結構演進；周振華（2003）周振華：產業(yè)融合:產業(yè)發(fā)展及經濟增長的新動力,中國工業(yè)經濟，2003年第4期。1 楊治:產業(yè)經濟學導論,中國人民大學出版社,1985年。1劉偉:工業(yè)化進程中的產業(yè)結構研究,中國人民大學出版社，1995年。周振華：產業(yè)融合:產業(yè)發(fā)展及經濟增長的新動力,中國工業(yè)經濟，2003年第4期。郭克莎：我國產業(yè)結構變動趨勢及政策研究，管理世界，1999.第5期。在實證研究究方面, 劉偉偉（20002）劉偉：產業(yè)結構與經濟增長，中國工業(yè)經濟，2002年第5期。在

9、理論研究的基礎上，對各地區(qū)（19922000）的產業(yè)結構與經濟增長之間的關系進行研究認為：第三產業(yè)的結構擴張會降低第一產業(yè)和第二產業(yè)對經濟規(guī)模的正效應 ,因此只有通過提高第一產業(yè)和第二產業(yè)的效率才能獲得長期穩(wěn)定的經濟增長；郭金龍( 1998)郭金龍等： 結構變動對經濟增長方式轉變的作用分析,數量經濟濟術研究，1998年第9期。采用錢納里的回歸模型，對中國的經濟結構變動帶來的整體收益對經濟增長的影響進行了分析，從而得出，結構變動以及與結構變動相伴隨的資源再配置對經濟增長的作用是巨大的。呂鐵（1999）呂鐵等：中國的產業(yè)結構升級與經濟增長方式轉變，管理世界，1999年第1期。通過采用資源再配制效應

10、模型，考察了中國改革以來（19791996）三次產業(yè)結構的變動對經濟增長的具體貢獻，得出三次產業(yè)機構的資源再配置效應對經濟增長的貢獻為3.04%，反映了中國三次產業(yè)結構的變動對經濟增長的影響較小。劉偉：產業(yè)結構與經濟增長，中國工業(yè)經濟，2002年第5期。郭金龍等： 結構變動對經濟增長方式轉變的作用分析,數量經濟濟術研究，1998年第9期。呂鐵等：中國的產業(yè)結構升級與經濟增長方式轉變，管理世界，1999年第1期。在地區(qū)性研研究方面面，眾多多工作者者分別針針對中國國各個地地區(qū)以省省、縣等等區(qū)域對對產業(yè)結結構與經經濟增長長的相關關問題進進行了不不同程度度的大量量的實證證研究。例例如：林林秀梅等等（2

11、0005,吉林省?。┝中忝罚?周瑞紅， 宋曉杰 吉林省產業(yè)結構與經濟增長相關性的實證研究J,工業(yè)技術經濟，2005年第6期。, 劉云鋒鋒(20004,遼寧省省)劉云鋒， 遼寧省產業(yè)結構與經濟增長實證分析J,東北亞論壇， 2004年第9期。,王王耀中等等（20003，湖湖南?。┩跻?， 李禮湖南產業(yè)結構與經濟增長關系的實證研究J,湖南社會科學, 2003年第5期。，徐寶英（2006，安徽省）徐寶英，安徽省產業(yè)結構與經濟增長的相關性研究J,安徽工業(yè)大學學報，2006年第2期。，張紅兵，（2006，江蘇?。?張紅兵，江蘇省產業(yè)結構與經濟增長關系的實證分析J,價值工程，2006年第5期。，曾國平等(2

12、004,重慶市)曾國平， 曹躍群產業(yè)結構變動與重慶市經濟增長的實證研究J,西南農業(yè)大學學報,2004年第9期。,徐永良(2004, 嘉興市) 徐永良, 嘉興市產業(yè)結構與地區(qū)經濟增長J,嘉興學院學報,2004年第3期。；對甘肅省的研究中，梁亞民（2002） 梁亞民：甘肅省省域經濟發(fā)展之現(xiàn)狀分析，甘肅社會科學,2002年第4期。研究認為，改革開放以來 ,雖然從縱向上看 ,甘肅省經濟與社會的發(fā)展均取得了令人矚目的偉大成就 ,但是橫向看 ,它與東南沿海地區(qū)的差距不僅沒有縮小 ,反而呈進一步拉大的趨勢；汪洋（2003） 汪洋：甘肅省三次產業(yè)競爭力偏離的實證分析，甘肅科學學報,2003年第1期。林秀梅，

13、周瑞紅， 宋曉杰 吉林省產業(yè)結構與經濟增長相關性的實證研究J,工業(yè)技術經濟，2005年第6期。劉云鋒， 遼寧省產業(yè)結構與經濟增長實證分析J,東北亞論壇， 2004年第9期。王耀中， 李禮湖南產業(yè)結構與經濟增長關系的實證研究J,湖南社會科學, 2003年第5期。徐寶英，安徽省產業(yè)結構與經濟增長的相關性研究J,安徽工業(yè)大學學報，2006年第2期。 張紅兵，江蘇省產業(yè)結構與經濟增長關系的實證分析J,價值工程，2006年第5期。曾國平， 曹躍群產業(yè)結構變動與重慶市經濟增長的實證研究J,西南農業(yè)大學學報,2004年第9期。 徐永良, 嘉興市產業(yè)結構與地區(qū)經濟增長J,嘉興學院學報,2004年第3期。 梁亞

14、民：甘肅省省域經濟發(fā)展之現(xiàn)狀分析，甘肅社會科學,2002年第4期。 汪洋：甘肅省三次產業(yè)競爭力偏離的實證分析，甘肅科學學報,2003年第1期。 樊元：甘肅民族地區(qū)縣域經濟差異與產業(yè)結構的實證研究，經濟師,2007年第1期。從前邊的文文獻回顧顧中我們們可以看看出，以以前實證證研究大大多是采采用單個個的方法法分析同同樣的問問題并且且研究所所采用的的數據時時間較早早，從研研究方法法上大多多采用一一般的模模型回歸歸，難免免偽回歸歸的問題題。所以以本文吸吸取以上上不足之之處，對對甘肅11978820005年年的時間間序列進進行協(xié)整整檢驗和和格蘭杰杰因果關關系檢驗驗，試圖圖對該區(qū)區(qū)經濟發(fā)發(fā)展的困困境給出出

15、合理的的解釋和和建議。二、模型的的建立國內外經濟濟理論界界對產業(yè)業(yè)結構的的研究已已很多， 經濟學學家們關關于產業(yè)業(yè)結構變變動是一一個國家家和地區(qū)區(qū)經濟增增長的重重要推動動力的觀觀點已經經基本成成為共識識。而產產業(yè)結構構是在一一定的技技術條件件下由專專業(yè)化和和社會分分工的生生產方式式決定的的。新古古典經濟濟理論認認為， 在競爭爭均衡的的假設條條件下， 經濟增增長是資資本積累累、勞動動力增加加和技術術變化長長期作用用的結果果。而資資本、勞勞動和技技術是在在一定產產業(yè)結構構中組織織在一起起進行生生產的， 對于給給定的資資本、勞勞動和技技術， 不同的的產業(yè)結結構會導導致不同同的生產產。如何何衡量產產業(yè)

16、結構構對經濟濟增長的的貢獻， 我們設設計如下下模型： （11）式中， 表表示總產產出；表表示第產產業(yè)的產產出；表表示技術術水平。對對式（11）求全全微分可可得： （22）給（2）式式子兩邊邊同除以以可得： （3）其中，。、分別表表示第產產業(yè)的總總產出彈彈性、技技術進步步對產出出的貢獻獻。 因此可以以利用以以下計量量經濟模模型計量量分析各各產業(yè)對對經濟增增長的貢貢獻： （4） 其中，表示殘差項。三、甘肅省省產業(yè)結結構與經經濟增長長的實證證研究 1. 數據據與指標標本文截取了了19778220055年的年年度數據據作為分分析樣（見見附表11、2）。產出指標用用各年的的GRPP表示；、分別以以每年度

17、度第一產產業(yè)、第第二產業(yè)業(yè)、第三三產業(yè)的的生產總總值表示示；197820003年的的數據主主要來自自甘肅肅統(tǒng)計年年鑒20000、220011、20002、220033、20004，22004420005數數據主要要來自甘甘肅經濟濟信息網網 HYPERLINK /ziliao/shuju /zilliaoo/shhujuu。技術進步以以財政對對科研的的支出表表示，其其中，11978819989年年的數據據缺失。本文全部數數據處理理均由vieews55.0完完成。2.ADFF單位根根檢驗在對模型進進行定量量分析前前，先需需要對數數據的平平穩(wěn)性進進行檢驗驗。我們們采用含含截距的的ADFF單位根根檢驗

18、如如表。表含含截距不不含趨勢勢項的AADF檢檢驗結果果變量ADF統(tǒng)計計值臨界值是否平穩(wěn)變量ADF統(tǒng)計計值臨界值是否平穩(wěn)0.33881633-3.71114557*不平穩(wěn)-2.96622552-2.62299006*平穩(wěn)-0.99969224-3.69998771*不平穩(wěn)-6.21112992-3.71114557*平穩(wěn)0.30991599-3.71114557*不平穩(wěn)-2.72219008-2.62299006*平穩(wěn)0.33227488-3.69998771*不平穩(wěn)-3.43363339-2.98810338*平穩(wěn)1.75552442-3.69998771*不平穩(wěn)-4.06655550-3.7

19、1114557*平穩(wěn) *、*、*分別別表示110%、55%、11%的顯顯著水平平從表1的檢檢驗結果果表明，各各變量都都屬于II（1）單單整序列列（單整整的定義義在后文文有進一一步的交交待）。3.格蘭杰杰因果關關系檢驗驗只有在變量量序列的的單整階階數相等等的情況況下，變變量之間間因果關關系的確確定才是是準確和和有效的的。所以以，基于于以上的的單位根根檢驗結結果，我我們可以以分別對對變量差差分 差分序列的定義為：， ，。，其其平穩(wěn)性 差分序列的定義為：， ，。表差分序序列的平平穩(wěn)性檢檢驗結果果變 量ADF統(tǒng)計計值臨 界 值值是否平穩(wěn)M-2.96622552-2.62299006*平穩(wěn)M1-6.21

20、112992-3.71114557*平穩(wěn)M2-2.72219008-2.62299006*平穩(wěn)M3-3.43363339-2.98810338*平穩(wěn)*、*、*分分別表示示10%、5%、1%的顯著著水平檢驗結果表表明，在在不同的的置信區(qū)區(qū)間上，差差分序列列是平穩(wěn)穩(wěn)的。 在此基基礎上，我我們對差差分序列列施行格格蘭杰因因果關系系檢驗，結結果如表表3。表甘肅省省產業(yè)結結構與經經濟增長長的格蘭蘭杰因果果關系檢檢驗結果果 Nuull Hyppothhesiis F-SStattisttic PProbbabiilittyM3 ddoess noot GGranngerr Caausee M 1.2799

21、95 00.2999877Mdoees nnot Graangeer CCausse MM3 4.812238 0.0019667M2 ddoess noot GGranngerr CaauseeM 6.9952338 00.0005100Mdoees nnot Graangeer CCausse MM2 0.5574116 0.572219M1 ddoess noot GGranngerr CaauseeM 5.2298550 00.0114244Mdoees nnot Graangeer CCausse MM1 22.1442666 0.143350M2 ddoess noot GGran

22、ngerr Caausee M3 4.406631 0.0025997M3 ddoess noot GGranngerr Caausee M2 0.608850 00.5553944M1 ddoess noot GGranngerr Caausee M3 1.078827 0.359916M3 ddoess noot GGranngerr Caausee M1 0.151160 00.8660311M1 ddoess noot GGranngerr Caausee M2 0.876663 0.4431558M2 ddoess noot GGranngerr Caausee M11 2.2844

23、41 0.1127778從滯后兩期期的因果果關系檢檢驗結果果來看，MM1,MM2分別別是M的的格蘭杰杰原因，MM是M33的格蘭蘭杰原因因，M22又是MM3的格格蘭杰原原因。也也就是說說，甘肅肅省第一一產業(yè)和和第二產產業(yè)的變變動是GGRP變變動的格格蘭杰原原因，GGRP和和第二產產業(yè)的變變動又是是第三產產業(yè)變動動的格蘭蘭杰原因因?？梢娨姡诘诘谝?、第第二、第第三產業(yè)業(yè)與地區(qū)區(qū)生產總總值GRRP這些些變量之之間至少少存在單單項的因因果關系系。四、 甘肅肅省產業(yè)業(yè)結構與與經濟增增長的長長期均衡衡分析1.方法如果一組非非平穩(wěn)時時間序列列存在一一個平穩(wěn)穩(wěn)的線性性組合，即即該組合合不具有有隨機趨趨勢，那那

24、么這組組序列就就是協(xié)整整地，這這個線性性組合被被稱為協(xié)協(xié)整方程程，表示示一種長長期的均均衡關系系。但是是“協(xié)整”概念與與經濟學學的“均衡”概念有有本質上上的聯(lián)系系。協(xié)整整揭示了了變量之之間的一一種長期期穩(wěn)定的的均衡關關系，是是均衡關關系在統(tǒng)統(tǒng)計上的的表述，因因此在實實證檢驗驗中用來來判斷變變量間存存在均衡衡關系的的證據。其其標準定定義為：若序列列是階單整整，存在在一個向向量，使使得，其其中，則認認為序列列是階協(xié)整整，記為為，為協(xié)整整向量。 張雪瑩，金德環(huán)：金融計量學教程，上海財經出版社，2005年，P184-185。 張雪瑩，金德環(huán)：金融計量學教程，上海財經出版社，2005年，P184-185

25、。2.協(xié)整檢檢驗檢驗協(xié)整關關系的方方法有EEngeel與GGranngerr的兩步步法和JJohaasenn（19988）與與Johhaseen-JJuseeliuus（119900）的JJJ檢驗驗法?；谇拔奈膶Ω拭C肅省各產產業(yè)與產產出指標標單位根根和格蘭蘭杰因果果關系的的檢驗，本本文采用用E-GG兩步法法對其長長期的動動態(tài)均衡衡關系進進行協(xié)整整檢驗。我們對序列列，進行協(xié)協(xié)整檢驗驗，首先先用OLLS方法法估計如如下方程程： （5）檢驗結果如如表，表 Evviewws5.0協(xié)整整回歸結結果Depenndennt VVariiablle: LNYYMethood: Leaast Squuare

26、esDate: 044/099/077 Timme: 15:30Samplle: 19778 220055Incluudedd obbserrvattionns: 28Variaablee CCoeffficciennt Stdd. EErroor t-SStattisttic ProobLNX1 0.19332944 0.00111139 177.3552622 0.000000LNX2 0.50220733 0.00092202 544.5663611 0.000000LNX3 0.29999111 0.00121179 244.6225866 0.000000C 1.06224922 0

27、.01554177 668.9917449 0.00000R-squuareed 0.99999599 Meaan ddepeendeent varr 55.74490664Adjusstedd R-squuareed 00.99999554 SS.D. deepenndennt vvar 1.10552122S.E. of reggresssioon 0.00774788 Akaaikee innfo criiterrionn 66.82221330Sum ssquaaredd reesidd 00.00013442 SSchwwarzz crriteerioon -66.63318115L

28、og llikeelihhoodd 999.5509882 FF-sttatiistiic 11965580.7Durbiin-WWatsson staat 11.44445776 PProbb(F-staatissticc) 0.00000000 從表中我我們可以以得到回回歸方程程為： （6）得到相應的的殘差序序列為： （77）其中為協(xié)整整參數。采用含常數項目的模型對殘差進行2階滯后的ADF檢驗。檢驗形式為： （8） 零零假設為為，檢驗驗結果見見表表殘差差序列平平穩(wěn)性檢檢驗結果果Augmeenteed DDickkey-Fulllerr tees -33.81142666 11% crrit

29、iicall vaaluees -33.72240775% criiticcal valluess -2.998622910% criiticcal valluess -2.66326604*MacKKinnnon (19996) onne-ssideed pp-vaaluees.由表中的的結果可可見，拒拒絕零假假設。殘殘差序列列平穩(wěn)。這這意味著著序列，存在協(xié)協(xié)整關系系。也就就是說，甘甘肅省GGRP與與第一產產業(yè)、第第二產業(yè)業(yè)、第三三產業(yè)在在樣本區(qū)區(qū)間內存存在長期期均衡關關系，（66）式具具有可解解釋意義義。從（6）式式可以看看出，三三個產業(yè)業(yè)對產出出都起到到正向促促進的作作用。第第一產業(yè)業(yè)、

30、第二二產業(yè)、第第三產業(yè)業(yè)的產出出彈性分分別為00.19932994、00.50020773、00.29999111，第第一產業(yè)業(yè)增加11%，產產出增加加0.11932294%，第三三產業(yè)增增加1%,產出出增加00.29999111%，第第二產業(yè)業(yè)對產出出增長的的貢獻比比較大，其其增長11%，產產出增長長0.55020073%。常數數項為正正，表明明在長期期內存在在一個對對產出的的正向促促進因素素。F、D.W統(tǒng)計量表明在樣本區(qū)間內回歸結果顯著，模型擬合的比較好，在此基礎上的回歸方程具有可解釋的意義。 3加加入技術術項的考考察與分分析。 技術變量屬于I（1）單整序列，和其他各指標沒有顯著的因果關系

31、。另外，將其引入模型后殘差項通過檢驗，說明協(xié)整關系成立。以上各項文中及附表中未列出，特此注。 對以上上變量中中加入技技術變量量，由公公式（55）中進進行最小小二乘回回歸。回回歸結果果為：（9） 執(zhí)行（7）、（88）式子子的步驟驟，經檢檢驗殘差差序列平平穩(wěn)。說說明加入入技術變變量后，各各變量和和產出之之間存在在長期均均衡的關關系。在在樣本區(qū)區(qū)間內，（99）式具具有可解解釋的意意義。從（9）式式可以看看出，在在原模型型中加入入技術變變量后，第第二產業(yè)業(yè)對產出出的貢獻獻輕微減減小，但但并沒有有影響第第二產業(yè)業(yè)對產出出貢獻最最大的結結論。技技術因素素對產出出的作用用很小，幾幾乎可以以忽略。說說明在目目

32、前的發(fā)發(fā)展階段段中，技技術對經經濟增長長的促進進效應非非常微弱弱。F、D.WW統(tǒng)計量量表明在在樣本區(qū)區(qū)間內回回歸結果果顯著，模模型擬合合的比較較好，在在此基礎礎上的回回歸方程程具有可可解釋的的意義。五、結論經過以上對對19778220055年288年間甘甘肅省產產業(yè)發(fā)展展與經濟濟增長的的實證研研究，可可以初步步得出如如下的結結論：1.甘肅省省第一產產業(yè)、第第二產業(yè)業(yè)、第三三產業(yè)與與地區(qū)生生產總值值等指標標都屬于于I（11）單整整序列，即即表明它它們在長長期中存存在著某某種均衡衡的關系系。2. 三個個產業(yè)與與產出之之間至少少存在著著單向的的格蘭杰杰因果關關系。3.產出與與三產業(yè)業(yè)、技術術進步之之

33、間存在在協(xié)整關關系。長長期而言言，三個個產業(yè)都都對產出出有明顯顯的正相相促進作作用。第第二產業(yè)業(yè)對產出出的貢獻獻比較大大，這可可能與該該省第二二產業(yè)投投入比重重大有很很大的關關系。第第一產業(yè)業(yè)、第三三產業(yè)的的產出彈彈性明顯顯小于第第二產業(yè)業(yè)的產出出彈性，很很有可能能是因為為第一產產業(yè)、第第三產業(yè)業(yè)的發(fā)展展滯后于于第二產產業(yè)。技技術進步步的產出出彈性很很小，在在此階段段中，技技術投入入對產出出的促進進作用很很微弱。六、政策建建議眾所周知， 第一產產業(yè)在自自然資源源條件的的約束下下， 受受生產要要素邊際際收益遞遞減規(guī)律律的影響響， 必必然促使使生產要要素向第第二產業(yè)業(yè)轉移。第第二產業(yè)業(yè)， 開開始受

34、規(guī)規(guī)模效益益遞增的的影響， 具有吸吸收生產產要素的的功能， 隨著規(guī)規(guī)模效益益由遞增增變?yōu)檫f遞減， 生產要要素數量量的增加加， 其其邊際產產出同樣樣會相對對減少。因因此， 當生產產要素的的邊際效效益發(fā)生生遞減時時， 生生產要素素將從第第二產業(yè)業(yè)向效益益更高的的第三產產業(yè)轉移移。由以上的分分析可知知，增加加第二產產業(yè)的投投資對經經濟增長長的促進進作用最最大；第第二、第第三產業(yè)業(yè)其次。為為此，我我們可以以考慮以以下幾點點措施：1.加大對對第二產產業(yè)的投投資，但但必須考考慮以下下幾點：（1）第二二產業(yè)是是在第一一產業(yè)的的基礎上上發(fā)展起起來的，當當第二產產業(yè)發(fā)展展到一定定程度就就要對一一第產業(yè)業(yè)進行反反

35、哺，以以確保第第一產業(yè)業(yè)的持續(xù)續(xù)發(fā)展。所所以，應應該在發(fā)發(fā)展第二二產業(yè)的的同時，兼兼顧好第第一產業(yè)業(yè)的發(fā)展展，為經經濟結構構的轉移移打下堅堅固的基基礎。（2）由于于第二產產業(yè)主要要是以工工業(yè)和建建筑業(yè)為為主，所所以，就就必須注注重能源源的利用用、開發(fā)發(fā)以及環(huán)環(huán)境污染染治理等等重大問問題?？煽梢钥紤]慮發(fā)展“循環(huán)經經濟”，以能能源的節(jié)節(jié)約、環(huán)環(huán)境的保保護為重重點考慮慮問題，進進而促進進經濟的的持續(xù)發(fā)發(fā)展。2.加大第第一產業(yè)業(yè)內部結結構調整整，發(fā)展展特色農農業(yè)。甘甘肅省由由于氣候候和地理理位置有有其自身身的特點點，大部部分地區(qū)區(qū)盛產土土豆、大大豆、玉玉米、花花椒，局局部地區(qū)區(qū)豐產蘋蘋果、核核桃以及及

36、醫(yī)用類類經濟作作物。所所以，可可以針對對不同地地區(qū)的經經濟特色色，因地地制宜的的發(fā)展。3.重視旅旅游資源源的開發(fā)發(fā)和利用用。甘肅肅省有一一大批可可待開發(fā)發(fā)的旅游游資源。開開發(fā)文化化型旅游游產業(yè)，通通過旅游游業(yè)的發(fā)發(fā)展保持持第三產產業(yè)的優(yōu)優(yōu)勢并促促進旅游游業(yè)等相相關的服服務、餐餐飲行業(yè)業(yè)的發(fā)展展。 44.從整整體上對對產業(yè)結結構進行行調整,使技術術進步成成為經濟濟增長的的內在動動力；優(yōu)優(yōu)化產業(yè)業(yè)結構,以確保保經濟的的良性發(fā)發(fā)展。參考文獻.楊治:產業(yè)業(yè)經濟學學導論M,中國人人民大學學出版社社,19985年年。2.劉偉:工業(yè)業(yè)化進程程中的產產業(yè)結構構研究M,中國人人民大學學出版社社，19995年年。

37、3.周振華華：產業(yè)業(yè)融合:產業(yè)發(fā)發(fā)展及經經濟增長長的新動動力中中國工業(yè)業(yè)經濟，220033年第44期。4.郭克莎莎：我國國產業(yè)結結構變動動趨勢及及政策研研究管管理世界界，19999.第5期期。5.劉偉：產業(yè)結結構與經經濟增長長中國國工業(yè)經經濟，220022年第55期。6.郭金龍龍等： 結構變變動對經經濟增長長方式轉轉變的作作用分析析數量量經濟濟濟術研究究，19998年年第9期期。7.呂鐵等等：中國國的產業(yè)業(yè)結構升升級與經經濟增長長方式轉轉變管管理世界界，19999年年第1期期。8.梁亞民民：甘肅肅省省域域經濟發(fā)發(fā)展之現(xiàn)現(xiàn)狀分析析甘肅肅社會科科學，220022年第44期。9.汪洋：甘肅省省三次產

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39、年第第5期。15. 徐徐寶英，安安徽省產產業(yè)結構構與經濟濟增長的的相關性性研究安徽工工業(yè)大學學學報，220066年第22期。16.張紅紅兵，江江蘇省產產業(yè)結構構與經濟濟增長關關系的實實證分析析價值值工程，220066年第55期。17.曾國國平， 曹躍群群產業(yè)業(yè)結構變變動與重重慶市經經濟增長長的實證證研究西南農農業(yè)大學學學報， 20004年第第9期。18.徐永永良, 嘉興市市產業(yè)結結構與地地區(qū)經濟濟增長嘉興學學院學報報，20004年年第3期期。附表1 甘甘肅省地地區(qū)生產產總值（11978820005） 單位：億億元人民民幣年份GRP第一產業(yè)總總值第二產業(yè)第三產業(yè)科學研究支支出總值工業(yè)建筑業(yè)總值交

40、通運輸及及郵電通通訊業(yè)批發(fā)零售貿貿易餐飲飲業(yè)197864.733 13.211 39.044 34.666 4.38 12.488 3.23 4.55 #NUM!197967.511 12.899 40.988 36.900 4.08 13.644 3.26 4.83 #NUM!198073.900 16.466 39.855 35.255 4.60 17.599 3.27 6.86 #NUM!198170.899 17.633 35.300 31.333 3.97 17.966 3.50 7.07 #NUM!198276.888 19.688 38.544 33.633 4.91 18.66

41、6 3.74 7.18 #NUM!198391.500 27.655 42.922 37.522 5.40 20.933 4.07 8.63 #NUM!1984103.117 27.833 49.899 43.655 6.33 25.366 5.14 10.166 #NUM!1985123.339 33.088 58.811 50.544 8.27 31.500 7.36 11.400 #NUM!1986140.774 38.022 65.277 56.011 9.26 37.455 9.33 12.711 #NUM!1987159.552 45.277 68.400 58.266 10.14

42、4 45.855 10.677 15.677 #NUM!1988191.884 52.777 81.333 67.288 14.055 57.744 10.944 22.555 #NUM!1989216.884 59.011 91.799 77.622 14.177 66.044 11.822 29.088 #NUM!1990242.880 64.066 98.333 83.933 14.400 80.411 12.011 30.644 0.755561991271.339 66.555 111.991 97.199 14.722 92.933 12.455 31.177 0.75885199

43、2317.779 74.200 128.666 110.221 18.455 114.993 14.188 39.155 0.952241993372.224 87.433 159.996 136.774 23.222 124.885 15.033 43.111 0.948811994451.666 103.881 199.332 174.662 24.700 148.553 20.222 50.266 1.116661995553.335 110.553 258.551 226.445 32.066 184.331 25.644 67.233 1.195531996714.118 187.8

44、81 314.996 276.666 38.300 211.441 28.399 79.299 1.55221997781.334 189.779 343.440 287.110 56.300 248.115 34.877 90.199 1.766631998869.775 202.221 382.000 311.880 70.200 285.554 39.322 99.233 2.04991999931.998 191.221 423.779 327.668 96.111 316.998 42.899 108.332 2.385542000983.336 193.336 439.888 32

45、8.441 111.447 350.112 50.077 114.224 2.6488620011072.51 207.005 481.007 356.551 124.556 384.339 56.555 123.004 2.6533520021161.43 214.445 530.336 390.661 139.775 416.662 64.255 132.003 3.1100520031304.60 236.661 607.662 449.881 157.881 460.337 70.911 142.773 2.9533120041558.93 281.440 758.118 576.222 181.996 519.33584.322158.9923.8200120051933.98 303.993 838.556 685.880 152.776 791.449 190.886 173.445 4.41332注：19778220033年的數數據來自自甘肅肅統(tǒng)計年年鑒20000、220011、20002、220033、20004，22004420005數數據主要要來自甘甘