資源型地區(qū)經(jīng)濟增長模型實證研究
——以大同市為例

鄧 椿，董潔芳

(1.運城學院 經(jīng)濟管理系，山西 運城 044000；2.西北大學 經(jīng)濟管理學院，西安 710069)

資源型地區(qū)經(jīng)濟增長模型實證研究
——以大同市為例

鄧 椿1，2，董潔芳1

(1.運城學院 經(jīng)濟管理系，山西 運城 044000；2.西北大學 經(jīng)濟管理學院，西安 710069)

從投資、產(chǎn)業(yè)結構變遷與經(jīng)濟增長的內在機理出發(fā)，運用ADF檢驗和Johansen協(xié)整檢驗對1978-2012年大同市相關數(shù)據(jù)進行初步分析。在協(xié)整方程的基礎上，構建了經(jīng)濟增長、固定資產(chǎn)投資、產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)以及產(chǎn)業(yè)結構高級化指數(shù)四個變量之間的VEC模型。研究結果表明：四個變量之間存在長期的協(xié)整關系。進一步研究VEC模型顯示，在保證其余三個變量不變的情況下，第t期變量GDP、固定資產(chǎn)投資、產(chǎn)業(yè)結構高級化指數(shù)以及產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)對t-1期的修正系數(shù)分別為-6%、19%、24%和17%。這表明大同市經(jīng)濟增長的來源更多是產(chǎn)業(yè)結構高級化以及產(chǎn)業(yè)結構合理化，而并不是固定資產(chǎn)投資。大同經(jīng)濟發(fā)展應該積極推進農(nóng)業(yè)發(fā)展和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，從而形成相對穩(wěn)定的產(chǎn)業(yè)基礎。

固定資產(chǎn)投資；產(chǎn)業(yè)結構；經(jīng)濟增長；VEC模型

一、引言

改革開放以來，中國經(jīng)濟增長速度讓世人矚目。當前中國經(jīng)濟總量已躍居世界第二位，這其中資源型地區(qū)為中國經(jīng)濟的發(fā)展做出了巨大貢獻。但與此同時，這些地區(qū)也伴隨著環(huán)境質量在不斷惡化，環(huán)境污染已明顯成為制約資源型地區(qū)，甚至中國經(jīng)濟發(fā)展的瓶頸。中國政府不斷努力，制定了相關的政策和措施，其中調整產(chǎn)業(yè)結構，淘汰耗能產(chǎn)業(yè)，轉變粗放型經(jīng)濟增長模式已成為政府和經(jīng)濟學者的共識。

關于研究投資與經(jīng)濟增長之間相互作用的關系成果很多。在實證的過程中，研究中多采用計量經(jīng)濟的方法，其中國外代表性的有Niels Hermes and Robtert Lensink(2003)研究發(fā)現(xiàn)國際投資與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)負相關關系,其中,產(chǎn)業(yè)結構對促進經(jīng)濟發(fā)展具有顯著作用[1]。國內學者主要利用PP檢驗、EG檢驗、自向量回歸和RDL等方法對固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間的計量關系進行實證檢驗。

對于經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)結構兩者之間存在相互關系早已被學界所公認。產(chǎn)業(yè)結構之所以發(fā)生變遷，依賴兩個因素：技術進步以及由于技術進步帶來的區(qū)域主導產(chǎn)業(yè)選擇的變動[2]。著名經(jīng)濟學家?guī)觳寄摹⑴廖鲀鹊俣颊J為經(jīng)濟總量的擴大最終會影響產(chǎn)業(yè)結構向更合理化方向轉化，而產(chǎn)業(yè)結構的合理化反過來又會促進經(jīng)濟的更持續(xù)發(fā)展。國內外學者基于錢納里，庫茲涅茨著名古典學者判斷的基礎上，對產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長的關系做了大量研究。諸多學者從不同的角度證實產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長之間存在一定相關性。其中國外學者Chenery H B, Robinson S(1986)研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構調整有助于經(jīng)濟發(fā)展[3]；Peneder cliael (2003)通過投入與產(chǎn)出表研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構紅利有助于經(jīng)濟的增長[4]；Wagner J(2007)研究發(fā)現(xiàn)出口與經(jīng)濟增長之間也存在復雜的關系[5]；國內學者也進行了大量研究，其中劉偉、張輝(2008)從中國產(chǎn)業(yè)結構紅利的角度研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結構對經(jīng)濟增長的促進作用，但隨著產(chǎn)業(yè)結構的升級，紅利逐漸消失[6]；王立平等(2010)從中國省域空間的角度研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構變遷對經(jīng)濟增長有明顯的促進作用[7]；于春暉等(2011)基于中國區(qū)域空間視角，研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構合理化和高級化對經(jīng)濟增長有顯著影響[8]；彭沖等(2013)分析中國省份產(chǎn)業(yè)結構得出產(chǎn)業(yè)結構合理化對經(jīng)濟波動具有熨平效應[9]；陳宇等(2013)研究福建區(qū)域發(fā)現(xiàn)第一、三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的作用大于第二產(chǎn)業(yè)[10]。

相關研究文獻在深入分析投資與經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結構變化與經(jīng)濟增長的關系的關系中具有重要的作用。但是由于研究數(shù)據(jù)和樣本的不同，以往的研究主要以中國區(qū)域或是東部發(fā)達省份為對象，而不是中西部地區(qū)，所以導致研究結果有很大的差異。特別是研究方法的制約，雖然多數(shù)研究結果發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構和經(jīng)濟增長存在相關關系，但是無法得出二者之間是否的因果關系，或者存在長期均衡關系，當然研究結論中也無法建立相應的誤差修正模型。因此文章力求從以下幾個方面彌補現(xiàn)有研究中的不足：(1)研究中部資源型城市大同的產(chǎn)業(yè)結構、固定資產(chǎn)投資及經(jīng)濟增長之間關系，發(fā)現(xiàn)資源型城市發(fā)展的獨特特征；(2)將產(chǎn)業(yè)結構分為產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)以及產(chǎn)業(yè)結構高級化指數(shù)，并將這兩者與固定資產(chǎn)投資、經(jīng)濟增長納入到一個系統(tǒng)中進行計量分析，得出其動態(tài)變化特征。(3)在分析四者協(xié)整關系的基礎上，構建誤差修正模型。(4)基于分析結果與大同市的產(chǎn)業(yè)特征提出針對性的政策與建議。

二、研究區(qū)域概況

大同市介于內外長城之間，地理位置獨特，屬晉、冀、蒙省區(qū)邊界區(qū)位于山西最北邊的。大同市境內含煤面積632km2，其中已勘探控制儲量375.7t，是中國最重要的能源工業(yè)基地之一。

豐富的煤炭資源是大同市經(jīng)濟發(fā)展的最大優(yōu)勢，但對煤炭資源的過分依賴也造成了所謂“資源詛咒”現(xiàn)象。大同市產(chǎn)業(yè)結構重型化特征非常明顯，且其支柱產(chǎn)業(yè)——能源工業(yè)的發(fā)展可持續(xù)性較差。選取大同作為研究對象，期望通過探討產(chǎn)業(yè)結構與投資以及經(jīng)濟增長之間關系，厘清其變化規(guī)律，為政策制定提供一定的實證依據(jù)。

三、模型、方法與數(shù)據(jù)

(一)模型與方法

傳統(tǒng)的計量經(jīng)濟方法(如聯(lián)立方程模型等結構性方法)對變量之間關系進行描述時，通常是以經(jīng)濟理論為基礎。但現(xiàn)實情況是，變量之間的動態(tài)關系是很難被經(jīng)濟理論進行嚴密的分析。在這種情況下，向量自回歸(VAR)模型應運而生。VAR模型的原理就是用系統(tǒng)中內生變量滯后值代替每一個內生變量，從而用多元時間序列組成的向量自回歸模型代替單變量自回歸模型。若滯后階數(shù)為p，則VAR模型的表達式為：

Yt=A1Yt-1+A2Yt-2+…+ApYt-p+BXt+ut

(1)

其中，Yt為K維的內生變量向量；Xt為d維的外生變量向量；ut是K維誤差向量，A1，A2，…，Ap，B是待估系數(shù)矩陣。

VEC模型即誤差修正模型建立的前提是變量之間存在協(xié)整關系。VEC模型實質上就是在差分序列建立的VAR模型中加入一個誤差修正項。VEC模型的具體表達式為：

△Yt=αECMt-1+A1△Yt-1+A2Yt-2+…+Ap△Yt-p+εt

(2)

其中，ECM表示根據(jù)協(xié)整方程計算的誤差修正項，變量之間的非均衡誤差，既變量間偏離長期均衡關系是通過誤差修正項來測算。其中，調整參數(shù)就是誤差修正項前面的系數(shù)，它的作用主要反映變量當期變化回歸到長期均衡關系或者消除非均衡誤差的速度[16]。

基于統(tǒng)計數(shù)據(jù)對大同市1991-2011年固定資產(chǎn)投資、產(chǎn)業(yè)結構和經(jīng)濟增長之間關系進行研究，如結果顯示三變量之間存在協(xié)整關系，則建立VEC模型。

(二)變量指標選取及數(shù)據(jù)來源

1. 變量指標

產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學研究一般采用以下指標進行衡量：經(jīng)濟增長采用國內生產(chǎn)總值(GDP，億元)作為衡量指標；固定資產(chǎn)投資(FAI，億元)為每年的全社會固定資產(chǎn)投資總額。對于產(chǎn)業(yè)結構變遷的衡量指標方法眾多，但產(chǎn)業(yè)結構高級化和產(chǎn)業(yè)結構合理是常用的指標[11]。

產(chǎn)業(yè)結構高級化一般把第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)分別占GDP的比重來衡量。但是隨著第三產(chǎn)業(yè)的迅猛發(fā)展，第三產(chǎn)業(yè)的變化對經(jīng)濟發(fā)展的影響愈發(fā)顯著，如果仍舊采用以往的衡量方法，則無法反應第三產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟發(fā)展中的獨特性。鑒于此，文章選用TI(第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重)作為衡量指標。

產(chǎn)業(yè)結構合理化是指資源在三產(chǎn)中的配置比例，它既反映合理利用資源的程度，也反映了三產(chǎn)之間的協(xié)調程度。不同學者采用不同的衡量方法，一些學者采用結構偏離度或者調整后的結構偏離度；另一些學者用地區(qū)收入差距問題的研究指標泰爾指數(shù)作為考察指標，公式如下：

(3)

其中，i表示產(chǎn)業(yè)，n表示產(chǎn)業(yè)部門數(shù)，Y表示產(chǎn)值，L表示就業(yè)總人數(shù)。該指數(shù)在考慮了結構偏離度的經(jīng)濟含義和理論基礎的前提下，既考慮了產(chǎn)業(yè)相對重要性的因素，又避免了絕對值計算的缺點。若TL=0，則表示經(jīng)濟、產(chǎn)業(yè)結構與固定資產(chǎn)之間處于均衡狀態(tài)，產(chǎn)業(yè)結構合理；若泰爾指數(shù)≠0，表明產(chǎn)業(yè)結構偏離了均衡狀態(tài)，產(chǎn)業(yè)結構不合理。鑒于泰爾指數(shù)的優(yōu)越性，文章研究產(chǎn)業(yè)結構的合理化把泰爾指數(shù)TL作為衡量的重要指標。

2. 數(shù)據(jù)來源

表1 經(jīng)對數(shù)化處理的四變量數(shù)據(jù)

在進行分析時，為了避免異方差對數(shù)據(jù)結果的影響，對GDP、TI等四變量進行了數(shù)化處理(見表1)。數(shù)據(jù)來源于：《山西統(tǒng)計年鑒》(1978、2013)，《大同統(tǒng)計年鑒》(1978、2013)，《輝煌山西60年(1949、2009)》，《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》(2001、2012)。

四、模型估計結果與檢驗

(一)序列平穩(wěn)性檢驗

時間序列的經(jīng)濟數(shù)據(jù)大多數(shù)情況下屬于非平穩(wěn)的序列，所以對序列進行平穩(wěn)性檢驗時進行協(xié)整關系分析的基礎。鑒于科學性的考慮，文章采用經(jīng)典的ADF檢驗法，檢驗結果如表2所示。

表2 變量序列的ADF檢驗結果

注：檢驗類型(c,t,k)中，c為常數(shù)項，t為趨勢項，k表示滯后階數(shù)。滯后階數(shù)的根據(jù)AIC準則確定。

由表2可知：LnGDP的DF=0.893437>-2.951125,則意味著變量LnGDP為非平穩(wěn)，同理變量LnFAI=1.741892>-2.951125，LnTI=-1.954604>-2.951125和LnTL=-1.715602>-2.951125都為非平穩(wěn)序列。經(jīng)過差分處理，可以得出，4個水平變量均為一階單整序列，記作LnGDP(I(1)，LnFAI I(1)，LnTI I(1)，LnTL I(1)。由表2可見，四變量的DF>臨界值，也就接受了平穩(wěn)性檢驗。

(二)協(xié)整檢驗

協(xié)整分析的序列如果具有非平穩(wěn)，那么計量統(tǒng)計中有兩種辦法：一是EG兩步檢驗法，即基于殘差回歸的檢驗，主要針對單一方程，但是對于多變量方程多重協(xié)整檢驗效果欠佳；另一種是基于回歸系數(shù)完全信息的Johansen協(xié)整檢驗[12]、[13]。鑒于變量的復雜性，本文采用Johansen協(xié)整檢驗對變量LnGDP、LnFAI、TI及T檢驗結果如表3所示。

表3 Johansen 協(xié)整檢驗

注：*表示在5%顯著水平上拒絕原假設

由計量理論可知，檢驗最大特征值統(tǒng)計量與5%臨界水平上的統(tǒng)計量的大小，或者檢驗跡統(tǒng)計量與5%臨界水平上的統(tǒng)計量的大小，都可判斷變量之間是否存在均衡關系。由表3可知：最大特征值統(tǒng)計量17.19606、14.26460、3.84146均大于5%臨界水平上的統(tǒng)計量，同時，跡統(tǒng)計量29.79707、15.49471和3.841466均小 于5%臨界水平上的統(tǒng)計量，則說明變量之間存在至少一個長期的均衡關系。檢驗顯示所研究的數(shù)據(jù)基礎是牢固的，統(tǒng)計性質是優(yōu)良的。在此基礎上，則可以建立VEC模型來分析變量之間的動態(tài)關系。

(三)協(xié)整關系式

根據(jù)Johansen協(xié)整檢驗，可得似然對數(shù)值最大時，大同市GDP、固定資產(chǎn)投資、產(chǎn)業(yè)結構高級化指數(shù)以及產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)的協(xié)整關系相關系數(shù)值，如表4所示。

表4 對數(shù)似然值最大的協(xié)整關系式

將其寫成線性方程的形式為：

LNGDP=0.429308 LNFAI+1.795300 LNTI +0.874123 LNTL

(4)

通過該協(xié)整關系式，可以得出經(jīng)濟增長與三變量之間存在正相關的長期均衡關系：固定資產(chǎn)每增加1%，GDP就會上升0.43%；而產(chǎn)業(yè)結構高級化指數(shù)每增加1%，GDP相應增加1.79%；產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)每上升1%，GDP相應增加0.87%。

(四)VEC模型確定

在VEC模型中將協(xié)整關系表達成誤差修正項的形式

CointEQ1= LNGDP-0.429308 LNFAI-1.795300 LNTI-0.874123 LNTL-6.430801

(5)

該誤差修正項相對于與Johansen協(xié)整檢驗來說，模型中增加一個常數(shù)項，數(shù)估計值略有差別，但協(xié)整關系是一致的。通過這個公式計算的誤差修正項就是誤差修正模型中的CointEQ1變量。為了保證VEC模型的整體穩(wěn)定性，首先對原序列進行差分，所以VEC模型是對差分序列模型的估計，以D表示。與VAR模型相同，VEC模型的解釋變量也是各個因變量的滯后項，其差別在于：VEC在差分變量組成的VAR模型中加入了誤差修正項CointEQ1。大同市投資、產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長的VEC模型可以寫成：

(6)

對VEC模型的分析：

1. 對于大同市GDP 來講，在投資、產(chǎn)業(yè)結構合理化及高級化指數(shù)不變的情況下，GDP在第t期變化可以消除前一期6%的負向非均衡誤差。在對其解釋的變量中，其本身一階差分項滯后一期的影響作用最為顯著，其系數(shù)為0.23。固定資產(chǎn)投資一階差分項滯后三期值對GDP的變動亦貢獻較大，其值為0.13。而產(chǎn)業(yè)結構合理化及高級化的差分滯后項對GDP的影響較弱。

2. 對大同市歷年的固定資產(chǎn)投資來講，在GDP、產(chǎn)業(yè)結構因素不變的情況下，其在t期的變化可以消除前一期19%的正向非均衡誤差。在對其解釋的變量中，除了產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)滯后2期值系數(shù)為正外，其余均為負效應。這說明，大同市歷年固定資產(chǎn)投資的增度相對低于GDP的增速。另外值得注意的是，產(chǎn)業(yè)結構高級化滯后1期差分項與滯后2期差分項的系數(shù)分別為-0.4與-0.46。這表明，大同市產(chǎn)業(yè)結構高級化對固定資產(chǎn)投資的影響為顯著負效應。

3. 對產(chǎn)業(yè)結構高級化指數(shù)來講，在其他因素不變的情況下，其在t期的變化可以消除前一期24%的正向非均衡誤差。在其解釋變量中，GDP的變化影響顯著為負，滯后1期、2期、3期差分項的系數(shù)分別為-0.59、-0.31、-0.27。這一結論充分說明，大同市GDP的增長在一定程度上抑制了產(chǎn)業(yè)結構高級化。

4. 對產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)來講，在GDP、固定資產(chǎn)投資、產(chǎn)業(yè)結構高級化指數(shù)不變的情況下，其在t期的變化可以消除前一期17%的正向非均衡誤差。在其解釋變量中，滯后1期的GDP及產(chǎn)業(yè)結構高級化指數(shù)影響顯著為正，系數(shù)為0.63、1.09，滯后1期的固定資產(chǎn)對其亦為正效應，對應系數(shù)值為0.29。這說明，GDP的增長以及固定資產(chǎn)的投資在很大程度上促進了大同市產(chǎn)業(yè)結構合理化。

五、結論與政策啟示

投資增長、產(chǎn)業(yè)結構變遷和經(jīng)濟增長的關系是宏觀經(jīng)濟學研究的重要領域。投資的方向和規(guī)模分別受到產(chǎn)業(yè)間勞動生產(chǎn)率以及總體經(jīng)濟增長規(guī)模的影響。同時，產(chǎn)業(yè)結構的變遷亦影響經(jīng)濟發(fā)展的水平和質量。利用計量經(jīng)濟學的方法，對大同市1978-2012年的國內生產(chǎn)總值(GDP)、固定資產(chǎn)投資(FAI)、產(chǎn)業(yè)高級化指數(shù)(TI)以及產(chǎn)業(yè)合理化指數(shù)(TL)四個時間序列數(shù)據(jù)進行了單位根檢驗、協(xié)整關系檢驗、長期協(xié)整關系的確定以及誤差修正模型(VEC)分析，得出如下基本結論：

(一)國內生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資、產(chǎn)業(yè)結構高級化指數(shù)以及產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)均為一階單整序列。協(xié)整分析顯示經(jīng)濟增長與投資、產(chǎn)業(yè)結構以及產(chǎn)業(yè)結構都是長期均衡關系，且為正相關的。產(chǎn)業(yè)結構高級化指數(shù)對GDP的影響最為顯著，其每增加1%，會影響GDP相應增加1.79%。其次是產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)，GDP對其的彈性為0.87。固定資產(chǎn)的投資對GDP影響相對較小，對應的GDP彈性系數(shù)為0.43。

(二)誤差修正式中，在保證其余三個變量不變的情況下，GDP在第t期的變化可以消除前一期的6%的正向非均衡誤差。而固定資產(chǎn)投資、產(chǎn)業(yè)結構高級化指數(shù)與產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)在第t期的變化對上一期的調整幅度依次為19%、24%和17%，削弱上一期的負向非均衡誤差。

(三)GDP的變動受其本身滯后值影響顯著，這說明大同市經(jīng)濟增長具有一定的慣性。除此之外，固定資產(chǎn)滯后3期值對其影響顯著，說明固定資產(chǎn)投資的對經(jīng)濟增長的促進作用具有一定的滯后期。大同市的固定資產(chǎn)投資主要用于第二產(chǎn)業(yè)，尤以煤炭行業(yè)為重，其投資周期相對較長。結論中顯示的滯后3期對經(jīng)濟增長影響明顯，也是符合實際的。但同時分析固定資產(chǎn)投資的方程可以看出，GDP變動對其影響為負效應，這說明，長期看來，大同市歷年固定資產(chǎn)投資在GDP中多占的比重呈逐漸下降的趨勢。從產(chǎn)業(yè)結構角度來講，大同市GDP的增長以及固定資產(chǎn)投資在一定程度上均抑制了產(chǎn)業(yè)結構高級化，GDP變動的影響更為顯著。但與此相反的是，GDP的增長以及固定資產(chǎn)的投資在很大程度上促進了大同市產(chǎn)業(yè)結構合理化。

以上的研究結論對于大同市經(jīng)濟發(fā)展、投資政策及產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展戰(zhàn)略的制定具有重要啟示。一是大同市經(jīng)濟增長的來源更多是產(chǎn)業(yè)結構高級化以及產(chǎn)業(yè)結構合理化，而并不是固定資產(chǎn)投資。根據(jù)產(chǎn)業(yè)結構高級化指數(shù)的構建可以看出，大同市第三產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率已經(jīng)超過傳統(tǒng)的第二產(chǎn)業(yè)。因此，在制定產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展政策時，應將發(fā)展重點更多地放在第三產(chǎn)業(yè)上，積極扶持服務業(yè)的發(fā)展。二是GDP的增長以及固定資產(chǎn)的投資在很大程度上促進了大同市產(chǎn)業(yè)結構合理化，與此同時，產(chǎn)業(yè)結構合理化對固定資產(chǎn)投資也起到了正向的推動作用。相對來講，產(chǎn)業(yè)結構高級化與經(jīng)濟增長以及投資的關系較為復雜，波動性較大?；诖?，大同市經(jīng)濟發(fā)展更多應該關注產(chǎn)業(yè)結構合理化，改變第二產(chǎn)業(yè)一柱擎天的局面，積極推進農(nóng)業(yè)發(fā)展和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，從而形成相對穩(wěn)定的產(chǎn)業(yè)基礎。三是在推進產(chǎn)業(yè)結構合理化的同時，重點是要素投入結構和產(chǎn)出結構的耦合。目前大同市面臨的局面是產(chǎn)業(yè)結構和勞動力結構匹配度較低，高素質人才短缺而已煤炭為主的第二產(chǎn)業(yè)急需升級。因此，政府應該在提高教育質量，發(fā)展相關專業(yè)培訓方面加大投入，從而提高勞動者的素質，從而使其更好地與產(chǎn)業(yè)結構轉型結合起來。

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【責任編輯 楊 強】

A Study of the Economic Growth Model in Resource-based Regions——A Case Study of Datong

DENG Chun1,2， DONG Jie-Fang1

(1.DepartmentofEconomicsandManagement,YunchengUniversity,Yuncheng044000,China)(2.SchoolofEconomicsandManagement,NorthwestUniversity,Xi`an710069,China)

Based on the internal mechanism of investment, industrial structure change and economic growth，this paper makes a preliminary analysis of the relevant data in Datong from 1978-2012 by using ADF test and Johansen cointegration test. On the basis of the cointegration equation, we built the VEC Model of economic growth, fixed-asset investment, rationalization index of industrial structure and optimization index of industrial structure. The study shows that there is a long-term cointegration relationship between the four variables. Further research of VEC shows the elastic coefficients of economic growth to the optimization index of industrial structure, the rationalization index of industrial structure and the fixed asset investment were 1.79, 0.87 and 0.43 respectively. This VEC Model shows that under the condition that the other three variables remain unchanged, in the phase t-1, the correction coefficients of GDP, FAI, TI and TL were -6% 19%, 24% and 17%.The results showed the upgrading and rationalization of Industrial Structure are the main source of economic growth in Datong. Datong should promote the development of agriculture and tertiary industry in order to establish a relatively stable industrial base.

fixed-asset investment; industrial structure; economic growth;VEC Model

2015-08-11

山西省管理科學與工程學科項目(XK-2014014)

鄧椿(1981-)，男，山西靈丘人，運城學院經(jīng)濟管理系講師，研究方向為旅游經(jīng)濟、能源經(jīng)濟。

F260

A

1008-8008(2015)05-0049-06