論產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)我國(guó)GDP與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響

1、論產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)我國(guó)gdp與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響09統(tǒng)計(jì)一班 李榕 鄒哲渝 王力維【摘要】產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)互相依賴(lài)，相互促進(jìn)。在一定條件下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的基礎(chǔ)，是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要因素。強(qiáng)調(diào)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變也是當(dāng)前經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的發(fā)展要求。本文采用1992年至2010年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，通過(guò)建立多元線(xiàn)性回歸模型，運(yùn)用eviews軟件，研究三大產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，從而得出調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要性。 【關(guān)鍵詞】經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、三大產(chǎn)業(yè)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、gdp、回歸模型一、問(wèn)題的提出20世紀(jì)以來(lái)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相互之間的關(guān)系研究一直是國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)注的重要課題。傳統(tǒng)的

2、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論是在競(jìng)爭(zhēng)均衡的假設(shè)條件下，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)是各種生產(chǎn)要素投入的結(jié)果，總產(chǎn)出函數(shù)是資本積累、勞動(dòng)力增加以及技術(shù)變化的長(zhǎng)期作用結(jié)果。而結(jié)構(gòu)主義非均衡增長(zhǎng)理論則認(rèn)為傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論關(guān)于競(jìng)爭(zhēng)均衡的假設(shè)在實(shí)際中并不成立，結(jié)構(gòu)主義理論認(rèn)為，實(shí)際中這種競(jìng)爭(zhēng)均衡的假設(shè)是不可能存在的，由于各個(gè)部門(mén)的生產(chǎn)技術(shù)、產(chǎn)品需求、要素供給等都是各不相同的，生產(chǎn)要素在不同的部門(mén)其報(bào)酬率必然也就不相同，這樣一來(lái)，生產(chǎn)要素在不同部門(mén)之間的流動(dòng)會(huì)使得總產(chǎn)出增加，因而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；反過(guò)來(lái)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在不同部門(mén)間也是不完全均衡的，經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)也會(huì)影響到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化。 二、經(jīng)濟(jì)理論陳述（一）三大產(chǎn)業(yè)的劃分世界各國(guó)把

3、各種產(chǎn)業(yè)劃分為三大類(lèi)：第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)。通常的三大產(chǎn)業(yè)是聯(lián)合國(guó)使用的分類(lèi)方法：第一產(chǎn)業(yè)包括農(nóng)業(yè)、林業(yè)、牧業(yè)和漁業(yè)；第二產(chǎn)業(yè)包括制造業(yè)、采掘業(yè)、建筑業(yè)和公共工程、上下水道、煤氣、衛(wèi)生部門(mén)；第三產(chǎn)業(yè)包括商業(yè)、金融、保險(xiǎn)、不動(dòng)產(chǎn)業(yè)、運(yùn)輸、通訊業(yè)、服務(wù)業(yè)及其他非物質(zhì)生產(chǎn)部門(mén)。（二）西方經(jīng)濟(jì)理論在一定的技術(shù)條件下，一個(gè)經(jīng)濟(jì)通過(guò)專(zhuān)業(yè)化和社會(huì)分工會(huì)形成一定的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在一定意義上又決定了經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)方式。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要是通過(guò)一國(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值的增加來(lái)度量的早在1949 年庫(kù)茲尼茨(kuznets)論述國(guó)民收入的度量問(wèn)題時(shí)就提出：一個(gè)國(guó)家國(guó)民收入的度量必須從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的角度去衡量，而一個(gè)經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)

4、業(yè)結(jié)構(gòu)又是由其生產(chǎn)方式所決定的。為此，庫(kù)茲尼茨用50個(gè)國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行比較后發(fā)現(xiàn)，制造業(yè)部門(mén)的增加將伴隨著人均國(guó)民收入的增長(zhǎng)。因此，有必要從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的角度去研究和分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。錢(qián)納里(chenery) 通過(guò)分析部門(mén)增長(zhǎng)的決定要素出發(fā)，并利用51個(gè)國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)說(shuō)明，當(dāng)一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)規(guī)模發(fā)生變化時(shí)，服務(wù)行業(yè)和農(nóng)業(yè)變化最小，而制造業(yè)增長(zhǎng)最大，由此提出產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的模式，并認(rèn)為這種工業(yè)化模式能使資源得到最優(yōu)配置。為此，許多經(jīng)濟(jì)學(xué)家通過(guò)國(guó)別的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)從不同角度紛紛說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的工業(yè)化模式，但有經(jīng)濟(jì)學(xué)家發(fā)現(xiàn)存在著大量經(jīng)濟(jì)事實(shí)與錢(qián)納里的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式相反，他們通過(guò)經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)說(shuō)明在人均收入水平很高時(shí)， 服務(wù)行業(yè)的

5、快速增長(zhǎng)會(huì)降低制造業(yè)的規(guī)模彈性。（三）近年來(lái)我國(guó)學(xué)者對(duì)我國(guó)某些省份或全國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)做出的分析研究1、對(duì)某個(gè)或某些省份產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系的研究中，大多數(shù)學(xué)者對(duì)第一、二、三產(chǎn)業(yè)進(jìn)行了分析，得到的結(jié)論基本上認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到了一定的作用，但對(duì)于哪個(gè)產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響最顯著，看法不一，有的省份是第二產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響最大，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)又反過(guò)來(lái)推動(dòng)第一、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。對(duì)于第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)，不同省份的影響程度不一，但基本上認(rèn)為第三產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用最小。2、對(duì)我我國(guó)整體的分析，大多數(shù)學(xué)者是運(yùn)用協(xié)整理論和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)理論進(jìn)行實(shí)證分析，來(lái)研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間關(guān)系。得到的

6、結(jié)論認(rèn)為，在2002年之前中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要是依靠制度改革和第三產(chǎn)業(yè)拉動(dòng)，第三產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響最大。近幾年來(lái)，學(xué)者對(duì)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行研究，認(rèn)為主要是第二、第三產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到拉動(dòng)作用，但近一兩年來(lái)，又存在一定的不適應(yīng)性。三、數(shù)據(jù)的收集 表1 1992-2010年累計(jì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值表 單位：億元年份gdp第一產(chǎn)業(yè)第二產(chǎn)業(yè)第三產(chǎn)業(yè)199226923.4764515866.611699.59357.376451199335333.9247156963.76289516454.43130911915.73051199448197.8564459572.6947522445.399061

7、6179.762635199560793.72921112135.81140428679.45750419978.460303199671176.59165414015.38999233834.95901423326.242648199778973.03499614441.88566737543.00219126988.147139199884402.27976914817.62551839004465707199989677.05475114770.02847141033.58158533873.444694200099214.55430814944.7225034

8、5555.87795938713.953846200110965526904949512.2909744361.6105392002120332.68927416537.01965853896.76779249898.9018242003135822.817381.762436.356004.72004159878.321412.773904.364561.32005184937.42242087598.174919.32006216314.424040103719.588554.92007265810.328627125831.4111351.92008314045

9、.433702149003.41313402009340902.81258135226157638.776573148038.0360082010397983.15088240497186480.757158171005.393724數(shù)據(jù)來(lái)源：中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站分析各產(chǎn)業(yè)對(duì)gdp的影響，可以借助增長(zhǎng)率這個(gè)指標(biāo)，通過(guò)對(duì)上述表格中數(shù)據(jù)的計(jì)算整理，可以得到下表，即各年的增長(zhǎng)率。表2 1993-2010年gdp及各產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)率 單位：%年份gdp增長(zhǎng)率第一產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率第二產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率199331.238318.701940.642227.3405199436.406737.4644

10、36.409435.7849199526.133726.775327.774323.4781199617.078815.487917.976316.7570199710.95373.043110.959215.698619986.87482.60173.892013.310719996.2496-0.32125.203010.7682200010.63541.182811.021014.2900200110.52335.59768.684714.588220029.73744.78898.855312.4822200312.87275.107815.844212.2363200417.7109

11、23.191118.367515.2784200515.67394.704218.529116.0437200616.96637.225718.403818.2004200722.881519.080721.318925.7434200818.146417.728018.415117.950420098.55214.52205.795412.7136201016.743914.963418.296215.5145四、模型的建立通過(guò)對(duì)數(shù)據(jù)觀(guān)察，根據(jù)搜集的1993年至2010年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，建立模型。其模型表達(dá)式為：其中：表示國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(gdp)的年增長(zhǎng)率，、分別表示第一、二、三產(chǎn)業(yè)的年增長(zhǎng)率，表

12、示在不變情況下，經(jīng)濟(jì)固有增長(zhǎng)率?？山普J(rèn)為，表明國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)為三次產(chǎn)業(yè)增加值增長(zhǎng)率的加權(quán)和，而分別表示各產(chǎn)業(yè)部門(mén)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的權(quán)數(shù)；則表示各產(chǎn)業(yè)部門(mén)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。通過(guò)上式，我們可以了解到，各產(chǎn)業(yè)每增長(zhǎng)個(gè)百分點(diǎn)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(gdp)會(huì)如何變化。從而進(jìn)行經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)，為產(chǎn)業(yè)政策調(diào)整提供依據(jù)與參考。五、模型的檢驗(yàn)我們可以得到如下回歸分析結(jié)果：dependent variable: ymethod: least squaresdate: 10/26/12 time: 21:03sample: 1993 2010included observations: 18variableco

13、efficientstd. errort-statisticprob. c0.0435790.3040800.1433140.8881x20.1704350.01493311.413100.0000x30.4411250.01770924.908970.0000x40.3876240.02957913.104690.0000r-squared0.998638 mean dependent var16.40997adjusted r-squared0.998346 s.d. dependent var8.306629s.e. of regression0.337845 akaike info c

14、riterion0.860671sum squared resid1.597950 schwarz criterion1.058531log likelihood-3.746040 f-statistic3420.978durbin-watson stat1.160565 prob(f-statistic)0.000000通過(guò)上述線(xiàn)性回歸得到模型，現(xiàn)在就其具體形式進(jìn)行檢驗(yàn)：、經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)（1）= 0.0436，表示當(dāng)三大產(chǎn)業(yè)保持原有規(guī)模，我國(guó)gdp仍能增加0.0436個(gè)百分點(diǎn)。這種結(jié)果符合經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)律，合理。（2）= 0.1704，表示在其他條件不變的情況下，第一產(chǎn)業(yè)每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，gdp增

15、加0.1704個(gè)百分點(diǎn)；反之，降低0.1704，符合經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)。（3）= 0.4411，表示在其他條件不變的情況下，第產(chǎn)業(yè)每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，gdp增加0.4411個(gè)百分點(diǎn)；反之，降低0.4411，符合現(xiàn)實(shí)。（4）= 0.3876，表示在其他條件不變的情況下，第一產(chǎn)業(yè)每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，gdp增加0.3876個(gè)百分點(diǎn)；反之，降低0.3876，合理。綜上可知，該模型符合經(jīng)濟(jì)意義，經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)通過(guò)。2、統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)（1）擬合優(yōu)度檢驗(yàn)的值越接近1，說(shuō)明回歸直線(xiàn)對(duì)觀(guān)測(cè)值的擬合程度越好；反之，的值越接近0，說(shuō)明回歸直線(xiàn)對(duì)觀(guān)測(cè)值的擬合程度越差。由回歸參數(shù)估計(jì)結(jié)果可得，樣本決定系數(shù)r=0.9986，修正的可決系數(shù)為0

16、.9983，這說(shuō)明模型對(duì)樣本的擬合很好。（2）f檢驗(yàn)針對(duì)：=0，給定顯著性水平=0.05，在f分布表中查出自由度為k-1=3和n-k=14的臨界值(3,14)=3.34。由ols回歸分析表得到f=3420.978，由于f=3420.978 (3,14)= 3.34，應(yīng)拒絕原假設(shè)，說(shuō)明回歸方程顯著，即“第一產(chǎn)業(yè)”、“第二產(chǎn)業(yè)”、“第三產(chǎn)業(yè)”等變量聯(lián)合起來(lái)確實(shí)對(duì)“國(guó)內(nèi)收入總值gdp”有顯著影響。（3）t檢驗(yàn)分別針對(duì):=0（j=1、2、3、4），給定顯著性水平=0.05，查t分布表得自由度為n-k=14的=2.145。由上表中數(shù)據(jù)可得，與，對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量分別為0.143314、11.41310、24

17、.90897、13.10469，因而，的t檢驗(yàn)量小于=2.145，其t檢驗(yàn)不顯著，但是模型的可決系數(shù)很高，f檢驗(yàn)值也明顯顯著，這表明很可能存在多重共線(xiàn)性。（4）多重共線(xiàn)性檢驗(yàn)表3 相關(guān)系數(shù)矩陣x2x3x4x2 1.000000 0.809328 0.835497x3 0.809328 1.000000 0.877514x4 0.835497 0.877514 1.000000由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，各解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)較高，證實(shí)可能確實(shí)存在多重共線(xiàn)性。采用逐步回歸法，去檢驗(yàn)和解決多重共線(xiàn)性問(wèn)題。分別作y對(duì)的一元回歸，結(jié)果如表4所示。表4 一元回歸估計(jì)結(jié)果變量x2x3x4參數(shù)估計(jì)值0.7

18、1570.80161.2228t統(tǒng)計(jì)量8.195016.719112.09970.80760.94590.9015修正0.79560.94250.8953其中，加入的方程修正的最大，因而以為基礎(chǔ)，順次加入其他變量逐步回歸。結(jié)果如下表5所示。表5 加入新變量的回歸結(jié)果變量變量修正，0.2575（5.47130）0.5859（12.0288）0.9795，0.4995（9.5015）0.5378（6.5463）0.9841當(dāng)分別加入、后，修正r均有所增加，t檢驗(yàn)也均顯著。由于選取變量為相對(duì)數(shù)，可能降低了其共線(xiàn)性問(wèn)題發(fā)生的可能性。最后回歸結(jié)果為：（5）異方差檢驗(yàn)利用white檢驗(yàn)，得到已下結(jié)果：wh

19、ite heteroskedasticity test:f-statistic1.364186 probability0.336142obs*r-squared10.89859 probability0.282724test equation:dependent variable: resid2method: least squaresdate: 10/27/12 time: 18:26sample: 1993 2010included observations: 18variablecoefficientstd. errort-statisticprob. c-0.2817820.56218

20、5-0.5012270.6297x2-0.0005730.031866-0.0179810.9861x220.0014040.0012571.1166820.2965x2*x3-0.0003610.003956-0.0912980.9295x2*x4-0.0022750.004225-0.5385090.6049x30.0147060.0427340.3441190.7396x320.0014500.0021020.6898260.5098x3*x4-0.0033640.005342-0.6297830.5464x40.0102260.0925080.1105450.9147x420.0026

21、650.0047920.5561060.5933r-squared0.605477 mean dependent var0.088775adjusted r-squared0.161639 s.d. dependent var0.106894s.e. of regression0.097874 akaike info criterion-1.510082sum squared resid0.076635 schwarz criterion-1.015431log likelihood23.59074 f-statistic1.364186durbin-watson stat1.503233 p

22、rob(f-statistic)0.336142從結(jié)果看出，=0.605477*18=10.898586 臨界值16.9190，所以表明模型不存在異方差。（6）序列相關(guān)檢驗(yàn)=1.1606，給定顯著性水平=0.05，查durbinwatson 表，n=18，k=3，得下限臨界值= 0.933，=1.696，因?yàn)閐w=1.1606。根據(jù)判斷區(qū)域知，不能判定是否有自相關(guān)。利用科克倫-奧克特迭代法進(jìn)行修正，得到如下結(jié)果：dependent variable: ymethod: least squaresdate: 10/27/12 time: 21:10sample(adjusted): 1994 2

23、010included observations: 17 after adjusting endpointsconvergence achieved after 6 iterationsvariablecoefficientstd. errort-statisticprob. c-0.3674360.286155-1.2840470.2234x20.1443120.01242511.614300.0000x30.4782220.01952224.497110.0000x40.3985670.02602915.312450.0000ar(1)0.2529920.1965061.2874530.2

24、222r-squared0.999214 mean dependent var15.53771adjusted r-squared0.998952 s.d. dependent var7.665621s.e. of regression0.248179 akaike info criterion0.290598sum squared resid0.739116 schwarz criterion0.535661log likelihood2.529916 f-statistic3813.133durbin-watson stat1.706340 prob(f-statistic)0.00000

25、0inverted ar roots .25經(jīng)過(guò)修正，dw=1.7063，查表n=17，k=3，得到=0.897，=1.710，此時(shí)dw值大于的值，但接近的值，雖然沒(méi)有沒(méi)有完全消除自相關(guān)性，但我們認(rèn)為認(rèn)為該模型與上述dw=1.1606，相比有了好轉(zhuǎn)。修正后的回歸方程為：六、經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)利用eviews軟件進(jìn)行預(yù)測(cè)，結(jié)果如下：年份gdpgdp預(yù)測(cè)值199226923.47645131212.387758199335333.92471534025.517106199448197.85644543117.53047199560793.72921159236.195448199671176.5916547

26、2988.386582199778973.03499682279.069674199884402.27976987924.961801199989677.05475191016.141271200099214.55430895325.396788200110965522562002120332.68927119351.524822003135822.8130729.677822004159878.3149471.524872005184937.4180275.893362006216314.4208633.209942007265810.3245022.0764520

27、08314045.4307914.866112009340902.81258360728.112342010397983920542011471564446030.17602七、模型評(píng)價(jià)模型的主要不足在自相關(guān)的修正上，在進(jìn)行一次廣義差分后，值只在值和值之間，此時(shí)不能確定自相關(guān)的存在與否。由于時(shí)間與能力問(wèn)題，沒(méi)有進(jìn)行多次的迭代，僅以第一次迭代的值為最終結(jié)果。這是本次模型的缺陷。八、根據(jù)數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)gdp的影響分析由模型可知，當(dāng)?shù)谝划a(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.1443個(gè)百分點(diǎn)；當(dāng)?shù)诙a(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.4782個(gè)百分點(diǎn)；當(dāng)?shù)谌a(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)時(shí)

28、，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.3986個(gè)百分點(diǎn)。因而，由以上回歸數(shù)據(jù)以及相關(guān)檢驗(yàn)，我們得出了各個(gè)產(chǎn)業(yè)與我國(guó)gdp增長(zhǎng)的變動(dòng)關(guān)系。結(jié)論是：目前，第二產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率最高，其次是第三產(chǎn)業(yè)、第一產(chǎn)業(yè)。就目前我國(guó)三大產(chǎn)業(yè)的發(fā)展情況可以得出：在我國(guó)，第二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，而第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展相對(duì)平穩(wěn)，說(shuō)明我國(guó)已優(yōu)化了其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，尤其是加大了第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，使得我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速。第一產(chǎn)業(yè)農(nóng)業(yè)是“衣食之源，生存之本”， 是國(guó)民經(jīng)濟(jì)賴(lài)以獨(dú)立和進(jìn)一步發(fā)展的基礎(chǔ)。第二產(chǎn)業(yè)工業(yè)處于主導(dǎo)地位，它在很大程度上決定著一個(gè)國(guó)家的國(guó)力和現(xiàn)代化發(fā)展水平，為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的各部門(mén)提供物質(zhì)技術(shù)裝備，能源動(dòng)力，大量的原材料和資金積累，是人民生活消費(fèi)

29、品的基本提供者。農(nóng)業(yè)的發(fā)展以及人民生活水平的提高，國(guó)民經(jīng)濟(jì)的現(xiàn)代化，都離不開(kāi)工業(yè)的發(fā)展，因而說(shuō)來(lái)，工業(yè)是國(guó)民經(jīng)濟(jì)的主導(dǎo)。第三產(chǎn)業(yè)主要以服務(wù)業(yè)為主，:有力的促進(jìn)了物質(zhì)生產(chǎn)的發(fā)展，更好的滿(mǎn)足人民生活的需要，有助于城市多功能作用的充分發(fā)展，同時(shí)，是解決就業(yè)問(wèn)題的基本渠道之一。在當(dāng)今世界，一個(gè)國(guó)家或地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平是反映該國(guó)家或地區(qū)生產(chǎn)力發(fā)展水平的重要標(biāo)志之一。九、政策建議（一）堅(jiān)持科學(xué)發(fā)展觀(guān)，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級(jí)片面追求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度、粗放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式、重工業(yè)輕服務(wù)業(yè)的思維方式，仍是制約和限制經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的主要思想根源。面對(duì)我國(guó)能源資源和環(huán)境壓力，依靠加大物質(zhì)資源投入發(fā)展經(jīng)濟(jì)的模式已經(jīng)難以為繼。粗放型的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式已經(jīng)明顯不能適應(yīng)未來(lái)經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展的需要，因而需要建立一種全面協(xié)調(diào)可持續(xù)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，形成以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)為先導(dǎo)，基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)和制造業(yè)為支撐、服務(wù)業(yè)全面發(fā)展的產(chǎn)業(yè)格局；形成由主要依靠第二產(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)變的新局面。（二）加大對(duì)農(nóng)業(yè)的投入，調(diào)整農(nóng)業(yè)內(nèi)部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。改革開(kāi)放以來(lái)，尤其是市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)建立以來(lái)，雖然第一產(chǎn)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中所占比重逐年下降，但第一產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率卻逐年上升，說(shuō)明科教興農(nóng)、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化、財(cái)政支持等農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)政策的支持下，