20世紀以來(lái)，產(chǎn)業(yè)結構調整與經(jīng)濟增長(cháng)相互關(guān)系的研究一直是國內外學(xué)者關(guān)注的重要內容。傳統的經(jīng)濟增長(cháng)理論是在競爭均衡的假設下，認為經(jīng)濟增長(cháng)是各種生產(chǎn)要素投入的結果，總產(chǎn)出函數是資本積累、勞動(dòng)力增加以及技術(shù)變化的長(cháng)期作用結果。而結構主義非均衡增長(cháng)理論則認為傳統經(jīng)濟增長(cháng)理論關(guān)于競爭均衡的假設在實(shí)際中并不成立，結構主義理論認為，實(shí)際中這種假設競爭是均衡的是不可能的，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)要素在不同部門(mén)的報酬率必然不相同，這樣生產(chǎn)要素在不同的部門(mén)間流動(dòng)會(huì )使得總產(chǎn)出增加，因而產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)會(huì )促進(jìn)經(jīng)濟增長(cháng)；反過(guò)來(lái)，經(jīng)濟增長(cháng)在不同部門(mén)間也是不完全均衡的，經(jīng)濟的增長(cháng)也會(huì )影響到產(chǎn)業(yè)結構的變化?，F將近期我國有關(guān)產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)與經(jīng)濟增長(cháng)關(guān)系的討論做一綜述，以期推動(dòng)人們對產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)與經(jīng)濟增長(cháng)關(guān)系的深化。
國外學(xué)者的研究有Denison在對美國1929—1957年經(jīng)濟增長(cháng)分析后，認為其中的12%是由產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)造成的。庫茲涅茨(Kuznets，1966)分析了美國1948~1966年經(jīng)濟增長(cháng)狀況，認為經(jīng)濟增長(cháng)的10%是由產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)造成的，在此基礎上，他利用20多個(gè)國家的數據進(jìn)一步研究了伴隨經(jīng)濟發(fā)展的產(chǎn)業(yè)結構變化。
錢(qián)納里(Chenery,1989)通過(guò)統計分析得出經(jīng)濟增長(cháng)與三次產(chǎn)業(yè)結構之間的一般性規律：一方面，隨著(zhù)經(jīng)濟增長(cháng),第一產(chǎn)業(yè)的比重和就業(yè)人數比重都趨于下降，第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重和就業(yè)人數比重在工業(yè)化過(guò)程中不斷上升，在工業(yè)化完成后趨于下降，第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重和就業(yè)人數比重一直處于上升，但在工業(yè)化初期變化較慢；另一方面產(chǎn)業(yè)結構的合理性及其優(yōu)化升級必然會(huì )推動(dòng)經(jīng)濟增長(cháng)。
（一）對某個(gè)或某些省份產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)與經(jīng)濟增長(cháng)關(guān)系的研究
胡琦、許峰（2004）利用上海市1981一2002年GDP增長(cháng)率、三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值構成及其對GDP貢獻率，分析上海市的各產(chǎn)業(yè)部門(mén)對經(jīng)濟增長(cháng)貢獻率、上海市的制造業(yè)與服務(wù)業(yè)的發(fā)展狀況，得出的結論是上海的服務(wù)業(yè)需要大幅度跨越，服務(wù)業(yè)的內部結構必須提升，這是經(jīng)濟增長(cháng)與城市發(fā)展的雙重需要。
許芳(2004)根據GDP的產(chǎn)值構成及勞動(dòng)力構成，分析了湖南省1978-1999年間產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)的經(jīng)濟增長(cháng)效應。
高更和、李小建（2005）以河南省(1952—2003年)為例，對產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)對區域經(jīng)濟增長(cháng)貢獻的時(shí)間演變進(jìn)行了研究，認為產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)對經(jīng)濟增長(cháng)的貢獻逐漸下降，大體上服從Growth函數，具有長(cháng)、短波復合變動(dòng)規律，產(chǎn)業(yè)結構調整存在著(zhù)階段性和周期性特點(diǎn)。
余娟、吳玉鳴(2006)以產(chǎn)出函數模型測算了河南省1978-2002年間產(chǎn)業(yè)結構的經(jīng)濟增長(cháng)效應。
李延軍（2007）選取樣本區間為1978—2004年的產(chǎn)值結構S1、S2、S3及國內生產(chǎn)總值指數GDPI，運用協(xié)整理論和誤差修正模型，對河北省經(jīng)濟增長(cháng)與產(chǎn)業(yè)結構之間的互動(dòng)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。得出結論：產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長(cháng)之間呈現長(cháng)期穩定的協(xié)同互動(dòng)關(guān)系。經(jīng)濟增長(cháng)促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結構調整，而第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展也極大地促進(jìn)了經(jīng)濟增長(cháng)。從長(cháng)期趨勢來(lái)看，產(chǎn)業(yè)結構調整具有明顯的增長(cháng)效應，加速產(chǎn)業(yè)結構調整、促進(jìn)經(jīng)濟增長(cháng)在理論上和實(shí)踐中具體可行性。
柯軍（2008.01）選取安徽省1978~2006年三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值數據，采用結構層次系數來(lái)描述安徽省產(chǎn)業(yè)結構升級狀況，通過(guò)生產(chǎn)函數法來(lái)測定安徽省產(chǎn)業(yè)結構升級對經(jīng)濟增長(cháng)的貢獻，認為安徽省產(chǎn)業(yè)結構升級明顯，產(chǎn)業(yè)結構日趨合理。安徽省產(chǎn)業(yè)結構升級不僅影響著(zhù)經(jīng)濟增長(cháng)的規模，而且也影響著(zhù)要素的生產(chǎn)效率，并且都是正向作用。
王琳（2008）采取樣本區間為1978-2004年的年度數據，運用協(xié)整理論和格蘭杰因果檢驗方法對長(cháng)江三角洲16城市產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長(cháng)之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，認為長(cháng)江三角洲地區的產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)與經(jīng)濟增長(cháng)之間存在長(cháng)期穩定的均衡協(xié)同關(guān)系，產(chǎn)業(yè)結構的調整能夠顯著(zhù)提升經(jīng)濟增長(cháng)的水平。
夏澤義、許進(jìn)杰（2009.01）采用1978~2006年湖南地區數據生產(chǎn)總值、第一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出量、第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出量、第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出量以及第二產(chǎn)業(yè)中部分二級產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出量，即工業(yè)產(chǎn)值、建筑業(yè)產(chǎn)值、固定資本投資額、從業(yè)人員對對湖南產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長(cháng)進(jìn)行回歸分析，得出結論：第二產(chǎn)業(yè)對湖南經(jīng)濟的拉動(dòng)作用最大，其次是第一產(chǎn)業(yè)；效率最高的是第一產(chǎn)業(yè)；最低的是第三產(chǎn)業(yè)。
林仲豪、陳方（2009）以廣東省1978~2008年的時(shí)間序列數據為載體，在對廣東省1978-2008產(chǎn)業(yè)結構演變的描述性分析基礎上，采用協(xié)整理論和誤差修正模型對廣東省產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)與經(jīng)濟增長(cháng)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，實(shí)證結果證明，改革開(kāi)放以來(lái)，廣東省經(jīng)濟增長(cháng)主要是由第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展共同推動(dòng)，經(jīng)濟增長(cháng)的同時(shí)引起了第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結構的變化，產(chǎn)業(yè)結構調整具有明顯的增長(cháng)效應。
謝毅、汪獨友、曹林峰（2009.05）利用2000年至2007年江蘇省及蘇北區域的全部產(chǎn)業(yè)和各產(chǎn)業(yè)GDP的數值，測算蘇北地區三次產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟增長(cháng)中的貢獻及進(jìn)行偏離—份額分析，認為產(chǎn)業(yè)結構因素和競爭力因素在江蘇省都處于劣勢地位，使得該地區的總增長(cháng)額小于假定地區的經(jīng)濟增長(cháng)額。在蘇北經(jīng)濟的增長(cháng)過(guò)程中，第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對經(jīng)濟增長(cháng)的拉動(dòng)作用非常明顯，其次是第三產(chǎn)業(yè)，而第一產(chǎn)業(yè)的作用顯得較小。
鄭春梅、方超、鄺雄（2009）利用北京市1987—2007年各年三大產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值以及從業(yè)人員結構的相關(guān)數據，運用計量分析方法，從北京市產(chǎn)業(yè)結構的實(shí)際出發(fā)，基于統計角度的GDP產(chǎn)業(yè)結構貢獻度測算方法，建立了北京市產(chǎn)業(yè)結構的經(jīng)濟計量模型，得出結論：北京市的產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)是影響經(jīng)濟增長(cháng)的重要因素—產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)會(huì )對經(jīng)濟增長(cháng)產(chǎn)生推動(dòng)作用，符合產(chǎn)業(yè)結構理論。
于雪原（2010.01）以1996~2006年統計數據為基礎，利用偏離—份額分析方法，研究山東3個(gè)經(jīng)濟區產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)與區域經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系，結論認為產(chǎn)業(yè)結構的演變趨勢符合產(chǎn)業(yè)結構演變的一般規律，產(chǎn)業(yè)結構演變的空間差異比較明顯，產(chǎn)業(yè)結構演進(jìn)對經(jīng)濟增長(cháng)
的影響分為產(chǎn)業(yè)結構偏離為負值、競爭力偏離份額為正值，產(chǎn)業(yè)結構偏離為正值、競爭力偏離份額為正值2種類(lèi)型；產(chǎn)業(yè)結構變遷對山東各區域經(jīng)濟發(fā)展影響較大，運用高新技術(shù)改造傳統產(chǎn)業(yè)，加快傳統產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，以市場(chǎng)需求為導向，培植戰略?xún)?yōu)勢產(chǎn)業(yè)，應成為今后山東省產(chǎn)業(yè)結構調整的戰略選擇。
梁林煒（2010.04）應用偏離-份額分析模型來(lái)從區域環(huán)境視角分析廣西壯族自治區北部灣南北欽防四個(gè)城市的產(chǎn)業(yè)結構對城市自身經(jīng)濟增長(cháng)的影響，并采用1998~2007年南北欽防的數據來(lái)建立產(chǎn)業(yè)結構和經(jīng)濟增長(cháng)的計量模型，來(lái)從地區自身視角分析產(chǎn)業(yè)結構的變動(dòng)對經(jīng)濟增長(cháng)的影響。證明得出結論北部灣地區總體的區位優(yōu)勢沒(méi)有得到很好的發(fā)揮，其中欽州、北海的區位優(yōu)勢弱于南寧和防城港，北部灣地區在廣西這個(gè)區域環(huán)境下區位優(yōu)勢不明顯和產(chǎn)業(yè)結構不協(xié)調。
(二) 對全國產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)與經(jīng)濟增長(cháng)關(guān)系的研究
郭克莎(1995)在經(jīng)濟增長(cháng)和產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)的理論基礎上，對我國的經(jīng)濟增長(cháng)和產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)進(jìn)行了研究，從資源配置效應入手，通過(guò)定量分析的方法，對我國改革開(kāi)放以來(lái)產(chǎn)業(yè)間資源流動(dòng)和結構變化對生產(chǎn)率增長(cháng)和經(jīng)濟增長(cháng)的作用進(jìn)行了研究。
周振華(1995)以投入產(chǎn)出模型為基礎，考察了產(chǎn)業(yè)結構內部關(guān)聯(lián)的結構效應及結構彈性效應。并進(jìn)一步把產(chǎn)業(yè)結構作為動(dòng)態(tài)處理，分析產(chǎn)業(yè)結構與整個(gè)外部其《轉軌中的經(jīng)濟增長(cháng)與經(jīng)濟結構》(2005)一書(shū)中，以產(chǎn)出函數模型測算了我國整體及北京市產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)的經(jīng)濟增長(cháng)效應，發(fā)現我國的經(jīng)濟增長(cháng)主要由第三產(chǎn)業(yè)拉動(dòng)。
呂鐵、周叔蓮（1999）采用1979~1996年全社會(huì )和三次產(chǎn)業(yè)各自的產(chǎn)出、投入和全要素生產(chǎn)率數據，計算資源的再配置效應，采用增長(cháng)因素分析法，得出結論我國目前的產(chǎn)業(yè)結構狀況還難以適應經(jīng)濟增長(cháng)方式轉變的要求，產(chǎn)業(yè)結構的問(wèn)題不僅存在于一、二、三次產(chǎn)業(yè)的關(guān)系之間，更主要的是在各次產(chǎn)業(yè)內部，尤其是工業(yè)內部的結構水平較低。
葛新元等（2000）對中國1952—1997年經(jīng)濟增長(cháng)分析后，認為19%(1953—1975年)、9.8%(1979—1997年)的經(jīng)濟增長(cháng)是由經(jīng)濟行業(yè)結構調整貢獻的。
丁霄泉(2001)通過(guò)實(shí)證回歸分析了我國不同階段的三次產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長(cháng)的貢獻率，提出農業(yè)及農村剩余勞動(dòng)力對我國的經(jīng)濟增長(cháng)還有很大貢獻。
何忠偉、曾福生（2002）從生產(chǎn)函數出發(fā)，推導出投入要素增長(cháng)率、產(chǎn)出增長(cháng)率和技術(shù)進(jìn)步增長(cháng)率之間關(guān)系的增長(cháng)率分解式，并根據統計資料測算產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)對產(chǎn)出增長(cháng)率的貢獻。
汪紅麗（2002）對產(chǎn)業(yè)結構變遷對經(jīng)濟增長(cháng)貢獻的機制進(jìn)行了研究，認為產(chǎn)業(yè)結構變遷通過(guò)影響資本效率或經(jīng)濟規模刺激經(jīng)濟增長(cháng)。
劉偉(2002)從產(chǎn)業(yè)結構對中國經(jīng)濟增長(cháng)的貢獻以及產(chǎn)業(yè)結構對經(jīng)濟規模和要素效率的影響兩個(gè)方面進(jìn)行了實(shí)證研究，發(fā)現過(guò)去中國經(jīng)濟增長(cháng)主要是依靠制度改革和第三產(chǎn)業(yè)拉動(dòng)，而第三產(chǎn)業(yè)的結構擴張會(huì )降低第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟規模的正效應，因此只有通過(guò)提高第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)的效率才能獲得長(cháng)期穩定的經(jīng)濟增長(cháng)。
蔣振聲、周英章（2002.05）樣本區間選為1952年—1999年的數據，運用協(xié)整檢驗、預測方差分解等動(dòng)態(tài)經(jīng)濟計量分析方法，對我國1952—1999年的經(jīng)濟增長(cháng)和產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，認為在我國存在著(zhù)某種經(jīng)濟機制使二者之間呈現長(cháng)期穩定的協(xié)同互動(dòng)關(guān)系，我國產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)對實(shí)際經(jīng)濟增長(cháng)具有非常明顯的影響，而經(jīng)濟總量增長(cháng)對產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)的影響不顯著(zhù)。
陳華（2005）采用我國1978年至2003年的年度統計數據，應用處理平穩數據的方法協(xié)整檢驗及格蘭杰因果關(guān)系檢驗，檢驗了時(shí)間序列變量是否存在長(cháng)期均衡關(guān)系，并考察時(shí)間序列變量是否存在因果關(guān)系，證明了我國經(jīng)濟增長(cháng)與產(chǎn)業(yè)結構存在著(zhù)長(cháng)期均衡的協(xié)同發(fā)展關(guān)系，認為在我國產(chǎn)業(yè)結構的次序逐步發(fā)展為二、三、一的結構將最有利于我國經(jīng)濟持續增長(cháng)。
紀玉山、吳勇民（2006）利用1978~2003年的時(shí)間序列數據，根據協(xié)整理論和格蘭杰因果關(guān)系檢驗理論進(jìn)行實(shí)證分析，認為我國的經(jīng)濟增長(cháng)與產(chǎn)業(yè)結構之間存在惟一的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系即協(xié)整關(guān)系，產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長(cháng)之間短期波動(dòng)與長(cháng)期均衡關(guān)系存在于根據協(xié)整方程建立的向量誤差修正模型之中。
高更和（2006.03）采用多部門(mén)經(jīng)濟模型和基于統計角度的GDP產(chǎn)業(yè)結構貢獻度測算方法，以河南省為例，分析了1994—2003年10年來(lái)產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)對經(jīng)濟增長(cháng)的貢獻，得出結論產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)對區域經(jīng)濟增長(cháng)貢獻的空間差異明顯，地區產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)差異較大，各地產(chǎn)業(yè)結構調整進(jìn)展不一。產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)對區域經(jīng)濟增長(cháng)的貢獻與區域經(jīng)濟增長(cháng)之間存在顯著(zhù)的負相關(guān)關(guān)系，經(jīng)濟增長(cháng)率降低是結構調整的基本動(dòng)力之一，而結構調整又成為經(jīng)濟增長(cháng)的動(dòng)力。
周毅、明君(2006)通過(guò)矢量夾角來(lái)計算產(chǎn)業(yè)轉型指標，以全要素生產(chǎn)率(TFP)增長(cháng)率對經(jīng)濟增長(cháng)的貢獻作為評價(jià)標準，闡述產(chǎn)業(yè)轉型對經(jīng)濟增長(cháng)質(zhì)量的影響。
林善煒(2006)認為，從總體上來(lái)看，產(chǎn)業(yè)結構對經(jīng)濟增長(cháng)的影響主要表現在兩個(gè)方面：一是產(chǎn)業(yè)結構的狀態(tài)在一定程度上影響著(zhù)經(jīng)濟總量增長(cháng)；二是經(jīng)濟總量的增長(cháng)依賴(lài)于產(chǎn)業(yè)結構的轉換。
王伶（2007）采用近五年三次產(chǎn)業(yè)增加值和GDP，利用產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)的灰色相關(guān)度分析，得出結論，第二產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟增長(cháng)相關(guān)度最高，達0.9096;第三產(chǎn)業(yè)次之，為0.8496，第一產(chǎn)業(yè)最小為0.6833。第二、第三產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟增長(cháng)的相關(guān)度都比較大?？梢?jiàn)經(jīng)濟增長(cháng)主要是依靠第二和第三產(chǎn)業(yè)的增長(cháng)。
徐錚等（2008）利用ADF單位根檢驗、格蘭杰因果檢驗和協(xié)整檢驗分析我國產(chǎn)業(yè)結構與以及人均生活水平之間的關(guān)系，計算產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)對經(jīng)濟增長(cháng)的貢獻率。結果表明產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)帶動(dòng)我國及人均生活水平的提高，且和人均生活水平對產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)是富有彈性的。
張曉明（2009.02）認為在大力提高自主研發(fā)能力的道路上，還要注意科技人才的前期培養，唯有這樣才能夠從根本上加快其產(chǎn)業(yè)結構升級進(jìn)程，促進(jìn)經(jīng)濟的持續發(fā)展；應提高第三產(chǎn)業(yè)的比重，其中大力推進(jìn)服務(wù)業(yè)發(fā)展，對于轉變經(jīng)濟發(fā)展方式具有重要作用。
劉志杰(2009) 選取1978~2007年數據，運用時(shí)間序列計量技術(shù)對我國1978~2007年的經(jīng)濟增長(cháng)與產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，結論認為我國的產(chǎn)業(yè)結構轉變加快，但經(jīng)濟增長(cháng)并不與其完全一致變化；同時(shí)，我國三次產(chǎn)業(yè)結構的相對變化對實(shí)際經(jīng)濟總產(chǎn)出的增長(cháng)率的變化的影響程度是不一樣的：第一產(chǎn)業(yè)的影響是反向的，第二與第三產(chǎn)業(yè)的影響是同向的。
段利民、杜躍平（2009）根據我國1985～2007年的統計年鑒，選取三次產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員和GDP數據，對我國產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)進(jìn)行觀(guān)察。采用協(xié)整檢驗、Granger因果關(guān)系檢驗進(jìn)行實(shí)證分析。其實(shí)證結果證實(shí)了結構主義者的觀(guān)點(diǎn)：產(chǎn)業(yè)的結構調整與高度化可以促進(jìn)經(jīng)濟增長(cháng)。
汪茂泰、錢(qián)龍（2010.04）采用1992年—2007年度的IO表，對完全消耗系數、投入—產(chǎn)出系數進(jìn)行實(shí)證分析，并具體測算了產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)對經(jīng)濟增長(cháng)的貢獻。得出結論能夠最有效推動(dòng)經(jīng)濟增長(cháng)的是第二、第三產(chǎn)業(yè)；現階段產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)對經(jīng)濟增長(cháng)的效應不明顯；產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)與經(jīng)濟增長(cháng)具有不相適應性。
黃烈亞、翟印禮、梁霽（2010.04）采用多部門(mén)經(jīng)濟模型中基于統計角度的GDP產(chǎn)業(yè)結構貢獻度測算方法與林業(yè)統計年鑒相關(guān)歷史數據，利用1997~2006年全國26個(gè)省、市、區歷年數據，得出林業(yè)產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)對林業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)的貢獻值（R）。在此基礎之上，分析了R值的省際差異與各年的離散程度；計算了10年間產(chǎn)業(yè)結構變動(dòng)對林業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)率。得出結論：林業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的變動(dòng)對林業(yè)經(jīng)濟具有正向的拉動(dòng)作用，但是產(chǎn)業(yè)結構調整對林業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)的影響作用處于次要地位的平均貢獻率(M)，同樣對M值也進(jìn)行了相應的空間差異分析。
（三）小結
從我國學(xué)者對某個(gè)或某些省份產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長(cháng)的關(guān)系研究可以看出，大多數學(xué)者對第一、二、三產(chǎn)業(yè)進(jìn)行分析，得到的結論基本上認為，產(chǎn)業(yè)結構對經(jīng)濟增長(cháng)起到了一定的作用，但對于哪個(gè)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長(cháng)的影響最顯著(zhù)，看法不一，有的省份是第二產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長(cháng)影響最大，經(jīng)濟增長(cháng)又反過(guò)來(lái)推動(dòng)第一、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。對于第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)，不同省份的影響程度不一，但基本上認為第三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長(cháng)的作用最小。
對我我國整體的分析，大多數學(xué)者是運用協(xié)整理論和格蘭杰因果關(guān)系檢驗理論進(jìn)行實(shí)證分析，來(lái)研究經(jīng)濟增長(cháng)與產(chǎn)業(yè)結構之間關(guān)系。結論認為，在2002年之前中國經(jīng)濟增長(cháng)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)對經(jīng)濟增長(cháng)的影響最大。近幾年來(lái)，學(xué)者對于產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長(cháng)的關(guān)系進(jìn)行研究，認為主要是第二、第三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長(cháng)起到拉動(dòng)作用，而從最近一兩年來(lái)最新的研究可以看出，產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長(cháng)之間的關(guān)系并不是太顯著(zhù)，產(chǎn)業(yè)結構對經(jīng)濟增長(cháng)的效應不明顯，兩者之間具有不相適應性。
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