摘要：本文通過協(xié)整理論對衡陽市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)行實證分析，發(fā)現(xiàn)衡陽市三次產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻(xiàn)相差不大，考慮第二產(chǎn)業(yè)的相對比重大，因此，我們在調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)時，不僅要注重發(fā)展第二產(chǎn)業(yè)，還要大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)衡陽市經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展。

關(guān)鍵詞：協(xié)整理論 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) GDP

一、引言

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是指在社會再生產(chǎn)過程中，一個國家或地區(qū)的產(chǎn)業(yè)組成，即資源在產(chǎn)業(yè)間的配置狀態(tài)；產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，即各產(chǎn)業(yè)所占比重；以及產(chǎn)業(yè)間的技術(shù)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，即產(chǎn)業(yè)間相互依存和相互制約的方式?，F(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長結(jié)構(gòu)主義有一觀點(diǎn)為經(jīng)濟(jì)增長是生產(chǎn)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的一方面。本文研究對象是衡陽市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的狀況，目的是要說明衡陽市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的現(xiàn)狀以及其以怎樣的方式影響經(jīng)濟(jì)增長。

1、數(shù)據(jù)來源的說明及模型設(shè)定

（1）數(shù)據(jù)說明

本文研究的樣本區(qū)間是1978-2006年間得數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于2007年《衡陽市統(tǒng)計年鑒》，研究的指標(biāo)為：GDP、第一產(chǎn)業(yè)增加值I1、第二產(chǎn)業(yè)增加值I2、第三產(chǎn)業(yè)增加值I3。本文對數(shù)據(jù)進(jìn)行了對數(shù)處理，以便做線性模型。

（2）模型設(shè)定

Romer(1985)認(rèn)為：長期經(jīng)濟(jì)增長是由技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)的，而短期經(jīng)濟(jì)增長是由資本和勞動等要素投入的增加所貢獻(xiàn)的，然而對于給定的資本、勞動和技術(shù)，不同的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會導(dǎo)致不同的生產(chǎn)。因此，研究不同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對生產(chǎn)影響的函數(shù)Y=F(I1，I2，…，IK)，可設(shè)定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)的計量模型為：

LOGGDP = β0+β1LOGI1 +β2LOGI2 +β3LOGI3 + ε

2、研究方法和工具

本文采用協(xié)整的方法對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，協(xié)整理論中有單位根檢驗、協(xié)整檢驗、格蘭杰因果關(guān)系檢驗，檢驗過程通過計量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件Eviews實現(xiàn)。

（1）單整性與單位根檢驗

單整性是指對于時間序列Y，如果進(jìn)行d-1次差分后是一個非平穩(wěn)過程，而經(jīng)過d次差分之后變?yōu)橐粋€平穩(wěn)的、可逆的ARNMA，則稱此序列為具有d階單整性。檢驗變量是否穩(wěn)定并推斷單整階數(shù)的過程為單位根檢驗，常用的方法有DF檢驗和ADF檢驗。

（2）協(xié)整性檢驗

格蘭杰對其定義為，若干個有單位根過程生成的數(shù)據(jù)變量，若存在一組非均衡的線性組合向著穩(wěn)定過程生成，這種組合即為變量間的協(xié)整。協(xié)整度量了幾個變量之間的長期穩(wěn)定性。滿足協(xié)整的經(jīng)濟(jì)變量之間存在長期穩(wěn)定的比例關(guān)系。協(xié)整檢驗的常用方法有E-G兩步法和JJ檢驗法。

（3）格蘭杰因果關(guān)系檢驗

格蘭杰（1988）指出，如果變量是協(xié)整的，那么至少存在一個方向上的格蘭杰原因，在非協(xié)整的情況下，任何原因的推斷將是無效的。格蘭杰原因是變量之間在時序上的前后關(guān)系，而不是邏輯上的因果關(guān)系。

二、實證分析

1、數(shù)據(jù)處理后的圖示

從圖1中，我們可以看到，對各序列數(shù)據(jù)采取對數(shù)處理后，衡陽市三次產(chǎn)業(yè)增加值和國民生產(chǎn)總值長期趨勢大致相同，從而，可以假設(shè)，本市三次產(chǎn)業(yè)增加值與國民生產(chǎn)總值之間有長期穩(wěn)定的關(guān)系。

2、對LOGGDP 、LOGI1 、LOGI2 、LOGI3進(jìn)行單位根檢驗

單位根檢驗是檢驗變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系的以及因果關(guān)系的前提，常用的單位根檢驗方法是ADF檢驗。具體的數(shù)據(jù)分析結(jié)果見下表一所示。

注：表中給出的單位根檢驗臨界值均為MacKinnon臨界值

將各序列及其一階、二階差分的ADF統(tǒng)計量值與相應(yīng)的臨界值進(jìn)行比較容易得出，序列LOGGDP、LOGI1、LOGI2、LOGI3及其一階差分都存在單位根，為非平穩(wěn)序列，但二階差分不存在單位根，所以二階差分序列為平穩(wěn)序列。即1978-2006年區(qū)間內(nèi)LOGGDP、LOGI1、LOGI2和LOGI3的時間序列為2階單整序列——I(2)。

3、對LOGGDP、LOGI1、LOGI2、LOGI3進(jìn)行協(xié)整檢驗

1978-2006年間的LOGGDP、LOGI1、LOGI2和LOGI3的時間序列均為2階單整序列，可以對其進(jìn)行協(xié)整檢驗。針對本研究所采取的樣本數(shù)量較少的情況，由于JJ檢驗法中有VAR模型，此模型是各變量對其滯后項的回歸，因此不宜采用JJ檢驗法，可以采用E-G兩步法。依據(jù)計量模型做LOGGDP對LOGI1、LOGI2和LOGI3的回歸，可得到回歸殘差序列，記為E。對E進(jìn)行單位根檢驗，檢驗結(jié)果見表二。

在5%的顯著性水平下，檢驗統(tǒng)計量值為-2.541899，大與相應(yīng)臨界值，從而拒絕H0，表明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，說明原各序列之間存在協(xié)整關(guān)系，表明三次產(chǎn)業(yè)增加值與國民生產(chǎn)總值之間有長期穩(wěn)定的關(guān)系。

4、LOGGDP對LOGI1、LOGI2、LOGI3進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗

在協(xié)整檢驗的基礎(chǔ)上，對1978-2006年間的LOGGDP、LOGI1、LOGI2和LOGI3之間的關(guān)系進(jìn)行了格蘭杰因果關(guān)系檢驗，檢驗結(jié)果見表三。

檢驗結(jié)果顯示，在14.8%、16.6%、8.2%的顯著性水平上分別接受了“LOGI1不是LOGGDP的Granger原因”、“ LOGI2不是LOGGDP的Granger原因”、“ LOGI3不是LOGGDP的Granger原因”，在3.3%、57.8%、18.4%的顯著性水平上分別接受了“LOGGDP不是LOGI1的Granger原因”、“ LOGGDP不是LOGI2的Granger原因”、“ LOGGDP不是LOGI3的Granger原因”，按1%的顯著性檢驗水平，上面所分析的6個原假設(shè)都成立。因此，可以認(rèn)為，1978-2006年間衡陽市的第一、二、三產(chǎn)業(yè)與GDP之間因果關(guān)系是不顯著的。也可以說，衡陽市近三十年第一、二、三產(chǎn)業(yè)的增長不能明顯引起GDP的增長，而且GDP的增長不能明顯帶動第一、二、三產(chǎn)業(yè)的增長。

5、回歸分析

為了分析衡陽市GDP與三次產(chǎn)業(yè)之間的相關(guān)性關(guān)系大小，要根據(jù)計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型做回歸分析。根據(jù)1978-2006年間衡陽市第一、二、三產(chǎn)業(yè)和GDP的樣本觀測值，運(yùn)用Eviews經(jīng)濟(jì)計量軟件可得多元線性回歸模型，如下（括號內(nèi)為T統(tǒng)計量值）：

LOGGDP = 0.494416 + 0.318 LOGI1 + 0.387 LOGI2 + 0.286 LOGI3

(75.053)(24.690)(35.422)(24.893)

該回歸方程的判決系數(shù)R2 = 0.999956，而調(diào)整后的判決系數(shù)R2 = 0.999950，F(xiàn) = 188389.7，這說明第一、二、三產(chǎn)業(yè)對GDP在整體上來說有解釋意義。但是，DW值為1.223，這說明回歸方程的殘差項存在一定程度的序列相關(guān)性，方程的參數(shù)估計在統(tǒng)計意義上是不可置信的。因此為了消除序列相關(guān)性，可以考慮帶殘差項的一階自回歸方程，再對計量模型估計得方程(*)：

LOGGDP=0.467+0.365 LOGI1+0.340 LOGI2+0.303 LOGI3+0.819 AR(1)

(21.506) (22.661)(17.363)(14.932)(5.526)

該回歸方程的判決系數(shù)R2 = 0.999968，而調(diào)整后的判決系數(shù)R2 = 0.999962，F(xiàn) = 178377.7，DW值為1.499，這說明在回歸方程中考慮帶殘差項的一階自相關(guān)比前一個回歸方程的估計結(jié)果得到了明顯的改進(jìn)。

可以用方程(*)分析衡陽市第一二三產(chǎn)業(yè)與GDP之間的相關(guān)關(guān)系。計量模型中各變量的系數(shù)代表經(jīng)濟(jì)學(xué)中的彈性，也就是說，方程(*)中解釋變量的系數(shù)可以表達(dá)第一二三產(chǎn)業(yè)與GDP之間的相關(guān)關(guān)系。由分析可知，當(dāng)衡陽市第一產(chǎn)業(yè)增加值變動1%時，GDP相應(yīng)變動36.5%；當(dāng)?shù)诙a(chǎn)業(yè)增加值變動1%時，GDP相應(yīng)變動34.0%；當(dāng)?shù)谌a(chǎn)業(yè)增加值變動1%時，GDP相應(yīng)變動30.3%。由上述分析數(shù)據(jù)可知，衡陽市三次產(chǎn)業(yè)中促對GDP增長貢獻(xiàn)最大的是第一產(chǎn)業(yè)，其次是第二產(chǎn)業(yè)，最后是第三產(chǎn)業(yè)，只是相差不大。

三、結(jié)論

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的發(fā)展趨勢是由第一產(chǎn)業(yè)占主導(dǎo)地位的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)向第二產(chǎn)業(yè)比重大幅提高的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，進(jìn)一步發(fā)展為第三產(chǎn)業(yè)占較大比重的新型產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。以2006年數(shù)據(jù)計算三次產(chǎn)業(yè)增加值各占GDP的比重大小，第二產(chǎn)業(yè)為首，第三產(chǎn)業(yè)次之，最后是第一產(chǎn)業(yè)。所以，從相對率、貢獻(xiàn)率方面看，衡陽市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有待調(diào)整。從貢獻(xiàn)率方面看，由于三次產(chǎn)業(yè)相差不大，說明都有大力發(fā)展的空間，三次產(chǎn)業(yè)要協(xié)調(diào)發(fā)展，應(yīng)該在加快發(fā)展新型工業(yè)化的同時，以新技術(shù)加快第三產(chǎn)業(yè)服務(wù)業(yè)的發(fā)展步伐，并以新型工業(yè)化促進(jìn)第一產(chǎn)業(yè)農(nóng)副業(yè)的現(xiàn)代化發(fā)展。從相對率方面看，第二、三產(chǎn)業(yè)的相對份額還必須增加。另外，本文采取的樣本屬于小樣本，而各項檢驗針對小樣有偏誤，尤其表現(xiàn)在格蘭杰檢驗中，所以本文研究在格蘭杰檢驗中不對分析數(shù)據(jù)做嚴(yán)格限定。

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（作者單位：南華大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院）