任 彪，郭海龍

（河北經(jīng)貿(mào)大學 數(shù)學與統(tǒng)計學學院，河北 石家莊 050061）

一、引言

河北省的第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重已由1978年的21.02%上升的到2011年的34.61%。值得注意的是近十年來河北省第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重一直停滯在34%左右，表明我省在產(chǎn)業(yè)高級化過程中遇到了阻力。河北省的這種經(jīng)濟發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構調整脫節(jié)的現(xiàn)象值得我們深入研究并發(fā)現(xiàn)其內(nèi)在原因。

目前關于產(chǎn)業(yè)結構的研究大多集中在全國層面。對產(chǎn)業(yè)結構變動和經(jīng)濟增長之間關系，國內(nèi)學者做了較多研究。劉偉和李紹榮（2002）通過運用產(chǎn)業(yè)結構對經(jīng)濟增長的貢獻模型和產(chǎn)業(yè)結構與生產(chǎn)要素效率的關系模型得出結論：對中國經(jīng)濟規(guī)模產(chǎn)生正效應的是第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)，而第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生的卻是負效應。劉偉和張輝（2008）使用“轉換份額”（Shift-Share Analysis）的方法測算了1978—2006年產(chǎn)業(yè)結構遷移對經(jīng)濟增長的貢獻隨著經(jīng)濟發(fā)展變得越來越小。干春暉、正若谷和余典范（2011）表示我們不應該一味地促進產(chǎn)業(yè)結構高級化，從長期來看產(chǎn)業(yè)結構合理化對經(jīng)濟的促進作用遠大于產(chǎn)業(yè)結構高級化。在產(chǎn)業(yè)結構變動與勞動就業(yè)方面，金素（2011）運用錢納里的結構方程研究了中國產(chǎn)業(yè)結構變動與就業(yè)結構的關系，表明第三產(chǎn)業(yè)能有效地吸收剩余勞動力。

這些學者的研究給我們分析產(chǎn)業(yè)結構變動對經(jīng)濟增長的影響提供了依據(jù)，但目前的研究還鮮有基于省級角度綜合研究產(chǎn)業(yè)結構變動與經(jīng)濟增長及勞動就業(yè)的關系。本文借鑒已有的研究成果，運用VAR模型綜合分析這三方面的相互影響，研究河北省在產(chǎn)業(yè)結構調整中遇到問題。

二、數(shù)據(jù)來源

本文主要研究GDP、就業(yè)總人數(shù)與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重（簡稱第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重）及就業(yè)人數(shù)比重之間的關系，意在說明河北省在當前經(jīng)濟情況下第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與經(jīng)濟增長及就業(yè)總人數(shù)之間的相互關系。GDP反映出河北省地區(qū)的總產(chǎn)值，記為gdp；就業(yè)總人數(shù)用l表示；用第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占GDP的比重表示第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，記為x1；x2代表了第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占就業(yè)總人數(shù)的比例。數(shù)據(jù)來源于2012年的《河北統(tǒng)計年鑒》，樣本的抽取時間為1985—2011年。為了確保文章所使用的數(shù)據(jù)不存在異方差現(xiàn)象，將四個變量分別取自然對數(shù)，記為lngdp、lnl、lnx1、lnx2，構建 VAR 方程。

三、實證分析與結論

（一）檢驗變量的平穩(wěn)性

本文使用Eviews6.0軟件檢測變量lngdp、lnl、lnx1和lnx2的平穩(wěn)性。其結果如表1所示。

表1 變量的單位根檢驗

從表1中可以看出，lngdp為非平穩(wěn)變量，但其一階差分dlngdp是零階單整，為平穩(wěn)變量。因此，lngdp為一階單整的非平穩(wěn)變量。下面將對dlngdp、lnl、lnx1和lnx2四個平穩(wěn)變量建立時間序列VAR模型。

（二）建立VAR模型

在確定VAR模型的滯后階數(shù)時，需要綜合考慮滯后項和自由度的影響要素，合理的滯后項和自由度能夠使方程簡潔而有意義。逐步增加方程的滯后階數(shù)，并計算LR、FPE、AIC、SC和HQ五個準則認可的P值，當滯后階數(shù)能通過多數(shù)準則的檢測時，該滯后階數(shù)即為方程的最佳滯后階數(shù)。利用Eviews6.0軟件計算，當方程的滯后階數(shù)增加到3時可以通過4個準則的檢測，因此確定建立VAR（3）模型。

如圖1所示，在VAR（3）中，進行模型的平穩(wěn)性檢驗.通過單位根檢驗模型中的所有單位根都落在單位圓內(nèi)，表明VAR（3）方程組中的單個方程都具有收斂性。同時進一步驗證了對變量平穩(wěn)性檢驗的正確性。

圖1 VAR（3）模型的單位根

VAR（3）方程具體表示：

上述4個方程的擬合優(yōu)度分別是：R2gdp=0.778，R2x1=0.817，R2l=0.996，R2x2=0.996.

從第一個方程看，dlnx1所有滯后三期的系數(shù)都為正，說明第三產(chǎn)業(yè)比重的增加能夠促進GDP的發(fā)展。但lnx2的滯后一期、三期的系數(shù)為正數(shù)，滯后二期的系數(shù)為負數(shù)，當 lnx2（-1）、lnx2（-2）、lnx2（-3）相等時，它們的系數(shù)之和為負數(shù)。說明第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員比重對GDP起反向作用。

第二個方程中dlngdp滯后三期的系數(shù)總體為負，說明GDP發(fā)展對第三產(chǎn)業(yè)比重上升起到反向作用。這與河北省近年來第三產(chǎn)業(yè)比重變化相符。第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的增加對自身發(fā)展有促進作用，就業(yè)總人員的增加也對第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重的增加起到正向作用，但第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員比重的提高不利于第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的提高。

分析第三個方程的系數(shù)，dlnx1滯后三期的系數(shù)都為負，表示第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的增加不能帶動總就業(yè)人數(shù)的增加。同時當 lnx2（-1）、lnx2（-2）、lnx2（-3）相等時，它們的總系數(shù)為負。表明第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員的比重增加不能促進就業(yè)總人數(shù)的增加。從總體角度講河北省第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展還不能有效帶動勞動就業(yè)。

對于第四個方程，GDP總體上對第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重的提高是有利的，而從方程系數(shù)上看第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的提高對就業(yè)比重的提高是起反作用的。這種關系看上去有些矛盾，借鑒已有研究不難發(fā)現(xiàn)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值要想提高的前提條件是產(chǎn)業(yè)的結構升級，就目前河北省情況來講產(chǎn)業(yè)結構的升級對就業(yè)人員比重提高的影響小于產(chǎn)業(yè)結構升級帶來的勞動力需求減少的影響。

（三）檢驗變量間的Granger因果關系

前文將河北省實際數(shù)據(jù)帶入VAR（3）模型中，得出來GDP、就業(yè)總人數(shù)、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重及就業(yè)人數(shù)比重表達式上的相互影響關系。結合已經(jīng)計算出來的VAR（3）模型，進行方程組中四個變量的Granger因果關系檢驗。結果如表2所示。

表2 Granger因果關系檢驗

（四）方差分解

對變量進行方差分解找出變量受其他變量影響的程度。如圖2所示。

圖2 方差分解結果

圖2是上述VAR（3）模型的方差分解結果。我們對GDP和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的方差分解曲線圖進行分析。GDP對來自自身當期的偶然因素沖擊的感應最為明顯，第一年為100%，隨后平穩(wěn)地下降到65.52%。GDP對來自第三產(chǎn)業(yè)比重和就業(yè)總人數(shù)的偶然因素沖擊感應幾乎一樣，最后都穩(wěn)定在7%左右。第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重的偶然因素沖擊對GDP的影響較大，前兩年幾乎沒有反應，第三年上升到17.74%，最后穩(wěn)定在20%左右的水平上。

第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重對來自自身和來自GDP的偶然因素沖擊最為敏感，第一年分別為53.40%和46.60%，隨后緩慢下降，到第五年為62.60%，隨后穩(wěn)定在62%的水平上。就業(yè)總人數(shù)偶然因素對第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的沖擊從第二年的3.65%開始，然后上升到第三年的10.64%，最后從第四年開始穩(wěn)定在8%的水平上。第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重偶然因素對第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的的沖擊從第二年的6.37%開始，隨后在第三年上升到7.53%，最后穩(wěn)定在這個水平上。

四、結論及政策建議

實證研究結果表明第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展能夠帶動GDP的增長，但GDP增長的同時會對第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的提高產(chǎn)生抑制作用。就河北省現(xiàn)實的經(jīng)濟發(fā)展狀況而言，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重在近十年沒有大的提高，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重不會自然地隨著GDP發(fā)展而提高。因為我省目前的比較優(yōu)勢在以資源為主導的第二產(chǎn)業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)很難在自由的市場經(jīng)濟條件下獲得大的發(fā)展。所以河北省政府為了經(jīng)濟長期穩(wěn)定發(fā)展應該出臺政策引導產(chǎn)業(yè)結構升級，促進第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展使其產(chǎn)值在GDP的比重得到提高。

從VAR（3）方程我們可以看出第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對勞動就業(yè)存在擠出效應。從發(fā)達國家發(fā)展經(jīng)驗來看，這種擠出效應應該是由第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部發(fā)展水平較低造成的。我們在增加第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的同時應該關注提高第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部發(fā)展水平，否則單純的優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構很可能帶來就業(yè)壓力的增大，這樣不利于第三產(chǎn)業(yè)的長期發(fā)展。

目前河北省公布的十二五規(guī)劃中提出要做大第三產(chǎn)業(yè)，力爭“十二五”末服務業(yè)增加值占全省生產(chǎn)總值的比重達到38%。為了能夠更好地實現(xiàn)十二五目標，筆者提出以下建議：

1.發(fā)揮政策的引導作用，落實促進第三產(chǎn)業(yè)的政策。河北省目前的經(jīng)濟結構處于工業(yè)化中期，是以第二產(chǎn)業(yè)為主導的發(fā)展時期。為了實現(xiàn)經(jīng)濟的長期穩(wěn)定發(fā)展，需要在保持經(jīng)濟總量快速增長的同時調整優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構。出臺鼓勵第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的稅收優(yōu)惠政策，同時加快第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)結構升級，淘汰落后產(chǎn)能，為第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展創(chuàng)造空間。

2.推動傳統(tǒng)服務業(yè)向現(xiàn)代服務業(yè)發(fā)展。河北省發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)需要在第三產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的基礎上，進一步提高第三產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟總量中的比例，重點促進生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展，積極擴展新興服務業(yè)，在遵循市場競爭原則的前提下，通過引入新的技術和經(jīng)營理念，使傳統(tǒng)服務業(yè)能夠跟上現(xiàn)代社會的發(fā)展。

3.協(xié)調好發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)與吸收就業(yè)的問題。就本文的實證研究而言，單純提高第三產(chǎn)業(yè)比重可能會造成就業(yè)困難。對于這種情況一方面應該挖掘傳統(tǒng)第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)潛力；另一方面積極鼓勵生產(chǎn)性服務業(yè)，并重點扶持新興服務業(yè)，特別是新興服務業(yè)中能夠大量創(chuàng)造就業(yè)崗位的行業(yè)，從而緩解甚至消除第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶來的對就業(yè)的擠出效應。

[1]劉偉，李紹榮.產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2002，（5）.

[2]劉偉，張輝.經(jīng)濟研究[J].中國經(jīng)濟增長中的產(chǎn)業(yè)結構變遷和技術進步，2008，（11）.

[3]干春暉，正若谷，余典范.中國產(chǎn)業(yè)結構變遷對經(jīng)濟增長和波動的影響[J].經(jīng)濟研究，2011，（5）.

[4]金素.基于錢納里模型的中國經(jīng)濟結構研究[J].經(jīng)濟問題，2011，（9）.