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摘 要：我國經(jīng)歷了三十年的平穩(wěn)快速發(fā)展，取得了巨大成就，己經(jīng)從一個(gè)農(nóng)業(yè)大國轉(zhuǎn)型成為一個(gè)傳統(tǒng)意義上的工業(yè)大國。但是我國經(jīng)濟(jì)的增長仍然需要依靠粗放式的增長模式，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不合理和產(chǎn)業(yè)間的經(jīng)濟(jì)資源未能得到合理有效的配置和流通；工業(yè)制造業(yè)走單純的粗放型、消耗型發(fā)展道路，帶來大量環(huán)境的污染；第二產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中所占比重最大，經(jīng)濟(jì)發(fā)展仍主要依靠第二產(chǎn)業(yè)；本文通過Eviews6.0軟件建立了相關(guān)實(shí)證的模型對(duì)湖北省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)的增長關(guān)系進(jìn)行了分析，從而研究了湖北省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)的增長之間的具體關(guān)系與特點(diǎn)，進(jìn)一步掌握這兩個(gè)關(guān)系，為了更好地改善這兩個(gè)關(guān)系，促進(jìn)湖北省經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供合理的建議。

關(guān)鍵字：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；經(jīng)濟(jì)增長；資源配置

一、數(shù)據(jù)及和指標(biāo)說明

本文在本文中，使用取樣區(qū)間是1990-2012，數(shù)據(jù)來自《湖北省統(tǒng)計(jì)年鑒》（2013）。

本文使用湖北省GDP（Y）代表經(jīng)濟(jì)增長每年，與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)是第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的（X1）、第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)的第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員總數(shù)的比例（X2）代表了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。使用1990作為基期GDP指數(shù)調(diào)整GDP目前GDP價(jià)格可比價(jià)格的辦法，為了使數(shù)據(jù)的趨勢(shì)線，消除可能的異方差性，各種變量的對(duì)數(shù)變換得到lnGDP，lnX1lnX2。

二、實(shí)證分析

湖北省的具體的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，推動(dòng)湖北經(jīng)濟(jì)增長，和他們互相促進(jìn)？它們之間的關(guān)系應(yīng)如何確定？下面，從研究的角度的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。

1.模型選擇

基于上述問題和相關(guān)系數(shù)的特點(diǎn)，選擇了格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論模型來研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系在湖北省，一方面，可以避免偽相關(guān)的現(xiàn)象的出現(xiàn)，另一方面也可以具體確定它們之間存在單向因果關(guān)系的影響。

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)是一個(gè)著名的英國計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)家1969年格蘭杰因果關(guān)系（格蘭杰）定義及其檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上開發(fā)。它基于向量自回歸（VAR）的系統(tǒng)定義、假設(shè)每個(gè)變量預(yù)測(cè)時(shí)間序列中包含的所有信息的這些變量。檢查評(píng)估兩個(gè)回歸方程如下：

Xt=■λiYt-i+■δiXt-i+μ2（1）

Yt=■αiXt-i+■βiXt-i+μ1t（2）

如果你接受零假設(shè)，它不是格蘭杰原因，否則說是的格蘭杰原因；如果你接受零假設(shè)不是格蘭杰原因，否則，稱為r是X，格蘭杰原因。偏回歸系數(shù)是零聯(lián)合檢測(cè)可以通過方差齊性檢驗(yàn)，結(jié)構(gòu)F統(tǒng)計(jì)如下：

F=■（3）

2.模型建立

（1）指標(biāo)數(shù)據(jù)說明

1990年-2012年度數(shù)據(jù)，使用數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，具體使用按可比價(jià)格計(jì)算得到總國內(nèi)生產(chǎn)總值（gdp）反映了湖北省歷年的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)，與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值總國內(nèi)生產(chǎn)總值（gdp）的比例（X1）、和第二產(chǎn)業(yè)專業(yè)人員占總?cè)藬?shù)的比例使用（X2）反映了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的索引數(shù)據(jù)的歷史情況，具體數(shù)值，如下圖所示。由圖2.1可知，在湖北地區(qū)GDP增長自1990年以來，湖北省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的三個(gè)階段：第一階段地區(qū)GDP增長率迅速增長，從1990年的10.8%到1994年的28.29%。第二階段放緩經(jīng)濟(jì)增長，GDP增長率從1995年的24.01%下降到1999年的3.70%。第三階段，一定程度上加快經(jīng)濟(jì)增長，從2000年的9.79%增加到2011年的22.95%。

由圖1所示，從1990年以來湖北省第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生了三次深刻變化，1990年-2012年湖北省第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)呈現(xiàn)如下趨勢(shì)：第一階段：1990年-1992年第二產(chǎn)業(yè)份額呈增加趨勢(shì)，但增加速度較快，其增長率由1990年的4.31%上升為1992年的23.55%。第二階段：1993年-2002年第二產(chǎn)業(yè)份額增加的極為緩慢，其增長率由1993年的20.91%減少到2002年的8.61%。第三階段：2003年-2011年第二產(chǎn)業(yè)份額增速再次加快，其增長率由2003年的14.39%增加到2011年的26.38%。

由圖2所示，可以看出從1990年以來湖北省第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生了四次深刻變化，具體表現(xiàn)為：

第一階段：1990年-1991年第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)比例減少，原因是由于這兩年正值全國經(jīng)濟(jì)體制改革，湖北省許多企業(yè)工廠面臨改革兼并、重組，使得部分從業(yè)人員辭退或下崗。

第二階段：1992年-1996年第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)比例增加，原因是由于經(jīng)過前三年的經(jīng)濟(jì)體制改革的持續(xù)努力，經(jīng)濟(jì)秩序有比較明顯的改善，整個(gè)國民經(jīng)濟(jì)已經(jīng)恢復(fù)到正常的增長速度，治理整頓的主要任務(wù)已經(jīng)基本完成，湖北省大部分企業(yè)、工廠開始逐步復(fù)興，同時(shí)提高了相關(guān)的從業(yè)人數(shù)。

第三階段：1997年-2002年第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)比例再次減少（特別是1998年第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)比例減少到最低點(diǎn)）原因是亞洲金融危機(jī)迫使國內(nèi)很多企業(yè)、工廠關(guān)門倒閉，同時(shí)使得大量的第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員下崗。

第四階段：2003年-2012年第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)比例再次增加（2008年特殊點(diǎn)除外）這是因?yàn)槲覈?jīng)濟(jì)已經(jīng)結(jié)束了1997年亞洲金融危機(jī)爆發(fā)以來的調(diào)整恢復(fù)期，正在進(jìn)入一個(gè)新的快速增長期，伴隨中央一系列擴(kuò)大內(nèi)需的方針以及相關(guān)政策的支持，大量的企業(yè)、工廠迅速的恢復(fù)活力，同時(shí)提升了相關(guān)從業(yè)人員的比例。

（2）數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

自然對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換為數(shù)據(jù)不改變?cè)甲兞恐g的因果關(guān)系，并能使其線性化趨勢(shì)，消除時(shí)間序列中存在的異方差性現(xiàn)象，分別與GDP、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比例，第一secundiparity從業(yè)人員的比例自然對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換，“誘使”GDP被記錄為，lnX1，lnX2和數(shù)據(jù)進(jìn)行進(jìn)一步分析。

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)之前，最好先分析數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性，提高因果關(guān)系測(cè)試的影響。這里的ADF檢驗(yàn)，包括ADF檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷男问剑篹ndprint

ΔYt=α0+γT+βYt-1+ξ2ΔYt-2+......+ξpYt-p+εt（4）

原假設(shè)和備擇假設(shè)，接受意味著序列有一個(gè)單位根，這是光滑的。其中，白噪音，檢查年級(jí)運(yùn)營商，常數(shù)項(xiàng)，T因素的趨勢(shì)。

lnGDP和lnX1lnX2，ADF測(cè)試，測(cè)試結(jié)果如表1。

根據(jù)表1，lnGDP自然對(duì)數(shù)變換產(chǎn)生的時(shí)間序列變量的原水平時(shí)光滑，但經(jīng)過一階差分平穩(wěn)序列，顯示變量的一階單整序列；自然對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換后lnX1和lnX2一階差分后的時(shí)間序列變量是光滑，這個(gè)變量是一個(gè)一階單整序列。這是為了說明這三個(gè)時(shí)間序列都是一階。我們知道，經(jīng)過一階差分DlnGDP，DlnX1DlnX2數(shù)據(jù)可以代表經(jīng)濟(jì)增長的變化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化。因此，可以三個(gè)時(shí)間序列協(xié)整關(guān)系的差異測(cè)試研究了湖北省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。不是直接與非平穩(wěn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的回歸分析是無效的，如果有一個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系，是對(duì)他們回歸的結(jié)果仍然是有效的，所以使用Engte——兩步法格蘭杰測(cè)試它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系。

運(yùn)用EViews6.0，計(jì)算得到如下方程式：

DlnGDP=9.809809DlnX1+3.762385DlnX2-39.73102（5）

R2=0.755564

調(diào)整后的R2=0.731120

設(shè)模型的殘差序列為，對(duì)做ADF檢驗(yàn)。結(jié)果表明殘差序列在5%的顯著性水平上是平穩(wěn)的。即時(shí)間序列DlnGDP與DlnX1、DlnX2之間存在長期的均衡關(guān)系，由表2所示。

模型估計(jì)結(jié)果由方程（2）可知，在假定其他變量不變的情況下，湖北省第二產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)變動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長變動(dòng)是同方向的，即當(dāng)?shù)诙a(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)變動(dòng)1%時(shí)，實(shí)際經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出將增加9.809890%；同理，當(dāng)?shù)诙a(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)1%時(shí)，實(shí)際經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出將增加3.762385%，這也符合配第一克拉克定律。

三、格蘭杰因果檢驗(yàn)

向量之間的協(xié)整關(guān)系，可以顯示他們之間長期穩(wěn)定的比例關(guān)系。但他們是否構(gòu)成因果關(guān)系，需要通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)來確定的。

根據(jù)格蘭杰因果檢驗(yàn)的原理，使用Eviews6.0，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化和湖北省經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行了分析，以及格蘭杰因果關(guān)系分析的結(jié)果如表4.1所示。

由表4.1的檢驗(yàn)結(jié)果可知：在5%的顯著性水平上，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)與湖北省經(jīng)濟(jì)增長成雙向因果關(guān)系，即相互影響。同時(shí)，第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)與湖北省經(jīng)濟(jì)增長也成雙向因果關(guān)系，即相互影響。

四、誤差修正模型

協(xié)整關(guān)系只反映變量之間的長期均衡關(guān)系。以彌補(bǔ)缺乏長期的靜態(tài)模型，可以通過誤差修正模型反映了長期均衡對(duì)短期波動(dòng)的影響“糾錯(cuò)機(jī)制。該模型反映了被解釋變量短期波動(dòng)短期波動(dòng)可以解釋變量和兩個(gè)變量的長期均衡偏離兩部分解釋。

LnGDP lnX1，lnX2誤差修正模型為基礎(chǔ)，后逐漸消除不重要的變量：

ΔlnGDP=-0.419812ΔlnX1+1.307348ΔlnX2+0.153678-0.004095C （6）

R2=0.468207

調(diào)整后的R2=0.379575

由公式（5.1）可知ECM（-1）系數(shù)為-0.004095近似等于0，同時(shí)ECM（-1）的概率值很大，故不顯著，所以從模型上看不存在修正機(jī)制。說明湖北省生產(chǎn)總值對(duì)湖北省第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)以及第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)的短期波動(dòng)沒有影響。

五、結(jié)論

由以上的實(shí)證分析結(jié)果可以得到以下幾點(diǎn)結(jié)論：

1.湖北省第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在協(xié)整關(guān)系。

2.第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)是經(jīng)濟(jì)總量變動(dòng)的原因。這是因?yàn)榻?jīng)濟(jì)總量的增長率等于以各部門產(chǎn)出在總產(chǎn)出中所占比重為權(quán)數(shù)的部門產(chǎn)出增長率的加權(quán)和。

3.實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長是湖北省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的原因。

“經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的成功將推動(dòng)湖北省的發(fā)展，實(shí)現(xiàn)更好更快的經(jīng)濟(jì)發(fā)展的目標(biāo)，我們必須遵循的一般規(guī)則改變產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展，從戰(zhàn)略高度制定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整政策指導(dǎo)和合理分配資源，并不斷優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的深化的發(fā)展，最終促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)健康快速發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

[1]徐寶英，安徽省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性研究[J].安徽工業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)，2006，（24）.

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[3]張平，董險(xiǎn)峰.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究——以四川省為例，[J].商界論壇，2011.

[4]李文東.基于生態(tài)視角的四川省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化研究[J].西南民族大學(xué)學(xué)報(bào)，2009（5）.

[5]高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模[M].北京：清華大學(xué)出版社，2007.endprint

ΔYt=α0+γT+βYt-1+ξ2ΔYt-2+......+ξpYt-p+εt（4）

原假設(shè)和備擇假設(shè)，接受意味著序列有一個(gè)單位根，這是光滑的。其中，白噪音，檢查年級(jí)運(yùn)營商，常數(shù)項(xiàng)，T因素的趨勢(shì)。

lnGDP和lnX1lnX2，ADF測(cè)試，測(cè)試結(jié)果如表1。

根據(jù)表1，lnGDP自然對(duì)數(shù)變換產(chǎn)生的時(shí)間序列變量的原水平時(shí)光滑，但經(jīng)過一階差分平穩(wěn)序列，顯示變量的一階單整序列；自然對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換后lnX1和lnX2一階差分后的時(shí)間序列變量是光滑，這個(gè)變量是一個(gè)一階單整序列。這是為了說明這三個(gè)時(shí)間序列都是一階。我們知道，經(jīng)過一階差分DlnGDP，DlnX1DlnX2數(shù)據(jù)可以代表經(jīng)濟(jì)增長的變化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化。因此，可以三個(gè)時(shí)間序列協(xié)整關(guān)系的差異測(cè)試研究了湖北省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。不是直接與非平穩(wěn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的回歸分析是無效的，如果有一個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系，是對(duì)他們回歸的結(jié)果仍然是有效的，所以使用Engte——兩步法格蘭杰測(cè)試它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系。

運(yùn)用EViews6.0，計(jì)算得到如下方程式：

DlnGDP=9.809809DlnX1+3.762385DlnX2-39.73102（5）

R2=0.755564

調(diào)整后的R2=0.731120

設(shè)模型的殘差序列為，對(duì)做ADF檢驗(yàn)。結(jié)果表明殘差序列在5%的顯著性水平上是平穩(wěn)的。即時(shí)間序列DlnGDP與DlnX1、DlnX2之間存在長期的均衡關(guān)系，由表2所示。

模型估計(jì)結(jié)果由方程（2）可知，在假定其他變量不變的情況下，湖北省第二產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)變動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長變動(dòng)是同方向的，即當(dāng)?shù)诙a(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)變動(dòng)1%時(shí)，實(shí)際經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出將增加9.809890%；同理，當(dāng)?shù)诙a(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)1%時(shí)，實(shí)際經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出將增加3.762385%，這也符合配第一克拉克定律。

三、格蘭杰因果檢驗(yàn)

向量之間的協(xié)整關(guān)系，可以顯示他們之間長期穩(wěn)定的比例關(guān)系。但他們是否構(gòu)成因果關(guān)系，需要通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)來確定的。

根據(jù)格蘭杰因果檢驗(yàn)的原理，使用Eviews6.0，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化和湖北省經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行了分析，以及格蘭杰因果關(guān)系分析的結(jié)果如表4.1所示。

由表4.1的檢驗(yàn)結(jié)果可知：在5%的顯著性水平上，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)與湖北省經(jīng)濟(jì)增長成雙向因果關(guān)系，即相互影響。同時(shí)，第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)與湖北省經(jīng)濟(jì)增長也成雙向因果關(guān)系，即相互影響。

四、誤差修正模型

協(xié)整關(guān)系只反映變量之間的長期均衡關(guān)系。以彌補(bǔ)缺乏長期的靜態(tài)模型，可以通過誤差修正模型反映了長期均衡對(duì)短期波動(dòng)的影響“糾錯(cuò)機(jī)制。該模型反映了被解釋變量短期波動(dòng)短期波動(dòng)可以解釋變量和兩個(gè)變量的長期均衡偏離兩部分解釋。

LnGDP lnX1，lnX2誤差修正模型為基礎(chǔ)，后逐漸消除不重要的變量：

ΔlnGDP=-0.419812ΔlnX1+1.307348ΔlnX2+0.153678-0.004095C （6）

R2=0.468207

調(diào)整后的R2=0.379575

由公式（5.1）可知ECM（-1）系數(shù)為-0.004095近似等于0，同時(shí)ECM（-1）的概率值很大，故不顯著，所以從模型上看不存在修正機(jī)制。說明湖北省生產(chǎn)總值對(duì)湖北省第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)以及第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)的短期波動(dòng)沒有影響。

五、結(jié)論

由以上的實(shí)證分析結(jié)果可以得到以下幾點(diǎn)結(jié)論：

1.湖北省第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在協(xié)整關(guān)系。

2.第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)是經(jīng)濟(jì)總量變動(dòng)的原因。這是因?yàn)榻?jīng)濟(jì)總量的增長率等于以各部門產(chǎn)出在總產(chǎn)出中所占比重為權(quán)數(shù)的部門產(chǎn)出增長率的加權(quán)和。

3.實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長是湖北省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的原因。

“經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的成功將推動(dòng)湖北省的發(fā)展，實(shí)現(xiàn)更好更快的經(jīng)濟(jì)發(fā)展的目標(biāo)，我們必須遵循的一般規(guī)則改變產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展，從戰(zhàn)略高度制定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整政策指導(dǎo)和合理分配資源，并不斷優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的深化的發(fā)展，最終促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)健康快速發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

[1]徐寶英，安徽省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性研究[J].安徽工業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)，2006，（24）.

[2]Ang B W， Huang H C， Mu A R. Properties and linkages of some index decomposition analysis methods. Energy Policy， 2009， 37（11）： 4624-4632.

[3]張平，董險(xiǎn)峰.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究——以四川省為例，[J].商界論壇，2011.

[4]李文東.基于生態(tài)視角的四川省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化研究[J].西南民族大學(xué)學(xué)報(bào)，2009（5）.

[5]高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模[M].北京：清華大學(xué)出版社，2007.endprint

ΔYt=α0+γT+βYt-1+ξ2ΔYt-2+......+ξpYt-p+εt（4）

原假設(shè)和備擇假設(shè)，接受意味著序列有一個(gè)單位根，這是光滑的。其中，白噪音，檢查年級(jí)運(yùn)營商，常數(shù)項(xiàng)，T因素的趨勢(shì)。

lnGDP和lnX1lnX2，ADF測(cè)試，測(cè)試結(jié)果如表1。

根據(jù)表1，lnGDP自然對(duì)數(shù)變換產(chǎn)生的時(shí)間序列變量的原水平時(shí)光滑，但經(jīng)過一階差分平穩(wěn)序列，顯示變量的一階單整序列；自然對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換后lnX1和lnX2一階差分后的時(shí)間序列變量是光滑，這個(gè)變量是一個(gè)一階單整序列。這是為了說明這三個(gè)時(shí)間序列都是一階。我們知道，經(jīng)過一階差分DlnGDP，DlnX1DlnX2數(shù)據(jù)可以代表經(jīng)濟(jì)增長的變化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化。因此，可以三個(gè)時(shí)間序列協(xié)整關(guān)系的差異測(cè)試研究了湖北省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。不是直接與非平穩(wěn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的回歸分析是無效的，如果有一個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系，是對(duì)他們回歸的結(jié)果仍然是有效的，所以使用Engte——兩步法格蘭杰測(cè)試它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系。

運(yùn)用EViews6.0，計(jì)算得到如下方程式：

DlnGDP=9.809809DlnX1+3.762385DlnX2-39.73102（5）

R2=0.755564

調(diào)整后的R2=0.731120

設(shè)模型的殘差序列為，對(duì)做ADF檢驗(yàn)。結(jié)果表明殘差序列在5%的顯著性水平上是平穩(wěn)的。即時(shí)間序列DlnGDP與DlnX1、DlnX2之間存在長期的均衡關(guān)系，由表2所示。

模型估計(jì)結(jié)果由方程（2）可知，在假定其他變量不變的情況下，湖北省第二產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)變動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長變動(dòng)是同方向的，即當(dāng)?shù)诙a(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)變動(dòng)1%時(shí)，實(shí)際經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出將增加9.809890%；同理，當(dāng)?shù)诙a(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)1%時(shí)，實(shí)際經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出將增加3.762385%，這也符合配第一克拉克定律。

三、格蘭杰因果檢驗(yàn)

向量之間的協(xié)整關(guān)系，可以顯示他們之間長期穩(wěn)定的比例關(guān)系。但他們是否構(gòu)成因果關(guān)系，需要通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)來確定的。

根據(jù)格蘭杰因果檢驗(yàn)的原理，使用Eviews6.0，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化和湖北省經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行了分析，以及格蘭杰因果關(guān)系分析的結(jié)果如表4.1所示。

由表4.1的檢驗(yàn)結(jié)果可知：在5%的顯著性水平上，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)與湖北省經(jīng)濟(jì)增長成雙向因果關(guān)系，即相互影響。同時(shí)，第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)與湖北省經(jīng)濟(jì)增長也成雙向因果關(guān)系，即相互影響。

四、誤差修正模型

協(xié)整關(guān)系只反映變量之間的長期均衡關(guān)系。以彌補(bǔ)缺乏長期的靜態(tài)模型，可以通過誤差修正模型反映了長期均衡對(duì)短期波動(dòng)的影響“糾錯(cuò)機(jī)制。該模型反映了被解釋變量短期波動(dòng)短期波動(dòng)可以解釋變量和兩個(gè)變量的長期均衡偏離兩部分解釋。

LnGDP lnX1，lnX2誤差修正模型為基礎(chǔ)，后逐漸消除不重要的變量：

ΔlnGDP=-0.419812ΔlnX1+1.307348ΔlnX2+0.153678-0.004095C （6）

R2=0.468207

調(diào)整后的R2=0.379575

由公式（5.1）可知ECM（-1）系數(shù)為-0.004095近似等于0，同時(shí)ECM（-1）的概率值很大，故不顯著，所以從模型上看不存在修正機(jī)制。說明湖北省生產(chǎn)總值對(duì)湖北省第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)以及第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)的短期波動(dòng)沒有影響。

五、結(jié)論

由以上的實(shí)證分析結(jié)果可以得到以下幾點(diǎn)結(jié)論：

1.湖北省第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在協(xié)整關(guān)系。

2.第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)是經(jīng)濟(jì)總量變動(dòng)的原因。這是因?yàn)榻?jīng)濟(jì)總量的增長率等于以各部門產(chǎn)出在總產(chǎn)出中所占比重為權(quán)數(shù)的部門產(chǎn)出增長率的加權(quán)和。

3.實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長是湖北省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的原因。

“經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的成功將推動(dòng)湖北省的發(fā)展，實(shí)現(xiàn)更好更快的經(jīng)濟(jì)發(fā)展的目標(biāo)，我們必須遵循的一般規(guī)則改變產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展，從戰(zhàn)略高度制定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整政策指導(dǎo)和合理分配資源，并不斷優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的深化的發(fā)展，最終促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)健康快速發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

[1]徐寶英，安徽省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性研究[J].安徽工業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)，2006，（24）.

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[3]張平，董險(xiǎn)峰.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究——以四川省為例，[J].商界論壇，2011.

[4]李文東.基于生態(tài)視角的四川省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化研究[J].西南民族大學(xué)學(xué)報(bào)，2009（5）.

[5]高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模[M].北京：清華大學(xué)出版社，2007.endprint