程光鈺

摘 要： 本文主要運用格蘭杰因果檢驗和建立自回歸分布滯后模型闡述了河北省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。結(jié)果表明：河北省第二產(chǎn)業(yè)比重增長與經(jīng)濟增長之間存在經(jīng)濟增長影響二產(chǎn)比重的單向因果關(guān)系，三產(chǎn)比重變化與經(jīng)濟增長之間存在雙向因果關(guān)系；無論長期還是短期第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對河北省經(jīng)濟的增長都有促進作用；相對于長期來看，第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展在短期對經(jīng)濟增長的促進意義較大；在短期第三產(chǎn)業(yè)比重的增加會對當(dāng)期經(jīng)濟的增長具有一定的抑制作用，滯后一期的三產(chǎn)比重變化對當(dāng)期經(jīng)濟增長具有顯著的正向作用，這說明三產(chǎn)的發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響具有一定的時滯。

關(guān)鍵詞： 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；經(jīng)濟增長；協(xié)整關(guān)系

1.引言

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是指國民經(jīng)濟各產(chǎn)業(yè)部門之間以及各產(chǎn)業(yè)部門內(nèi)部的構(gòu)成。一般采用各產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值占國民生產(chǎn)總值之比，或各產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占國民就業(yè)人數(shù)之比等指標(biāo)作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的衡量指標(biāo)。對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟增長的關(guān)系，一般遵循配第—克拉克定理：隨著經(jīng)濟的發(fā)展，人均國民收入水平的提高，第一產(chǎn)業(yè)國民收入和勞動力的相對比重逐漸下降；第二產(chǎn)業(yè)國民收入和勞動力的相對比重上升，經(jīng)濟進一步發(fā)展；第三產(chǎn)業(yè)國民收入和勞動力的相對比重也開始上升。我國經(jīng)濟發(fā)展進入新常態(tài)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理轉(zhuǎn)變與我國經(jīng)濟發(fā)展密切相關(guān)。在京津冀一體化背景下，研究河北省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化與經(jīng)濟增長的關(guān)系對找準(zhǔn)河北省的自身定位、制定相應(yīng)的發(fā)展規(guī)劃具有重大的現(xiàn)實意義。

2.河北省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變遷

改革開放以來，河北加強對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，深化鋼鐵、港口產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，國內(nèi)生產(chǎn)總值從1978年的183.06億元增長到2014年的29421.15億元，同時，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也發(fā)生了巨大的變化。

河北省1995年到2014年間，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出占比一直穩(wěn)居50%左右，是河北省的支柱產(chǎn)業(yè)。第三產(chǎn)業(yè)占比有所上升，但是仍然擺脫不了“二三一”的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)模式，三產(chǎn)占比甚至低于全國平均水平，與“三二一”這種較為健康的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)模式還有相當(dāng)大的差距。

相比于產(chǎn)出占比的變化，就業(yè)的結(jié)構(gòu)變化更加明顯。1995年河北省一、二、三產(chǎn)就業(yè)人數(shù)比為53.18：27.03：19.79，到了2013年三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)比例為33.75：34.37：32.06。一產(chǎn)就業(yè)人員比例下降明顯，2013年二產(chǎn)從業(yè)人員比重超過一產(chǎn)，三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員比重趨于持平，第二、三產(chǎn)業(yè)對勞動力的吸納能力顯著增強。但第一產(chǎn)業(yè)中的勞動力還是相對較多，這將嚴(yán)重限制河北經(jīng)濟的發(fā)展，所以河北在第二、三產(chǎn)業(yè)中的投入還應(yīng)加強。

3.產(chǎn)業(yè)機構(gòu)高級化與經(jīng)濟增長實證分析

3.1指標(biāo)的選擇

本文中選取河北省地區(qū)總產(chǎn)值（gdp）作為經(jīng)濟增長指標(biāo)，用第二產(chǎn)業(yè)增加值在GDP中的占比（X2）和第三產(chǎn)業(yè)增加值在GDP中的占比（X3）反應(yīng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化程度。由于數(shù)據(jù)的對數(shù)變換不改變變量之間的協(xié)整關(guān)系，并能使其趨勢線性化，消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，所以本文對1995—2014年數(shù)據(jù)進行對數(shù)變換，分別用LNGDP、LNX2、LNX3表示經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)高級化程度。

3.2數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

由于在現(xiàn)實經(jīng)濟現(xiàn)象中的時間序列通常都是非平穩(wěn)的，如直接估計的話容易導(dǎo)致偽回歸，所以，變量要經(jīng)過平穩(wěn)化處理。最常用的方法是單位根檢驗，本文采用ADF方法來檢驗時間序列是否平穩(wěn)。

用Eviews 7.0軟件對各個變量分別進行單位根檢驗，如果不平穩(wěn)就要對變量進行差分檢驗，因為進行協(xié)整檢驗的前提是各變量必須是同階單整的。單位根檢驗結(jié)果如下表1所示：

LNGDP、LNX2、LNX3時間序列原值都是非平穩(wěn)的，而通過二階差分后都平穩(wěn)，即他們都是二階單整的。因此，他們之間就可能存在某種線性組合是平穩(wěn)的，這個線性組合反映了變量之間的長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

3.3協(xié)整檢驗

關(guān)于協(xié)整關(guān)系的檢驗與估計目前有許多技術(shù)方法，本文選用Johansen極大似然法進行協(xié)整關(guān)系檢驗。

對LNGDP、LNX2、LNX3進行johansen協(xié)整檢驗估計結(jié)果如下表2所示：

檢驗結(jié)果表明，LNGDP、LNX2、LNX3之間存在一組協(xié)整關(guān)系，且包含全部變量，根據(jù)其標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)得出協(xié)整方程。根據(jù)協(xié)整關(guān)系可列出協(xié)整方程的數(shù)學(xué)表達式，并令其等于vecm，并對vecm進行單位根檢驗來驗證協(xié)整關(guān)系的正確性。

對序列vecm進行單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)它是平穩(wěn)序列。即LNGDP、LNX2、LNX3之間存在協(xié)整關(guān)系，對于河北省來說第二、第三產(chǎn)業(yè)比重的變化與河北省的經(jīng)濟增長之間存在長期的均衡關(guān)系，各個產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長都有著長期的貢獻作用。

3.4Granger因果檢驗

協(xié)整只是反映各變量之間的長期均衡關(guān)系，并不能說明它們的回歸關(guān)系，這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要進一步驗證。運用Eviews 7.0對各變量因果關(guān)系進行檢驗，結(jié)果如表5所示。

從表5可以看出，在滯后期為2的情況下，第三產(chǎn)業(yè)比重的增加與地區(qū)生產(chǎn)總值的增長互為格蘭杰因果關(guān)系，地區(qū)生產(chǎn)總值的增加是第二產(chǎn)業(yè)比重增加的格蘭杰原因，但是，二產(chǎn)比重的增加并不是拉動GDP增長的格蘭杰原因。這表明，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與地區(qū)生產(chǎn)總值的提高之間具有相互促進的作用，而二產(chǎn)的比重的提高對經(jīng)濟增長的拉動效果不大。

3.5模型的構(gòu)建

由于LNGDP、LNX2、LNX3之間存在協(xié)整關(guān)系，因此這些變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，通過線性回歸可以得到各個變量之間的長期模型：

LNGDP=-63.80888+11.56730LN X2+7.812970LN X3

（-10.36666）（7.674140） （5.445123）

通過輸出結(jié)果可知，該模型的判決系數(shù)R2=0.8920，擬合程度較好，這進一步說明對于河北省來說，二產(chǎn)、三產(chǎn)比重的增加對產(chǎn)出的拉動具有長期作用：二產(chǎn)比重增加一個百分點會拉動GDP增加11.5%，第三產(chǎn)業(yè)占比增加一個百分點會拉動GDP增長7.8%，可見除去勞動生產(chǎn)效率的提高，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化對總產(chǎn)值的增加具有正向的推動作用。

根據(jù)已建立的長期均衡模型可以建立自回歸分布滯后模型來解釋短期內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化對總產(chǎn)值的影響。對LNGDP、LNX2、LNX3做滯后期為一期的分布滯后回歸方程，剔除不顯著的變量后得到如下回歸結(jié)果：

LNGDP=0.9907LNGDP（-1）+1.0969LNX3（-1）+0.4088LNX2-1.4906LNX3

（100.0582） （4.019442） （2.998344） （-6.142693）

其中，調(diào)整后的判定系數(shù)為R2=0.9985，擬合程度非常高，可見短期回歸模型更能體現(xiàn)短期中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對經(jīng)濟產(chǎn)出的沖擊。由回歸結(jié)果可知，滯后一期的GDP增加，滯后一期的第三產(chǎn)業(yè)比重的增加和當(dāng)期第二產(chǎn)業(yè)比重的增加對當(dāng)期GDP有正向的影響，其彈性分別為0.9907、1.0969和0.4088，而當(dāng)期三產(chǎn)比重的變化卻對GDP具有負(fù)向影響，其彈性為-1.4906。

4.小結(jié)

本文采用Granger因果關(guān)系檢驗法和線性計量經(jīng)濟模型深入研究了河北省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化與經(jīng)濟增長之間的相互關(guān)系，實證結(jié)果表明第二產(chǎn)業(yè)比重與經(jīng)濟增長之間存在經(jīng)濟增長影響二產(chǎn)比重的單向因果關(guān)系，三產(chǎn)比重變化與經(jīng)濟增長之間存在雙向因果關(guān)系。

通過協(xié)整和自回歸分布滯后模型，建立第二產(chǎn)業(yè)占比和第三產(chǎn)業(yè)占比與經(jīng)濟增長的長期與短期回歸模型分析。結(jié)果表明：無論長期還是短期第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對河北省經(jīng)濟的增長都有促進作用；相對于長期來看，第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展在短期對經(jīng)濟增長的促進意義較大；在短期第三產(chǎn)業(yè)比重的增加會對當(dāng)期經(jīng)濟的增長具有一定的抑制作用，滯后一期的三產(chǎn)比重對當(dāng)期經(jīng)濟增長具有較為顯著的正向作用，這說明三產(chǎn)的發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響具有一定的時滯。因此，就河北省而言，短期來說第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對經(jīng)濟增長具有重要作用，促進第三產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展對河北經(jīng)濟發(fā)展具有更深遠(yuǎn)的意義。

京津冀協(xié)同發(fā)展離不開京津冀三地的相互配合，而努力縮小河北與京津地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差距是要解決的核心問題之一。盡管第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展效應(yīng)周期較長，并且在短時間內(nèi)會抑制經(jīng)濟增速，但是河北省應(yīng)著眼于長遠(yuǎn)發(fā)展，大力扶植第三產(chǎn)業(yè)，尤其是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)進而帶動一產(chǎn)、二產(chǎn)的發(fā)展，提高勞動生產(chǎn)率，加速產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，促進經(jīng)濟健康發(fā)展。