潘　團(tuán)

(安徽財經(jīng)大學(xué)　經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽　蚌埠　233030)

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產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響因素的實證分析

潘團(tuán)

(安徽財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽蚌埠233030)

摘要：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是轉(zhuǎn)變中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的重要途徑，也是實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)能夠持續(xù)健康發(fā)展的內(nèi)在要求。選取中國2004-2014年30個省級面板數(shù)據(jù)構(gòu)建影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的因素指標(biāo)體系，采用面板單位根、協(xié)整和Granger因果檢驗分析指標(biāo)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性和長期趨勢，并通過FMOLS對模型進(jìn)行估計，研究發(fā)現(xiàn)：長期內(nèi)，勞動力、資本、技術(shù)產(chǎn)出、消費水平、政府職能、外商投資、環(huán)保投入、能源投入與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級互為因果關(guān)系；勞動力、資本、政府職能和環(huán)保投入與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級存在正相關(guān)關(guān)系；而技術(shù)產(chǎn)出與外商投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響并不顯著，消費水平和能源投入對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級存在負(fù)向影響關(guān)系。

關(guān)鍵詞：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級；面板單位根檢驗；協(xié)整檢驗；Granger因果檢驗；FMOLS

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)發(fā)展理論的核心，它既是外生介入的手段又是內(nèi)生作用的中介，因此產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是轉(zhuǎn)變當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式、實現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展的一個有效突破點。本文從經(jīng)濟(jì)學(xué)多角度深入研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在升級過程中的影響因素，可以更深刻地理解產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在升級過程中的經(jīng)濟(jì)變量，根據(jù)各個變量的作用大小為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級措施的制定提供一定的參考建議。

一、文獻(xiàn)綜述

在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系問題上，新古典經(jīng)濟(jì)增長理論認(rèn)為：在市場完全競爭的基礎(chǔ)上，經(jīng)濟(jì)增長就是勞動力，資本和技術(shù)三種要素綜合作用的結(jié)果，并且排斥結(jié)構(gòu)因素在經(jīng)濟(jì)增長過程中的作用，而結(jié)構(gòu)主義學(xué)派認(rèn)為在進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級過程中，結(jié)構(gòu)因素不僅會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，還會產(chǎn)生一種“結(jié)構(gòu)紅利”，從而加速整個經(jīng)濟(jì)的增長。Hollis B. Chenery(1960)[1]提出調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的內(nèi)因，同時提出了“標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)”這一概念，即通過測度經(jīng)濟(jì)的發(fā)展程度在不同時期的有關(guān)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的標(biāo)準(zhǔn)數(shù)據(jù)，強(qiáng)調(diào)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的各種制約因素的分析，如勞動力規(guī)模、資本比例、技術(shù)水平等。Walt Whitman Rostow(1988)[2]和Hollis B. Chenery的觀點基本一致，認(rèn)為一些產(chǎn)業(yè)可以通過積極引入現(xiàn)代技術(shù)要素在提高自身生產(chǎn)率的同時，還能對其他產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生“擴(kuò)散效應(yīng)”進(jìn)而提高整個經(jīng)濟(jì)的增長率，轉(zhuǎn)變當(dāng)前的生產(chǎn)方式和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長。國內(nèi)學(xué)者大都從影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的經(jīng)濟(jì)因素進(jìn)行了大量探索。郭克莎(2001)[3]從結(jié)構(gòu)主義的理論和方法出發(fā)，從資源優(yōu)化配置為切入點提出了中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在偏差和升級緩慢是導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展不協(xié)調(diào)的兩個主要因素，提出要通過不斷提高全要素生產(chǎn)率來加速產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。杜傳忠，郭樹龍(2011)[4]通過對中國30個省市1997—2009年的面板數(shù)據(jù)研究了中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響因素，結(jié)論是資本投入、外商投資、需求等因素對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有正向作用，而勞動者數(shù)量、技術(shù)水平等對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級并不顯著。張翠菊，張宗益(2015)[5]用空間自相關(guān)分析方法對1997—2012年中國30個省市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，結(jié)果顯示資本投資、技術(shù)進(jìn)步、城市化等因素有利于我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，而投資拉動對中國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有很強(qiáng)的刺激作用。本文在前人研究的基礎(chǔ)上，從供需、技術(shù)水平和對外開放等多角度深入分析和研究影響中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響因素。

二、研究方法

(一)面板單位根檢驗

由于一些非平穩(wěn)的序列通常表現(xiàn)出相同的變化趨勢，但這些序列本身并沒有相互影響關(guān)系，也就是“虛假回歸”。為了保證估計結(jié)果有意義，避免偽回歸，對各序列進(jìn)行平穩(wěn)性單位根檢驗。相比于時間序列單位根檢驗方法，面板數(shù)據(jù)單位根檢驗方法主要有LL檢驗、IPS檢驗、ADF-Fisher檢驗和PP-Fisher檢驗等。

Levin和Lin(1992)[6]提出的LL檢驗雖然具有更強(qiáng)的應(yīng)用性，在一段時間里得到廣泛使用，適合較大樣本檢驗(時間維度25—250，截面維度10—250)，但LL檢驗還存在著嚴(yán)重的局限性。該檢驗忽略面板數(shù)據(jù)各剖析面序列的一階滯后項系數(shù)的差異性，要求零假設(shè)和備擇假設(shè)是相同的 。要求所有縱剖面時間序列或者都含有單位根，或者所有縱剖面時間序列都是平穩(wěn)序列，顯然不符合實際。

Im、Pesaran和Shin(1997，2002)提出了IPS檢驗，彌補(bǔ)了LL檢驗的缺陷，不再要求面板數(shù)據(jù)各剖析面序列的一階滯后系數(shù)必須相同，允許部分剖析面序列含有單位根，最后借助蒙特卡洛模擬，發(fā)現(xiàn)在小樣本條件下，IPS檢驗方法明顯比LL檢驗合理。但是，IPS檢驗同樣存在缺陷。IPS檢驗前提是各剖析面序列保持相同的時間長度和相同的滯后階數(shù)，所以Maddala和Wu(1997)提出ADF檢驗和PP-Fisher檢驗解決了這一問題，允許各剖析面序列具有不同的時間長度和不相的滯后階數(shù)，對統(tǒng)計量的滯后長度和樣本數(shù)大小的選擇比較精確穩(wěn)健。綜上所述，對于平衡面板數(shù)據(jù)，LL檢驗和IPS檢驗和ADF檢驗和PP-Fisher檢驗沒有差異；對于非平衡面板數(shù)據(jù)，LL檢驗和IPS檢驗則無法精準(zhǔn)，所以本文采用ADF檢驗和PP-Fisher檢驗。

(二)面板協(xié)整檢驗

如果僅用普通最小二乘法和移動平均法來分析非平穩(wěn)序列，會出現(xiàn)十分荒謬的結(jié)論，不相關(guān)的變量可能高度相關(guān)，存在相關(guān)關(guān)系的變量卻得到毫不相關(guān)的結(jié)論[7]。傳統(tǒng)的辦法無法驗證非平穩(wěn)序列短期內(nèi)各變量的自相關(guān)關(guān)系，但協(xié)整檢驗?zāi)苡行^(qū)分它們之間的長期均衡關(guān)系問題[8]，若存在長期協(xié)整關(guān)系，傳統(tǒng)的普通最小二乘法已經(jīng)無法有效估計模型，可以采用完全修正普通最小二乘法估計(FMOLS)。

單位根檢驗的步驟是，從原序列開始單位根檢驗，如果無法拒絕原假設(shè)，存在單位根，則對其一階差分后繼續(xù)檢驗，若拒絕原假設(shè)，檢驗終止，反之，繼續(xù)進(jìn)行二階甚至高階差分后檢驗，直至平穩(wěn)。在所有變量序列同階單整的條件下，可以進(jìn)行面板協(xié)整檢驗。協(xié)整性是指，不存在短期均衡關(guān)系的各個經(jīng)濟(jì)變量之間，通過某種線性組合之后轉(zhuǎn)化為平穩(wěn)序列，我們就稱這些變量間存在協(xié)整關(guān)系。由Pedroni(1995)首先提出面板協(xié)整檢驗方法，經(jīng)過反復(fù)的演進(jìn)，目前主要存在Kao(1999)、Pedroni(2000)、Larsson(2001)三種方法, 當(dāng)時間長度較大時，這三個檢驗方法都非常高效。但當(dāng)時間長度縮小時，這三種的檢驗效率也開始下降。若時間寬度固定為10時，隨著樣本量變大，Kao(1999)檢驗則會比Pedroni檢驗的效率高。但隨著時間長度的增大，Pedroni(2000)檢驗比Kao(1999)檢驗效果更好，且它們兩者的檢驗效率都比Larsson檢驗好。本文的面板數(shù)據(jù)時間長度為11(2004-2014),因此選Kao(1999)檢驗。

(三)Granger因果檢驗

Granger提出，對于面板數(shù)據(jù)，如果兩個非平穩(wěn)時間變量存在協(xié)整關(guān)系，那么它們之間至少有一個方向上的Granger因果關(guān)系。Granger因果檢驗?zāi)苡行炞C兩個變量之間是否存在因果關(guān)系，例如變量X的變動是否會引起Y的變化，X過去的值影響Y變動的程度如何？通過分析解釋變量X的滯后項和被解釋變量Y之間的回歸結(jié)果，如果X在Y的回歸分析中系數(shù)顯著，對Y的預(yù)測有益，代表“X是引起Y的原因”[9]。本文采用誤差修正模型[10]作Granger因果檢驗:

△lnY=β00+∑pβ01p△lnX1t-p+∑pβ02p△lnX2t-p+…+∑pβ08p△lnX8t-p+θ0ecmt-1

△lnX1=β10+∑pβ11p△lnYt-p+∑pβ12p△lnX2t-p+…+∑pβ18p△lnX8t-p+θ1ecmt-1…

△lnX8=β00+∑pβ01p△lnX1t-p+∑pβ02p△lnX2t-p+…+∑pβ08p△lnYt-p+θ8ecmt-1

三、實證分析

(一)指標(biāo)的選擇及模型設(shè)定

通過對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的初步分析，在設(shè)計指標(biāo)時考慮到數(shù)據(jù)之間的可能存在的異方差和共線性，提取供需、技術(shù)進(jìn)步、投資等方面的多個指標(biāo)作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響因素。指標(biāo)體系見表1所示。

表1　指標(biāo)名稱符號及定義

為了測度影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的各種因素，文章選取了與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級密切相關(guān)的八項指標(biāo)，并根據(jù)道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)理論建立如下回歸方程：

lnYit=?0+?1lnX1it+?2lnX2it+?3lnX3it+?4lnX4it+?5lnX5it+?6lnX6it+?7lnX7it+?8lnX8it+εit

其中，i為省市，t為年份，為隨機(jī)擾動項。本文選用的數(shù)據(jù)是2004—2014年30個省市的面板數(shù)據(jù)(西藏地區(qū)因為工業(yè)污染治理總額較多缺失，未包含在內(nèi))，數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒地區(qū)年度數(shù)據(jù)。通過利用每年美元對人民幣的匯率將外商投資企業(yè)投資總額換算成人民幣，并將工業(yè)污染治理完成投資總額單位換算成億美元，統(tǒng)一單位。

數(shù)據(jù)預(yù)處理的方法:

(二)計量模型的估計

1.面板單位根檢驗

對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級程度(lnY)、勞動力(lnX1)、資本(lnX2)、技術(shù)產(chǎn)出(lnX3)、消費水平(lnX4)、政府職能(lnX5)、外商投資(lnX6)、環(huán)保投入(lnX7)和能源投入(lnX8)及其一階差分作面板單位根檢驗，以確定其平穩(wěn)性。

根據(jù)面板單位根檢驗的結(jié)果分析得到(見表2)，ADF-Fisher和PP-Fisher檢驗的結(jié)果有很強(qiáng)的一致性，對數(shù)序列中只有變量lnY的檢驗結(jié)果拒絕原假設(shè)，不存在單位根，其他變量都無法拒絕原假設(shè)，存在單位根，均是不平穩(wěn)序列，所以對數(shù)序列不滿足平穩(wěn)性。繼續(xù)對一階差分序列作單位根檢驗，結(jié)果表明在10%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，所有變量都滿足平穩(wěn)性，可以進(jìn)行面板協(xié)整檢驗。

表2　面板單位根檢驗的結(jié)果

注：檢驗形式設(shè)定為：不含截距項和趨勢項，各檢驗的原假設(shè)為含有單位根

*顯著性水平在10%的水平上拒絕原假設(shè)，**顯著性水平在5%的水平上拒絕原假設(shè)，***顯著性水平在1%的水平上拒絕原假設(shè)

2.面板協(xié)整檢驗

KAO協(xié)整檢驗的原假設(shè)為:不存在協(xié)整關(guān)系，拒絕原假設(shè)意味著變量間存在長期的協(xié)整關(guān)系。從表3可以得到，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級程度(lnY)、勞動力(lnX1)、資本(lnX2)、技術(shù)產(chǎn)出(lnX3)、消費水平(lnX4)、政府職能(lnX5)、外商投資(lnX6)、環(huán)保投入(lnX7)和能源投入(lnX8)通過檢驗，拒絕原假設(shè)，存在長期協(xié)整關(guān)系。

表3　面板協(xié)整檢驗結(jié)果(KAO)

3.完全修正普通最小二乘法估計(FMOLS)

對于具有長期協(xié)整關(guān)系的面板數(shù)據(jù)，直接采用普通最小二乘法估計會產(chǎn)生虛假回歸，需要采用完全修正普通最小二乘法估計(FMOLS)，能有效解決變量間因序列相關(guān)性和內(nèi)生性而使回歸系數(shù)出現(xiàn)偏差的問題[11]。

FMOLS協(xié)整估計的結(jié)果表4得到，技術(shù)產(chǎn)出和外商投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的估計系數(shù)不顯著，其他變量系數(shù)都通過顯著性檢驗，勞動力增加1%，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級增長0.012 7%；資本增加1%,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級增長0.022 2%；消費水平增加1%,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級降低0.047 5%；政府職能水平增加1%,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級增長0.049 0%；環(huán)保投入增加1%,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級增長0.003 8%；能源投入增加1%,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級減少0.013 1%?？梢钥闯? 勞動力、資本、政府職能和環(huán)保投入對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有正向影響關(guān)系，消費水平和能源水平對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有負(fù)向影響關(guān)系，技術(shù)產(chǎn)出和外商投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響則不顯著。

表4　完全修正普通最小二乘法估計結(jié)果

注：*顯著性水平在10%的水平上拒絕原假設(shè)，**顯著性水平在5%的水平上拒絕原假設(shè)，***顯著性水平在1%的水平上拒絕原假設(shè)

4.面板Granger因果檢驗

建立誤差修正模型，得到Granger因果檢驗的結(jié)果如表5所示，得到如下結(jié)論：

第一，誤差修正項均顯著，說明勞動力、資本、技術(shù)產(chǎn)出、消費水平、政府職能、外商投資、環(huán)保投入、能源投入和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級都存在長期的Granger因果關(guān)系。在長期以內(nèi)，變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、資本、技術(shù)產(chǎn)出、消費水平、政府職能、外商投資、環(huán)保投入和能源投入是勞動力投入變動的長期Granger原因；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、勞動力、技術(shù)產(chǎn)出、消費水平、政府職能、外商投資、環(huán)保投入和能源投入是資本投入變動的長期Granger原因；同時，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、勞動力、資本、消費水平、政府職能、外商投資、環(huán)保投入、能源投入是技術(shù)產(chǎn)出變動的長期Granger原因等等?？傊a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與文中選取的各項影響指標(biāo)存在長期的Granger因果關(guān)系。

第二，根據(jù)各差分項的顯著性判斷，短期內(nèi)技術(shù)產(chǎn)出和政府職能對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級存在單向的Granger因果關(guān)系，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對消費水平、政府職能、環(huán)保投入和能源投入存在單向的Granger因果關(guān)系。即政府職能和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級互為Granger因果關(guān)系，技術(shù)產(chǎn)出是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的原因，但產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級不是技術(shù)產(chǎn)出的原因。

表5　Granger因果檢驗的結(jié)果

注：*顯著性水平在10%的水平上拒絕原假設(shè)，**顯著性水平在5%的水平上拒絕原假設(shè)，***顯著性水平在1%的水平上拒絕原假設(shè)

四、結(jié)語

通過以上分析與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級相關(guān)的影響因素和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是否存在Granger因果關(guān)系，以及對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響程度等相關(guān)重要問題進(jìn)行實證檢驗，得出以下結(jié)論：

第一，通過Granger因果檢驗得到，在長期內(nèi)勞動力、資本、技術(shù)產(chǎn)出、消費水平、政府職能、外商投資、環(huán)保投入、能源投入與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級互為因果關(guān)系，而在短期內(nèi)，只有技術(shù)產(chǎn)出和政府職能是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的原因，其他因素對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的短期影響較小。

第二，勞動力、資本、政府職能和環(huán)保投入對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有正向影響關(guān)系，隨著我國政府逐漸轉(zhuǎn)變政府職能建立服務(wù)型政府，通過加大對教育的投入力度，尤其是加大對農(nóng)民工的再培訓(xùn)力度，使得我國的勞動力素質(zhì)逐漸得到提升，由于資本的利用效率進(jìn)一步得到提升和政府在節(jié)能環(huán)保這方面措施的不斷完善，在加速我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級過程中發(fā)揮了重要作用。

第三，消費水平和能源水平對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有負(fù)向影響關(guān)系，這與我國實際情況相一致，由于我國的生存型消費比重偏高，消費結(jié)構(gòu)不太合理，從而導(dǎo)致居民整體消費水平不高，能源的利用效率提升緩慢，在一定程度上阻礙了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的加速。為此我國應(yīng)該突出擴(kuò)大居民消費比重和提升能源利用水平在推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級方面的作用。

第四，技術(shù)產(chǎn)出和外商投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響不顯著，這是因為我國企業(yè)對產(chǎn)品研發(fā)投入與西方發(fā)達(dá)國家相比還存在一定的差距，高科技產(chǎn)品產(chǎn)出量不足，產(chǎn)品的附加值不高，相比于技術(shù)產(chǎn)出，外商投資一般都集中于沿海發(fā)達(dá)地區(qū)，造成區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不協(xié)調(diào)，而且服務(wù)業(yè)的貿(mào)易比重較小，對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級作用有限，為此我國應(yīng)該重視對產(chǎn)品的研發(fā)投入和成果的轉(zhuǎn)化，有效結(jié)合產(chǎn)品的研發(fā)和生產(chǎn)，同時積極引導(dǎo)外商投資向中部、西部轉(zhuǎn)移，提高外來資本的利用率加速我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。

參考文獻(xiàn):

[1]Chenery H B. Patterns of Industrial Growth [J]. The American Economic Review，1960,50(4)：624～654.

[2] 羅斯托.從起飛到持續(xù)增長的經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].成都：四川人民出版社，1988.

[3] 郭克莎.中國：改革中的經(jīng)濟(jì)增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動[M].上海：上海三聯(lián)書店，1996.

[4] 杜傳忠,郭樹龍. 中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響因素分析——兼論后金融危機(jī)時代中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的思路[J]. 廣東社會科學(xué),2011,(4):60～66.

[5] 張翠菊,張宗益. 中國省域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響因素的空間計量分析[J]. 統(tǒng)計研究,2015,(10):32～37.

[6] Levin A. ,C. F. Lin and C .S .J. Chu.Unit Root Tests in Panel Data ,asymptotic and Finite-sample Properties[J].Journal of Econometrics, 2002,(108): 1～24.

[7] 王凱,黎友煥. 財政分權(quán)與中國經(jīng)濟(jì)增長——基于省級面板數(shù)據(jù)協(xié)整和格蘭杰因果檢驗的實證分析[J]. 貴州財經(jīng)學(xué)院學(xué)報,2009,(6):76～80.

[8] 黃凌云,陳明強(qiáng),陳剛. 外商直接投資與中國進(jìn)出口貿(mào)易的區(qū)域差異研究——基于省級面板數(shù)據(jù)的單位根、協(xié)整與Granger因果檢驗[J]. 世界經(jīng)濟(jì)研究,2007,(8):57～62,87～88.

[9] Granger, C. W. J. Investigating Causal Relations by Economic Models and Cross-Spectral Methods [J]. Econometrica, 1969, (37): 424～438.

[10] 張望. 中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與就業(yè)問題的協(xié)整與誤差修正模型研究[J]. 哈爾濱商業(yè)大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版),2006,(4):37～41.

[11] 安文強(qiáng),王相寧.香港跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算影響因素分析——基于FMOLS模型和Granger因果檢驗[J]. 中國科學(xué)技術(shù)大學(xué)學(xué)報, 2014，(6)：516～522．

文章編號：2095-4654(2016)04-0033-05

收稿日期：2015-12-13

基金項目：安徽財經(jīng)大學(xué)研究生科研創(chuàng)新基金項目“安徽經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級的水平測度與提升路徑”(ACYC2015071)

中圖分類號：F062.9

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A