苑黛君　張鄒焱　劉嬌

摘 要：根據(jù)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)密不可分，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)。因此從三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的角度來(lái)研究其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響就十分必要。以徐州市為例，通過(guò)利用從1990年到2012年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)并運(yùn)用ADF檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型以及Granger非因果性檢驗(yàn)來(lái)探究徐州市產(chǎn)業(yè)變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的貢獻(xiàn)率。

關(guān)鍵詞：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；ADF檢驗(yàn)；協(xié)整檢驗(yàn)；誤差修正模型；Granger非因果性檢驗(yàn)

中圖分類號(hào)：F2

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

doi：10.19311/j.cnki.16723198.2016.26.003

1 引言

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)理論可以追溯到17世紀(jì)，威廉·配第發(fā)現(xiàn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不同導(dǎo)致了各國(guó)國(guó)民收入水平的差距。C.克拉克、庫(kù)茲涅茨、羅斯托深入地研究了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的問(wèn)題。此后，錢(qián)納里建立了“引入結(jié)構(gòu)變量的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型”、帕西內(nèi)蒂創(chuàng)立了“結(jié)構(gòu)動(dòng)態(tài)經(jīng)濟(jì)學(xué)”理論等等，都分別揭示了結(jié)構(gòu)變動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)在關(guān)聯(lián)。

而在國(guó)內(nèi)，許多專家學(xué)者也對(duì)此進(jìn)行了分析研究，他們?cè)趯?duì)全國(guó)及各省份的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與生產(chǎn)總值內(nèi)在關(guān)聯(lián)進(jìn)行分析之后，普遍得出1990年以前，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要依賴于制度因素和第一、二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，1990年以后，隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，我國(guó)經(jīng)濟(jì)擺脫了意識(shí)形態(tài)的束縛，第二、第三產(chǎn)業(yè)成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要?jiǎng)恿?。但是，各地區(qū)的具體情況有所不同。本文采用協(xié)整檢驗(yàn)以及誤差修正模型具體分析徐州市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)在關(guān)聯(lián)。

2 變量選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

分析各產(chǎn)業(yè)對(duì)于地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響可以運(yùn)用增長(zhǎng)率這一指標(biāo)。本文選擇了每年第一產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率X1、每年第二產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率X2、每年第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率X3以及每年徐州市GD 的增長(zhǎng)率Y作為研究的變量本文。數(shù)據(jù)均來(lái)自徐州統(tǒng)計(jì)局以及《2013年徐州統(tǒng)計(jì)年鑒》，并選取了1990年—2012年的相關(guān)數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)。選取這一時(shí)間段作為樣本區(qū)間的原因是1990年以前，徐州市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要依賴于計(jì)劃經(jīng)濟(jì)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系并不大。而1990年以后，我國(guó)逐漸建立市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整逐漸受到重視，因此選取這一時(shí)間段更能反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。同時(shí)為了消除時(shí)間序列數(shù)據(jù)中的異方差并將數(shù)據(jù)線性化，在這里采用lnX1、lnX2、lnX3、lnY。數(shù)據(jù)處理后并不改變數(shù)據(jù)原來(lái)的趨勢(shì)以及協(xié)整關(guān)系。

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 各個(gè)時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

對(duì)于非平穩(wěn)的時(shí)間序列進(jìn)行參數(shù)估計(jì)等統(tǒng)計(jì)推斷時(shí)，極有可能會(huì)出現(xiàn)“虛假回歸”的問(wèn)題，因此需要先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。由ADF檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，時(shí)間序列l(wèi)nX1、lnX2、lnX3、lnY都是一階單整時(shí)間序列。

3.2 協(xié)整檢驗(yàn)

接下來(lái)通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)判定它們之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。本文選取了 ohansen極大似然估計(jì)法。經(jīng)過(guò)多次利用LR統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)得出：在5%的顯著性水平下，最佳滯后期為2。下面對(duì)其進(jìn)行 ohansen協(xié)整檢驗(yàn)，本文采用的協(xié)整空間有常數(shù)項(xiàng)、有時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)并且數(shù)據(jù)空間無(wú)時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)。另外，無(wú)約束的VAR模型的最佳滯后期為2，所以協(xié)整檢驗(yàn)的模型滯后期確定為1。

這說(shuō)明，在1990年-2012年之間徐州市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。這與徐州市作為資源型城市，第二、第三產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)拉動(dòng)力大的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)相適應(yīng)。其中，第二產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率最大。

3.3 誤差修正模型的建立

根據(jù)格蘭杰（Granger）定理，誤差修正模型回歸結(jié)果如表2所示。

如表2所示，在5%的顯著性水平下，DlnY、DlnX1、DlnX2、Dlnx3、cancha（-1）前的系數(shù)回歸結(jié)果顯著。所以建立的誤差修正模型為：

DlnY=00475DlnX1+04256DlnX2+05217DlnX3-0.5933ECMt-1

這充分說(shuō)明了徐州市第一、二、三產(chǎn)業(yè)的變動(dòng)分別以0.0475、0.42560、0.5217的比例影響GD 的變化。非均衡誤差則以0.5933的比例反向影響后一期GD 的變化。另外，因?yàn)樽兞恐g存在協(xié)整關(guān)系，所以以上的參數(shù)估計(jì)具有優(yōu)良性，不存在虛假回歸。

3.4 Granger非因果性檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)并不能說(shuō)明它們之間的這種均衡關(guān)系之間是否存在因果關(guān)系，因此還需要進(jìn)一步驗(yàn)證。本文采用Granger非因果性檢驗(yàn)進(jìn)行檢驗(yàn)。而分析結(jié)果說(shuō)明：在5%的顯著性水平下，lnY是lnX1的格蘭杰原因，lnX3是lnX1的格蘭杰原因。

4 結(jié)論

（1）徐州市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)和實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)同互動(dòng)關(guān)系，盡管徐州市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)都不具有平穩(wěn)性，但是長(zhǎng)期而言存在著某種經(jīng)濟(jì)體制使得它們之間有著共同的隨機(jī)趨勢(shì)。

（2）協(xié)整檢驗(yàn)，說(shuō)明在長(zhǎng)期內(nèi)徐州經(jīng)濟(jì)總量與第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)構(gòu)成了同向的驅(qū)動(dòng)關(guān)系。其中第二產(chǎn)業(yè)即工業(yè)對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率最大。這說(shuō)明了徐州市要做好農(nóng)業(yè)資源配置，同時(shí)要做好產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化轉(zhuǎn)型，促進(jìn)旅游業(yè)、服務(wù)業(yè)、金融業(yè)等第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，加快科技創(chuàng)新的步伐。而誤差修正模型充分說(shuō)明了徐州市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響來(lái)說(shuō)具有滯后性。所以，我們需要注意地區(qū)的整體性，合理配置資源的流動(dòng)。

（3）Granger非因果性檢驗(yàn)說(shuō)明徐州市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)了第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，而第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展則與第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展有反向的驅(qū)動(dòng)作用。盡管在本文中沒(méi)有檢驗(yàn)出第二產(chǎn)業(yè)變動(dòng)對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，但不排除隨機(jī)因素以及模型或者數(shù)據(jù)偏誤的影響。在實(shí)際情況中，第二產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)是徐州經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉。

參考文獻(xiàn)

[1]李延軍，金浩.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的協(xié)整研究[Z].

[2]紀(jì)玉山，吳勇民.我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系之協(xié)整模型的建立與實(shí)現(xiàn)[A].

[3]劉偉，李紹榮.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[ ].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2002，（5）.