何德平 閆子恒

摘 要：改革開放至今，中國GDP一直保持著高速增，經(jīng)濟(jì)總量不斷提升，與此同時(shí)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也在發(fā)生著巨大的變化。以分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)在關(guān)系為目標(biāo)，選取了1978-2016共計(jì)39年的國內(nèi)生產(chǎn)總值以及三大產(chǎn)業(yè)增加值數(shù)據(jù)，并引入了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整系數(shù)S1、國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)GDPI、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化指數(shù)TS等變量，運(yùn)用Stata13.0 軟件進(jìn)行了VAR 模型與VECM模型的構(gòu)建，同時(shí)得出結(jié)論即：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有正向的作用。并對(duì)國家的經(jīng)濟(jì)增長提出一些建議。

關(guān)鍵詞：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu);經(jīng)濟(jì)增長;VAR模型;VECM模型

中圖分類號(hào)：F2 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：Adoi：10.19311/j.cnki.1672-3198.2019.09.003

1 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系假設(shè)

1.1 經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)

需求與供給的理論提到，根據(jù)社會(huì)現(xiàn)象顯示，一個(gè)國家經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)往往會(huì)伴隨著人均居民收入的不斷增加從而導(dǎo)致人們的購買力增加和消費(fèi)者對(duì)于不同物品的需求變化，需求的變化最終又會(huì)導(dǎo)致供給方的相應(yīng)變化從而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變。這是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化是由經(jīng)濟(jì)增長推動(dòng)的基本原則。

1.2 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長

根據(jù)生產(chǎn)率上升率原則，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的過程本質(zhì)上是一個(gè)生產(chǎn)資源從低效率部門向高效效率部門流動(dòng)且資源配置趨于均衡即更加合理的過程。在這個(gè)過程中，生產(chǎn)資料利用效率低下的部門的在產(chǎn)業(yè)中所占的比重會(huì)逐步下降，而生產(chǎn)資料利用效率高的部門則與之相反。在相同的生產(chǎn)資料供給下如果提高資源的利用率將更容易促進(jìn)國家的經(jīng)濟(jì)增長。

2 中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的模型構(gòu)建與分析

2.1 數(shù)據(jù)選取與初步分析

2.1.1 數(shù)據(jù)來源與處理

本文主要研究改革開放以來產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)經(jīng)濟(jì)增長是否有正向的影響，為此，我們選取了1978年到2016年共39年的我國的各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)數(shù)值。采用的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)有：1978年到2016年我國國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP;第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)各年的產(chǎn)業(yè)增加值GDP1、GDP2、GDP3;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整系數(shù)S1（社會(huì)就業(yè)總?cè)藬?shù)中第一產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人員數(shù)所占的比重）;國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)GDPI，其中1978年的指數(shù)為100;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化指數(shù)TS（第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比）。數(shù)據(jù)來源為2017年發(fā)布的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，本文從中選取了1978-2016年的各項(xiàng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)以及進(jìn)行了數(shù)據(jù)的處理運(yùn)算。

2.1.2 數(shù)據(jù)初步分析

根據(jù)表格中顯示的ADF檢驗(yàn)結(jié)果可以看出各個(gè)變量經(jīng)過差分處理后的平穩(wěn)性。

國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)GDPI、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整系數(shù)S1、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化指數(shù)TS三個(gè)指數(shù)或比率型變量均為平穩(wěn)數(shù)列，故可嘗試采用VAR模型進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的估計(jì)與分析。

國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP，第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)各年的產(chǎn)業(yè)增加值GDP1、GDP2、GDP3，四個(gè)數(shù)值型變量平穩(wěn)性不一，故可以嘗試VECM模型進(jìn)行模型擬合分析。

2.2.2 單位根檢驗(yàn)

如圖2所示，所有特征值都在單位圓的里面，所以我們估計(jì)的模型整體是穩(wěn)定的。

2.2.3 格蘭杰因果檢驗(yàn)

在顯著性水平為5%的條件下，我國的產(chǎn)業(yè)調(diào)整系數(shù)是國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化指數(shù)的格蘭杰原因，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化指數(shù)是產(chǎn)業(yè)調(diào)整系數(shù)和國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)的格蘭杰原因。

檢驗(yàn)結(jié)果說明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化后會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有著非常顯著的提升作用即更容易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正向的作用。而經(jīng)濟(jì)增長對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的作用不夠明顯，應(yīng)該需要國家政策調(diào)控。

2.3 VECM模型的建立與分析

2.3.1 檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的VAR表示法的滯后階數(shù)

AIC的值達(dá)到最小時(shí)為3階，SBIC的值達(dá)到最小時(shí)為1階，通過后續(xù)的模型建立選擇模型擬合效果最優(yōu)的那個(gè)階數(shù)即 3作為VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。

2.3.2 確定協(xié)整秩，即共有多少個(gè)線性無關(guān)的協(xié)整向量

在rank=0時(shí)，跡統(tǒng)計(jì)量的值67.8715大于5%顯著性水平的臨界值54.64，應(yīng)該“拒絕協(xié)整秩為0”的原假設(shè)，在rank=2時(shí)，9.5701小于18.17，無法拒絕“協(xié)整秩為2”的原假設(shè)。因此，VAR （3）模型的變量序列之間存在著長期的協(xié)整關(guān)系。

2.3.3 估計(jì)該系統(tǒng)的誤差修正模型VECM（MLE方法）

根據(jù)Stata l3.0可以得到VECM模型的方程（由上文可知應(yīng)有兩個(gè)協(xié)整關(guān)系模型，但由于第一個(gè)模型經(jīng)過檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)不穩(wěn)定，故不在論文中敘述）：

常數(shù)項(xiàng)系數(shù)為-1.36662 協(xié)整向量為（1，0，-0.4674549，-0.4784265），其中l(wèi)gdp的系數(shù)被標(biāo)準(zhǔn)化為1，將協(xié)整向量移項(xiàng)，可將函數(shù)寫為：

由于模型構(gòu)建的數(shù)據(jù)中第一產(chǎn)業(yè)增加值對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響無限接近為零，故選擇不計(jì)入模型。第二產(chǎn)業(yè)第三產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的正向影響均符合經(jīng)濟(jì)理論的預(yù)期。

2.3.4 檢驗(yàn)VECM系統(tǒng)是否穩(wěn)定

3 結(jié)論

3.1 第一產(chǎn)業(yè)

由VAR估計(jì)模型可以看出，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整系數(shù)S1（即第一產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人員數(shù)占社會(huì)就業(yè)總?cè)藬?shù)的比重）對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)有負(fù)向的影響作用，即意味著如果要提升國內(nèi)生產(chǎn)總值，減少第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占比是一個(gè)有利因素。而在 VECM模型中也可以看到，盡管第一產(chǎn)業(yè)的增加值在逐年增加，但是它對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值增加所起的作用卻越來越低，所以將其進(jìn)行技術(shù)調(diào)整可能使其更好地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長。

3.2 第二產(chǎn)業(yè)

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化指數(shù)TS（第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比）對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)具有正向作用，但是第二產(chǎn)業(yè)增加值對(duì)經(jīng)濟(jì)增長起的促進(jìn)作用已經(jīng)低于第三產(chǎn)業(yè)。但是第二產(chǎn)業(yè)也并不像有些人認(rèn)為的那樣對(duì)國家的經(jīng)濟(jì)增長所起作用不大，它需要不斷創(chuàng)新，不斷掌握核心科技，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)整體優(yōu)化轉(zhuǎn)型，從而為中國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供更加有力的支持。

3.3 第三產(chǎn)業(yè)

數(shù)據(jù)顯示，中國在第三產(chǎn)業(yè)上的投入正在呈現(xiàn)指數(shù)型增長，第三產(chǎn)業(yè)與第一第二之間相互影響，相互相促進(jìn)，隨著我國經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展，它必將成為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵力量。

參考文獻(xiàn)

[1]干春暉，鄭若谷，余典范.中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長和波動(dòng)的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011，（5）：4-16.

[2]鄭若谷，干春暉，余典范.轉(zhuǎn)型期中國經(jīng)濟(jì)增長的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和制度效應(yīng)[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2010，（2）：58-67.

[3]易丹輝.時(shí)間序列分析—方法與應(yīng)用[M].北京：中國人民大學(xué)出版社，2011：176.

[4]陳強(qiáng).計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)及Stata應(yīng)用[M].北京：高等教育出版社，2015：262-319.

[5]李小平，盧現(xiàn)祥.中國制造業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)和生產(chǎn)率增長[J].世界經(jīng)濟(jì)，2007，（5）：52-64.