張文軍

【摘 要】 本文通過計算第三產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)增長率序列的偏度系數(shù)可知，二者表現(xiàn)出了明顯的異質(zhì)性，第三產(chǎn)業(yè)陡升緩降的波動特征比第二產(chǎn)業(yè)要更顯著;其次通過空間面板回歸可知，第三產(chǎn)業(yè)擴張時對GDP的擴張效應(yīng)要大于第二產(chǎn)業(yè)，而收縮時則相反。因此第三產(chǎn)業(yè)的擴張和收縮會對宏觀經(jīng)濟引發(fā)一系列的非對稱效應(yīng)，首先會延長擴張期并縮短收縮期;其次會引發(fā)經(jīng)濟周期轉(zhuǎn)折點的非對稱，即擴張時會引發(fā)宏觀經(jīng)濟剎車難的問題，而收縮時則又會有利于促進宏觀經(jīng)濟的啟動和復(fù)蘇等。

【關(guān)鍵詞】 空間計量;第三產(chǎn)業(yè);第二產(chǎn)業(yè);經(jīng)濟波動;非對稱

【中圖分類號】 F037.1 【文獻標識碼】 A 【文章編號】 2096-4102（2021）02-0050-03

一、引言

隨著經(jīng)濟發(fā)展轉(zhuǎn)向“服務(wù)型經(jīng)濟”，服務(wù)業(yè)對經(jīng)濟增長的影響和作用越來越重要，也越來越成為我國經(jīng)濟發(fā)展的重要推動力。研究第三產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟波動的關(guān)系，對減緩經(jīng)濟波動起到事半功倍的效果，也有助于宏觀經(jīng)濟政策和產(chǎn)業(yè)政策的制定，對于盡快促進我國宏觀經(jīng)濟由當前的收縮向擴張轉(zhuǎn)變也有著重要的指導(dǎo)意義。

二、研究設(shè)計和樣本說明

由于空間計量需要建立平衡面板，因此考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和完整性，我們收集了1992-2017年的剔除重慶之后的30個省、市和自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，主要包括各個省份的GDP增長率和三次產(chǎn)業(yè)增長率數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)主要來源于各個省份歷年的統(tǒng)計年鑒、《中國統(tǒng)計年鑒》和《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》。

由于本文需要對經(jīng)濟周期的不同階段（我們這里把經(jīng)濟周期分解成擴張和收縮階段）進行實證分析，因此需要構(gòu)造虛擬變量。通過虛擬變量來劃分經(jīng)濟周期階段是眾多文獻最常使用的方法。較多文獻使用虛擬變量對經(jīng)濟周期的不同階段進行了分析，得出了更加深入的結(jié)論。

因此參照以往文獻的方法，我們把各省份GDP增長率作為因變量，其次我們設(shè)計三個虛擬變量，分別以三次產(chǎn)業(yè)增長率的擴張和收縮為標準進行劃分，具體如下：

擴張和收縮以該變量的增長率序列是處于上升階段還是下降階段為準，即當該變量的增長率序列越來越大時則為擴張階段，當其越來越小時即為收縮階段，如果相等時定義其為擴張階段。

設(shè)yit、yi1、yi2、yi3分別為i地區(qū)GDP、第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長率，把以上三個虛擬變量與三次產(chǎn)業(yè)增長率結(jié)合起來，我們可得出以下六個自變量：

上式中，yit為被解釋變量，下標i和t分別表示地區(qū)與年度，ρ為空間自回歸系數(shù)，Wij為N×N維標準化的非負空間權(quán)重矩陣W的i行j列元素。如果不考慮空間滯后項[ρj=1NWijyij]或者是變量ρ等于零，則上式為標準的靜態(tài)面板模型。進一步，如果uit與自變量相關(guān)，則為固定效應(yīng)模型;反之，則為隨機效應(yīng)模型。

三、計量分析結(jié)果與討論

（一）研究方法介紹

由于各個地區(qū)之間的經(jīng)濟聯(lián)系已經(jīng)越來越緊密，而經(jīng)典的線性回歸模型已經(jīng)無法將空間的相關(guān)性考慮進去，因此空間計量經(jīng)濟學(xué)的應(yīng)用變得越來越廣泛和必要?？臻g自回歸模型（Spatial Autoregression， SAR）是一種常見的空間計量模型。SAR模型一是可以幫助我們理解空間距離的影響，二是可以幫助我們理解如下問題：某個空間單位的自變量X的變化如何影響其他空間單位的因變量Y。

SAR模型的具體形式如下式：

以上表達式各變量的含義如下：

Yn為被解釋變量

Xn為解釋變量

Wn為主對角線為零的對稱矩陣，也稱為空間權(quán)重矩陣，Wn是30×30的標準化空間權(quán)重矩陣，各行元素之和為1。

en為服從正態(tài)分布的隨機擾動項。

（二）基于相鄰權(quán)重矩陣的空間回歸

相鄰空間權(quán)重矩陣也被稱為0-1空間權(quán)重矩陣，它是依據(jù)空間地理是否相鄰來設(shè)定，地理相鄰的地區(qū)被賦予“1”，其他的地區(qū)被賦予“0”，該權(quán)重矩陣定義如下：

我們以相鄰權(quán)重矩陣進行回歸，回歸結(jié)果如表1所示。

（三）基于地理距離權(quán)重矩陣的空間回歸

相鄰權(quán)重矩陣僅僅只考慮了相鄰地區(qū)之間的互相作用，我們下面使用基于距離函數(shù)的權(quán)重矩陣。地理距離空間權(quán)重矩陣是根據(jù)兩個地區(qū)之間地理距離的倒數(shù)來設(shè)定的，具體定義如下：

其中的dij是指兩個省份省會之間的直線距離。基于地理距離權(quán)重矩陣的空間回歸結(jié)果如表2所示。

（四）基于經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣的空間回歸

無論是相鄰權(quán)重矩陣還是地理距離權(quán)重矩陣，只是考慮了地理上的相互關(guān)系，但是不能體現(xiàn)各個省市之間的經(jīng)濟聯(lián)系。本文參考了趙良仕（2014）的權(quán)重構(gòu)造公式，通過使用樣本期間內(nèi)人均GDP水平的均值來衡量一個省市對另一個省市的經(jīng)濟作用程度，綜合考慮兩個地區(qū)的人均GDP比值和距離因素?；诜菍ΨQ的經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣的具體公式為：

其中T0和T1分別為樣本期間的起始年份和終止年份。

基于經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣的空間回歸結(jié)果如表3所示。

以上三種權(quán)重矩陣的回歸結(jié)果是一致的，即：第二產(chǎn)業(yè)的收縮效應(yīng)大于擴張效應(yīng)，而第三產(chǎn)業(yè)則相反。更重要的是，由于第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)對GDP波動的非對稱效應(yīng)剛好相反，所以第三產(chǎn)業(yè)的收縮效應(yīng)要小于第二產(chǎn)業(yè)，而第三產(chǎn)業(yè)的擴張效應(yīng)則比第二產(chǎn)業(yè)強烈。一般來說，第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)波動都是高度同步的，因此，第三產(chǎn)業(yè)收縮時會對GDP產(chǎn)生減緩的效應(yīng)（Geoffrey H. Moore，1987），而擴張時則會對GDP產(chǎn)生加劇的效應(yīng)，即如果當宏觀經(jīng)濟正處于由收縮階段向擴張階段轉(zhuǎn)換的時候，第三產(chǎn)業(yè)的擴張會加快宏觀經(jīng)濟的復(fù)蘇，當宏觀經(jīng)濟處于擴張階段的后期，第三產(chǎn)業(yè)的擴張則會加劇其過熱和通貨膨脹。

四、小結(jié)

本文收集了各省市第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)增長率和GDP增長率數(shù)據(jù)，并設(shè)定虛擬變量，利用普通面板模型和空間面板模型進行實證分析，得出了一系列結(jié)論。首先通過計算第三產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)增長率序列的偏度系數(shù)可知，二者表現(xiàn)出了明顯的異質(zhì)性，尤其是第三產(chǎn)業(yè)的特征尤為顯著，三十個省市里面共有二十六個省市都是屬于陡升緩降的非對稱類型，而第二產(chǎn)業(yè)表現(xiàn)稍為復(fù)雜，有十五個省市增長率屬于緩升陡降類型，而其他省市大部分都是屬于相反類型;其次通過空間面板回歸可知，第三產(chǎn)業(yè)擴張時對GDP的擴張效應(yīng)要大于第二產(chǎn)業(yè)，而收縮時則相反。因此第三產(chǎn)業(yè)的擴張和收縮會對宏觀經(jīng)濟引發(fā)一系列的非對稱效應(yīng)，首先會延長擴張期并縮短收縮期;其次會引發(fā)經(jīng)濟周期轉(zhuǎn)折點的非對稱，即擴張時會引發(fā)宏觀經(jīng)濟剎車難的問題，而收縮時則又會有利于促進宏觀經(jīng)濟的啟動和復(fù)蘇等。

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