我國服務業與經濟增長關系的統計檢驗

王必鋒 ，賴志花

（1.遼寧大學 經濟學院，沈陽 110036；2.石家莊經濟學院 經貿學院，石家莊 050031）

我國服務業與經濟增長關系的統計檢驗

王必鋒1，2，賴志花2

（1.遼寧大學 經濟學院，沈陽 110036；2.石家莊經濟學院 經貿學院，石家莊 050031）

改革開放30年來，我國服務業已經取得了較大的發展。文章利用狀態空間模型和卡爾曼濾波對我國服務業與經濟增長之間的關系進行了深入分析，得出如下結論：（1）我國服務業與經濟增長之間不存在固定參數協整關系，而是時變參數模型；（2）該時變均衡比例呈現出平穩上升態勢；并在此基礎上提出發展我國服務業的相關建議。

狀態空間模型；卡爾曼濾波；服務業；經濟增長

0 引言

第三產業作為國民經濟發展的重要組成部分，其發展水平是衡量一個國家或地區發達程度的重要標志，對促進經濟結構優化升級、增加就業、提高人民生活質量具有重要作用。改革開放以來，我國經濟取得了顯著發展，GDP從1978年的3645.217億元增加到2008年的300670億元，扣除物價上漲因素，平均增長速度為9.63%；第三產業產值從1978年的872.4829億元增加到2008年的120487億元，平均增長速度為14.98%，而同時期第一產業與第二產業平均增長速度分別僅為6.34%、9.69%。與此同時，產業結構不斷調整，由1978年的第一、第二、第三產業的結構28.19：47.87：23.94 調整為 2008 年的 11.31：48.62：40.07，產業結構不斷升級，第三產業得到了迅猛發展。第三產業對經濟發展的貢獻率由1990年的17.32%躍至2007年的42.32%，其吸納就業人員的比重在1995年首次超過了第二產業，由1995年的24.8%發展至2007年的32.4%，上升了7.6個百分點，而同時第一產業吸納就業人員的比重則下降了11.4個百分點，第二產業的比重僅上升了3.8個百分點。但與世界第三產業的發展水平相比，我國第三產業的發展水平是明顯滯后于經濟的發展。據世界銀行公布的數據，2005年美國、英國第三產業吸納就業人員的比重分別高達77.8%、76.3%；2006年兩國第三產業占GDP的比重分別為76.7%、72.8%。因此，加快我國第三產業發展，提高城市化水平，對于促進國民經濟持續快速健康發展具有重要的意義。本文利用狀態空間模型對服務業與我國經濟增長的關系進行實證分析，以更好地研究這兩者之間的關系，從而促進我國服務業的更好發展。

1 數據的選擇與處理

為了考察我國服務業與經濟增長的關系，本文選擇服務業增加值來度量服務業的發展水平，GDP來反映經濟增長。所有數據均來自于《2008中國統計年鑒》(2008年相關數據來自于國家統計局網站)，樣本區間為1980～2008年。為了剔除物價水平變動的影響，本文將上述兩個指標均調整為1980年的價格水平，得到實際的服務業增加值和GDP。同時為了消除異方差的影響，對服務業增加值（SSVA）、GDP進行自然對數變換，用變量LNSSVA、LNGDP分別表示對數變換后的我國實際服務業增加值和GDP（處理后的數據省略）。

表1 1978～2008年我國三大產業絕對值及相對結構

從圖1看，我國服務業增加值（SSVA）和GDP在 1980～1992年間緩慢增長，1992～2000年之間增長速度有所加快，2000～2008年期間獲得迅猛發展，由此可以為從圖上粗略判斷前后這種結構的變化。而建立模型時往往希望模型的參數是穩定的，即所謂的結構不變，這將提高模型的預測和分析能力。然而，經濟結構的變化往往導致計量模型結構也發生變化。為了進一步準確判斷經濟結構是否發生了變化，本文采用鄒氏檢驗來判斷這種變化是否發生。

本文為了研究GDP和服務業之間的關系，建立如下模型：

采用鄒氏檢驗判斷模型的穩定性需要將樣本數據分割成兩個連續的時間序列數據，用這兩個樣本數據運用上式進行回歸，得到相應的殘差平方和RSS1與RSS2；然后將兩個時序合并為一個大樣本后運用上式進行回歸，得到大樣本下的殘差平方和RSSR；最后通過計算鄒檢驗的F統計量。

如果F大于相應的臨界值，則認為模型的結構發生了變化，參數是非穩定的。

本文采用鄒檢驗首先將樣本數據分成1980～1992年、1992～2000年、2000～2008年三段，借助于統計軟件，得到以1992年、2000年為分割日期的鄒檢驗結果：

由上述檢驗結果可知，以1992年、2000年為分割日期的鄒檢驗F統計量分別為32.22、5.03，其對應的P值分別為0和2.59%，小于顯著性水平5%，因而拒絕參數穩定的原假設，表明我國服務業和經濟增長的關系在1992年與2000年前后發生了顯著變化。而發生這種變化的原因主要是在這兩個分割點受到政策變遷的影響，1992年小平南巡講話指出要調整產業結構，發展金融業、服務業和高新技術產業，把第三產業當做支柱產業；2000年我國加入世貿組織為我國服務業發展提供了新機遇。而采用固定參數模型不能體現這種經濟結構的變化，因而本文構造LNGDP、LNSSVA的變參數模型。

表2 1992年分割點的鄒檢驗結果

表3 2000年分割點的鄒檢驗結果

2 變參數模型的狀態空間表示

狀態空間模型能夠體現經濟結構的變化，由量測方程和狀態方程構成，許多實際的經濟問題可以表達或轉換成狀態空間模型加以解決。相對于經典回歸而言，狀態空間形式一方面將不可觀測的狀態變量并入可觀測模型并與其一起得到估計結果；另一方面利用強有力的迭代計算—卡爾曼濾波來估計。變參數模型的狀態空間表示如下：

其中，Yt是包含k個經濟變量的k*1維可觀測向量；Xt表示k*m矩陣，是具有變參數的解釋變量矩陣；Zt是具有固定參數的解釋變量矩陣；γ是固定參數；βt是隨時間改變的，體現了解釋變量對因變量影響關系改變的狀態向量，也可以表示成AR（p）過程，一般表示成一階馬爾可夫過程。并且假定μt和εt是相互獨立的，且服從均值為零，方差為σ2和協方差矩陣為Q的正態分布。

2.1 變量的平穩性檢驗

變參數模型要求模型中的變量必須是平穩的，或變量間存在協整關系，從而避免變量間的偽回歸問題。因而，建立變參數的狀態空間模型之間需要對變量進行平穩性檢驗和協整檢驗.本文使用ADF檢驗對各變量的平穩性進行檢驗，其結果見表4。

由表4的檢驗結果可知，LNGDP、LNSSVA在10%的顯著性水平下大于所對應的MacKinnon臨界值；而LNGDP、LNSSVA的一階差分在10%的顯著性水平下小于ADF臨界值，表示這四個變量的一階差分是平穩的。綜上所述，序列LNGDP、LNSSVA均為一階單整序列。依據協整理論，對于通過平穩性檢驗而且單整階數的序列，可以進行協整檢驗，分析變量之間的長期均衡關系。

2.2 協整檢驗

由于絕大多數的經濟時間序列是非平穩的，因此不能使用經典回歸模型，否則會出現虛假回歸等諸多問題。由于在客觀的經濟活動中，許多經濟變量是非平穩的，這就給經典的回歸分析方法帶來了很大限制。但是它們之間存在長期的穩定關系，即協整關系。依據協整理論，只有當變量的單整階數相同時，才可能協整檢驗。同時只有變量間存在協整關系，建立的狀態空間模型才有意義。通過上述的單位根檢驗表明，序列LNGDP、LNSSVA均為一階單整序列，因而變量之間存在長期均衡關系，即協整。本文采用Engle-Granger來檢驗兩變量間的協整關系，也稱為EG檢驗。首先，用OLS估計方程（1）并計算非均衡誤差，即殘差（et）；然后，檢驗殘差的單整性。本文仍采用ADF來檢驗殘差的單整性，由于回歸中已含有截距項，則檢驗模型中無需使用截距項，檢驗結果見表5。

表4 變量的單位根檢驗結果

表5 變量間固定參數協整關系檢驗

表6 變參數空間模型估計結果

檢驗結果表明，在1%的顯著性水平下，ADF統計檢驗值-2.4462大于其ADF臨界值，表明在該顯著性水平下不能拒絕存在單位根的假設，即該兩變量間不存在長期穩定的“均衡”關系，從而不存在固定參數的協整關系。

2.3 變參數狀態空間模型的建立

本文構建的變參數狀態空間模型如下：

其中，βt為變參數，代表GDP對服務業的彈性。采用卡爾曼濾波估計結果如下，表中給出了狀態空間模型的參數估計值、Z統計量及對應的臨界概率等指標，其中SC1指的是GDP對服務業的彈性βt。檢驗結果表明，所有的參數及狀態向量的最終值都通過了顯著性檢驗。

在對參數利用極大似然估計時，利用卡爾曼濾波可以得到GDP對服務業彈性的曲線圖（圖2）。可以看到GDP對服務業彈性變化比較大，基本呈穩健上升態勢的線性變化，其變動范圍基本上與2倍標準差相吻合，說明估計誤差較小，GDP對服務業彈性大約在0.49～0.54之間變動。服務業每增加1%，將帶動國了經濟增長0.49%，而且隨著經濟的發展，服務業對國民經濟的帶動作用遂漸呈上升的態勢，而且這種帶動作用起來越明顯。

2.4 變協整關系的檢驗

上文采用卡爾曼濾波來估計狀態空間模型，變協整關系的檢驗實際是對估計出來的量測方程的誤差項平穩性的檢驗。如果檢驗表明該誤差序列是平穩的，則表明變量間存在著變協整關系；如果檢驗結果表明該誤差序列是非平穩的，則表明變量間不存在變協整關系。

表7 變協整關系檢驗

檢驗結果表明，在1%的顯著性水平下，ADF統計檢驗值-4.40569小于其ADF臨界值，表明在該顯著性水平下拒絕存在單位根的假設，即該兩變量間存在長期均衡不斷變化的變協整關系。

3 結論及建議

上述實證分析表明：1980～2008年期間，服務業與GDP之間不存在長期穩定的均衡關系，而是存在長期均衡不變的變協整關系，我國服務業對經濟增長的彈性表現出一個穩定上升趨勢，大約在0.49～0.54之間波動，這說明服務業對經濟增長的促進作用越來越大。因此，在今后經濟發展過程中，要重視服務業對經濟增長的促進作用，采取一系列的措施促進我國服務業的發展，利用合理算途徑實現服務業對經濟增長的潛在作用。具體來看，當前我們應該做到如下幾點：

（1）大力發展現代服務業,改造傳統服務業,提高服務業吸納勞動力就業的能力；

（2）服務業的發展要堅持市場化導向，同時也需要政策的適當扶持；

（3）服務業的發展必須圍繞制造業的發展；

（4）加大財政投入，推動服務業發展。

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F224.0

A

1002-6487（2011）02-0086-03

河北省科技廳軟科學項目(10457205D-18)；石家莊經濟學院科研基金資助項目（XN200736）

（責任編輯/浩 天）