第三產業經濟波動非對稱沖擊效應實證檢驗

杜俊娟

（安徽新華學院 商學院,合肥 230088）

0 引言

在農業地位持續下降、工業發展趨于飽和的情況下，第三產業的發展受到高度重視，在國民經濟中的地位越來越重要。根據發達國家現代化歷程和產業結構演變規律，第三產業必將成為經濟增長的第一推動力，開創新的經濟形態和服務模式。因此，第三產業持續穩步增長，將直接影響經濟周期的形態、波動幅度、波位以及擴張收縮比等。國外的研究表明，國民經濟中第三產業占比的增加可以有效緩沖經濟景氣波動。改革開放以來，伴隨第三產業的比重逐漸上升（例如1978年我國第三產業只占GDP總值的24%），國民經濟增長的穩定性越來越強，經濟波動幅度有減弱趨勢，經濟增長有效性日益提高。可以看出掌握第三產業波動規律、對經濟周期波動的緩沖作用，最終利用第三產業來轉變經濟增長方式、提高經濟增長質量等具有重要的意義。因此本文準備基于1990～2012年省域經濟發展數據對第三產業經濟波動的非對稱沖擊效應進行研究，找到有效推進第三產業發展的對策。

1 第三產業行業波動的特征

當前，第一產業的波動逐漸放緩，比重大幅度下降，平均增長率遠遠低于GDP整體水平，相關研究也表明第一產業波動對經濟總量波動幾乎沒有影響。而第二產業在國民經濟中仍占主導位置，其增長率與GDP增長率一致性明顯，第二產業波動對經濟總量波動存在杠桿效應。作為改革開放后經濟的新生力量，第三產業以一個較低的起點發展起步，并迅速成長，在20世紀90年代以后仍保持了穩定的、較高的增長速度，所占比重呈現持續穩步上升的態勢，其增長率波動趨勢也隨之與GDP增長率相吻合，并對經濟總量波動存在明顯的熨平作用。因此，在本研究中通過與第二產業做比較來研究第三產業經濟波動的非對稱沖擊效應。

1.1 第二、三產業的波幅指標測算

從經濟系統的內生波動來看，主要是內在結構所產生的基本波動,能表現出一定時期內經濟波動的周期特性，進而決定波動周期的寬度和長度。本文采用HP濾波法來計算潛在的產業增長率，并用其與產業增長率差的絕對值來代表產業波動幅度。設經濟時間序列{Yt}包含趨勢成分{YtT}和波動成分的{YtC}，則：

其中，t=1,2,3,……,T。一般地，時間序列{Yt}中的不可觀測部分趨勢{YtT}可以通過求解而得，其中c(L)=(L-1-1)-(1-L)；通過使損失函數最小而實現從{Yt}中分離{YtT}。為了保證數據更具可比性，根據《安徽省統計年鑒》（1991～2013年）的數據，以1978年價格為基準價格進行調整，得出第二、三產業的產值和各自的實際增長率。使用的是年度數據，使用EVIEWS6.0求得1990年以來的潛在經濟增長率，如表1所示。

表1 1990～2012年第二、三產業潛在增長率

表2 1990～2012年第二、第三產業波動幅度指標的估算

然后，運用第二、三產業實際增長率與潛在增長率差的絕對值得到1990～2012年間第二、三產業的波幅指標，如表2所示。

1.2 第二、三產業縱橫向波動比較

為了更好的比較第三產業與第二產業波動趨勢，現根據估算出來的歷年波幅指標作圖，如圖1所示，從中可以看出，雖然前兩年第三產業波動較第二產業大，但從整體來看，第三產業波動較第二產業穩定，這點在平均波幅上也可得到驗證。

圖1 1990～2012年第二、三產業波動圖

根據1990～2012年的數據分別統計了兩個變量的平均波幅見表3所示。橫向第三產業的實際波幅與統計波幅非常接近，都接近于4，而第二產業的統計波幅和實際波幅相差較大。縱向第二產業的平均波幅比第三產業大1.74。

表3 1990～2012年第三產業和第二產業波幅比較

綜上所述，從橫向上來看，第三產業波動比第二產業要穩定，而從縱向上來看則相反。

2 第三產業對宏觀經濟波動的緩沖作用機制

2.1 第三產業波動與經濟波動的相關性分析

圖2為1990～2012年第三產業增長和GDP增長趨勢圖。從圖2可以看出，兩者變化趨勢具有較高的吻合度；由計算得到的二者相關系數為0.5，雖然不是很高，但從波動曲線來看，兩者仍然具有較強的相關性，變化趨勢基本對應；因此，二者之間增長存在很強的時間趨勢性，不滿足時間序列平穩條件，因而把這兩個經濟指標作為研究第三產業與經濟波動的回歸分析的中間變量，進行因果關系檢驗。

圖2 第三產業與經濟波動曲線

（1）平穩性檢驗

為了避免“偽回歸”的現象，運用EVIEWS6.0對變量進行ADF檢驗，即平穩性檢驗，分析變量是否存在單位根。檢驗結果如表4所示，第三產業增長率與GDP增長率都存在單位根，即非平穩的；但變量的一階差分在10%、5%、1%的顯著性水平下都拒絕存在單位根的零假設，即△GZ序列和△TZ序列是平穩的，符合協整檢驗的條件。

表4 變量的單位根檢驗

（2）協整檢驗

為檢驗變量的線性組合是否具有穩定的均衡關系，協整檢驗和估計利用1987年Engle和Granger學者研究出的兩步法進行，以排除單位根帶來的隨機性趨勢。

第一步，OLS法協整回歸，檢驗變量間的協整關系，進而估計協整向量即長期均衡關系參數。利用EVIEWS6.0對數據進行處理，得到GDP增長率（GZ）和第三產業增長率（TZ）的回歸方程為：

進一步可以得到方程的殘差序列，接著對殘差序列的平穩性進行檢驗，通過檢查是否存在單位根來檢驗變量之間是否具有長期的均衡關系。由表4可以看出殘差不論在哪一個顯著性水平下，都不存在單位根，即表示殘差序列是平穩的，變量之間具有協整性。

第二步，若存在協整性，以上一步的殘差作非均衡誤差項，再加到誤差修正模型中，用OLS法求出相應參數。將誤差項加入后，求出最終的協整方程為：

綜上得出，第三產業與GDP相互間存在長期穩定的均衡關系，誤差修正項可以直接體現偏離長期均衡的調整力度。模型說明一旦短期波動偏離長期均衡，將以1的力度把非均衡狀態再拉回到均衡狀態，因為系數估計值為1。

（3）格蘭杰因果關系檢驗

在進行EG協整檢驗的基礎上，本文對1990～2012年第三產業增長率與GDP增長率的動態關系進行了格蘭杰因果關系檢驗。第三產業增長率（TZ）為自變量x，GDP增長率（GZ）為因變量y，若概率p值小于0.05，則接受原假設，反之，拒絕原假設。為了保證結果的準確性，滯后期分別選擇了1、2，使用EVIEWS6.0進行的格蘭杰檢驗結果如表5所示，發現在滯后期為2時存在雙向因果關系。

表5 第三產業增長率與GDP增長率的格蘭杰檢驗

最后，對第三產業產值及GDP產值的關系進行線性回歸。本文以1978年為基期將歷年物價指數處理，提高數據的有效性；同時，為消除變量之間的異方差問題，分別對變量取對數，記為lnGDP（GDP產值的對數）和lnTP（第三產業產值的對數）。求得回歸方程為：

由上式可見，二者的相關系數高達0.99，擬合度好，所以第三產業和GDP不僅具有較強的相關性，而且協同性也很顯著。因此，下面我們將基于TARCH模型來分析第三產業波動與經濟波動的非對稱緩和效應。

2.2 第三產業波動對經濟波動的非對稱緩沖效應分析

圖3 1990年以來第二產業、第三產業和經濟波動曲線

圖3為1990～2012年的第二產業、第三產業和經濟波動曲線。依據圖3將序列按“谷-谷”法計算出來的每一輪周期波動幅度（波峰與波谷差值的絕對值）見表6所示。

由表6可知，第三產業波動幅度最小，第二產業波動幅度最大，第二產業波動幅度平均超過第三產業波動幅度2.93個百分點。除最后一輪周期外，經濟波幅均超過第三產業波幅，平均高出0.87個百分點。之所以第四輪中第三產業波動較大，是因為在2004年以前，第三產業增長速度都在11%以上，比經濟整體發展高出2個百分點，在生產總值中的比重也達到最高的42.08%；這一階段是安徽省第三產業發展的黃金時期，而在2004年以后，沿海的第二產業的大量內遷加之國家大力推廣中部崛起戰略，制定了很多優惠政策，積極承接了產業轉移，導致第三產業的發展受到忽視，這一周期的波峰高，波谷低，使得波幅較大。但從整體上看，第三產業的波幅遠小于經濟波幅，對于經濟波動起到一定的緩沖作用。

表6 各序列按“谷-谷”法計算出來的每一輪周期的波幅

最后，借助TARCH模型對上述經驗分析進行進一步論證。

由均值方程可知，第三產業的產值比重每增加1%，會導致經濟波動幅度減少0.72%，同時均值方程還表明第三產業對經濟波動的緩沖作用是隨著第三產業的比例的增大而增強的，因此該方程再一次證明了第三產業與經濟波動的緩和化是一個良性的循環過程。方差方程中g和j顯著不為零，說明第三產業產值的變動對GDP具有非對稱效應，且g和j是小于零的，說明第三產業占GDP比值的增加能夠熨平經濟的波動，則第三產業對經濟波動起到緩沖和穩定的效應不是偶然的，呈現規律性。

3 結論與政策建議

本文研究得出以下結論：（1）在橫向波動上，安徽省第三產業比第二產業更具穩定性，但第三產業橫向上波動較大，表明內部發展不均衡，這與安徽省第三產業的服務層次較低，區域經濟水平差異較大有關；（2）第三產業發展水平較低，對經濟的推動作用滯后，但二者具有顯著的協同性；（3）從每一輪周期的波幅來看，第三產業的波幅最小，通過建立TARCH模型驗證了第三產業產值比重對經濟波幅的非對稱緩和效應，增大其比重有利于減緩GDP的波動幅度。為了利用第三產業的非對稱沖擊效應，發揮其對宏觀經濟波動的緩和作用，特提出以下政策建議：

第一，各地區必須先整合各項資源，找準自身的區位優勢，發展與本地區地理環境、經濟發展水平相一致的產業。

第二，抓住“中部崛起”的契機，加快工業化和城鎮化步伐。

第三，大力發展現代服務業，增強現代服務業的競爭能力是促進宏觀經濟持續發展的關鍵。

第四，強化制度建設與執行力度，大力開展招商引資工作。

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