徐州市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動與經(jīng)濟增長影響協(xié)整分析

苑黛君　張鄒焱　劉嬌

摘 要：根據(jù)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學(xué)原理，經(jīng)濟的發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動密不可分，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動是經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)。因此從三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的角度來研究其對經(jīng)濟增長的影響就十分必要。以徐州市為例，通過利用從1990年到2012年的時間序列數(shù)據(jù)并運用ADF檢驗、協(xié)整檢驗、誤差修正模型以及Granger非因果性檢驗來探究徐州市產(chǎn)業(yè)變動對經(jīng)濟增長率的貢獻率。

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

中圖分類號：F2

文獻標(biāo)識碼：A

doi：10.19311/j.cnki.16723198.2016.26.003

1 引言

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動與國民經(jīng)濟增長的相關(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)致了各國國民收入水平的差距。C.克拉克、庫茲涅茨、羅斯托深入地研究了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動與國民經(jīng)濟增長的問題。此后，錢納里建立了“引入結(jié)構(gòu)變量的經(jīng)濟增長模型”、帕西內(nèi)蒂創(chuàng)立了“結(jié)構(gòu)動態(tài)經(jīng)濟學(xué)”理論等等，都分別揭示了結(jié)構(gòu)變動與經(jīng)濟增長的內(nèi)在關(guān)聯(lián)。

而在國內(nèi)，許多專家學(xué)者也對此進行了分析研究，他們在對全國及各省份的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與生產(chǎn)總值內(nèi)在關(guān)聯(lián)進行分析之后，普遍得出1990年以前，我國的經(jīng)濟增長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，隨著市場經(jīng)濟的發(fā)展，我國經(jīng)濟擺脫了意識形態(tài)的束縛，第二、第三產(chǎn)業(yè)成為經(jīng)濟發(fā)展的重要動力。但是，各地區(qū)的具體情況有所不同。本文采用協(xié)整檢驗以及誤差修正模型具體分析徐州市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動與地區(qū)經(jīng)濟增長的內(nèi)在關(guān)聯(lián)。

2 變量選擇與數(shù)據(jù)來源及處理

分析各產(chǎn)業(yè)對于地區(qū)經(jīng)濟增長的影響可以運用增長率這一指標(biāo)。本文選擇了每年第一產(chǎn)業(yè)增長率X1、每年第二產(chǎn)業(yè)增長率X2、每年第三產(chǎn)業(yè)增長率X3以及每年徐州市GD 的增長率Y作為研究的變量本文。數(shù)據(jù)均來自徐州統(tǒng)計局以及《2013年徐州統(tǒng)計年鑒》，并選取了1990年—2012年的相關(guān)數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)。選取這一時間段作為樣本區(qū)間的原因是1990年以前，徐州市的經(jīng)濟增長主要依賴于計劃經(jīng)濟，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系并不大。而1990年以后，我國逐漸建立市場經(jīng)濟體制，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整逐漸受到重視，因此選取這一時間段更能反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。同時為了消除時間序列數(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)原來的趨勢以及協(xié)整關(guān)系。

3 實證結(jié)果分析

3.1 各個時間序列的平穩(wěn)性檢驗

對于非平穩(wěn)的時間序列進行參數(shù)估計等統(tǒng)計推斷時，極有可能會出現(xiàn)“虛假回歸”的問題，因此需要先對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。由ADF檢驗結(jié)果可以看出，時間序列l(wèi)nX1、lnX2、lnX3、lnY都是一階單整時間序列。

3.2 協(xié)整檢驗

接下來通過協(xié)整檢驗來判定它們之間是否存在長期均衡關(guān)系。本文選取了 ohansen極大似然估計法。經(jīng)過多次利用LR統(tǒng)計量檢驗得出：在5%的顯著性水平下，最佳滯后期為2。下面對其進行 ohansen協(xié)整檢驗，本文采用的協(xié)整空間有常數(shù)項、有時間趨勢項并且數(shù)據(jù)空間無時間趨勢項。另外，無約束的VAR模型的最佳滯后期為2，所以協(xié)整檢驗的模型滯后期確定為1。

這說明，在1990年-2012年之間徐州市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長之間存在的長期均衡關(guān)系。這與徐州市作為資源型城市，第二、第三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長拉動力大的經(jīng)濟現(xiàn)實相適應(yīng)。其中，第二產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻率最大。

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

這充分說明了徐州市第一、二、三產(chǎn)業(yè)的變動分別以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，因為變量之間存在協(xié)整關(guān)系，所以以上的參數(shù)估計具有優(yōu)良性，不存在虛假回歸。

3.4 Granger非因果性檢驗

協(xié)整檢驗并不能說明它們之間的這種均衡關(guān)系之間是否存在因果關(guān)系，因此還需要進一步驗證。本文采用Granger非因果性檢驗進行檢驗。而分析結(jié)果說明：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)變動和實際經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)同互動關(guān)系，盡管徐州市經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動都不具有平穩(wěn)性，但是長期而言存在著某種經(jīng)濟體制使得它們之間有著共同的隨機趨勢。

（2）協(xié)整檢驗，說明在長期內(nèi)徐州經(jīng)濟總量與第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)構(gòu)成了同向的驅(qū)動關(guān)系。其中第二產(chǎn)業(yè)即工業(yè)對于經(jīng)濟增長的貢獻率最大。這說明了徐州市要做好農(nóng)業(yè)資源配置，同時要做好產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化轉(zhuǎn)型，促進旅游業(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明了徐州市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動對于經(jīng)濟增長的影響來說具有滯后性。所以，我們需要注意地區(qū)的整體性，合理配置資源的流動。

（3）Granger非因果性檢驗說明徐州市的經(jīng)濟增長促進了第一產(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)動作用。盡管在本文中沒有檢驗出第二產(chǎn)業(yè)變動對于經(jīng)濟增長的影響，但不排除隨機因素以及模型或者數(shù)據(jù)偏誤的影響。在實際情況中，第二產(chǎn)業(yè)的增長是徐州經(jīng)濟增長的源泉。

參考文獻

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