基于VAR模型的山西省產業結構、就業結構、經濟增長與消費結構的互動關系分析

王玉丹

(山西財經大學 山西 太原 030000)

基于VAR模型的山西省產業結構、就業結構、經濟增長與消費結構的互動關系分析

王玉丹

(山西財經大學 山西 太原 030000)

本文借助山西省1978-2012年間的地區生產總值、各次產業的增加值、各次產業的就業人數、恩格爾系數等數據，構建山西省產業結構、經濟增長和消費結構的衡量指標。通過VAR模型、Johansen協整檢驗、Granger因果檢驗、脈沖響應函數與方差分析，分析山西省產業結構、經濟增長與消費結構的互動關系。研究結果主要如下：消費結構與產業結構存在著單向的因果關系，消費結構變動是產業結構變動的原因，而產業結構變動不是消費結構變動的原因。產業結構變動與經濟增長不存在相互的因果關系。但是Granger因果檢驗結果顯示，產業結構變動與消費結構變動共同構成經濟增長的原因。消費結構與經濟增長共同構成產業結構變動的原因。經濟增長與消費結構變動不存在相互的因果關系。山西省產業結構高級化程度達到了比較高的水平，但是產業結構不合理問題仍然十分嚴重。

VAR模型；產業結構；就業結構；經濟增長；消費結構

一、描述性統計分析

1.變量的選擇與處理

由于本文旨在具體研究第二、第三產業如何影響經濟增長和消費結構，因此選用第三產業與第二產業的增加值之比記為grate。

就業結構指標。選擇第三產業與第二產業的就業人數之比作為就業結構指標，記為lrate。

經濟增長指標。選擇山西省GDP作為經濟增長指標，記為gdp。

消費結構指標。這里選用山西省城鎮居民家庭恩格爾系數，記為engel。

本文的數據均來自山西省統計年鑒。實際GDP采用山西省GDP指數與山西省名義GDP反推換算得到，各次產業的實際GDP由各次產業的GDP指數換算得到。grate、lrate、gdp、engel均代表經過價格平減以后的指標。

為了降低異方差，將除恩格爾系數以外的指標均取自然對數，記為lgrate、llrate、lgdp、lengel。輸出結果由Eviews8.0實現。

2.山西省產業結構合理化和高度化

本文采用泰爾指數(TL)測算山西省產業結構合理化程度，TL的取值區間是0～1，TL越接近1，產業結構越不合理，TL越接近0，產業結構越趨向于合理；采用靖學青(2005)提出的產業結構層次系數w來測算山西省產業結構的高級化程度，w越大，產業結構高級化程度越高。可以看出，山西省產業結構的合理化程度不高，而產業結構高級化程度達到了一個比較高的水平。

圖1 山西省產業結構合理化

圖2 山西省產業結構高級化

二、實證分析

1.模型設定

向量自回歸模型(VAR)克服了傳統的以經濟理論為基礎的研究，將全部變量作為內生變量來研究相互之間的動態關系。VAR模型的一般表達式為：

Xt=a+Φ1Xt-1+Φ2Xt-2+∧+ΦkXt-k+Ut

其中，Xt均為g維列向量，a、Φ1、Φ2、Φk均為待估系數矩陣，Ut為誤差向量。文中建立由dlgrate、dllrate、dlgdp、dengel四個變量建立的VAR模型。具體形式為：

2.平穩性檢驗

由于經典的回歸模型均要求變量是平穩序列，但是經濟社會生活中的很多變量都不平穩，如果繼續采用經典回歸模型，檢驗結果可能會出現偽回歸，因此需要對變量進行平穩性檢驗，以便之后的協整、VAR模型等使用。本文采用ADF單位根檢驗法檢驗變量序列的平穩性。檢驗結果顯示，產業結構的自然對數、就業結構的自然對數、經濟增長的自然對數、恩格爾系數均為非平穩序列，而四個變量的對數的一階差分均為平穩序列，因此lgrate～I(1)，llrate～I(1)，lgdp～I(1)，engel～I(1)，他們的一階差分均為I(0)序列。

3.VAR模型的建立

由于在建立VAR模型時，需要保證每個變量都是平穩序列，因此根據單位根檢驗的結果，我們對dlgrate、dllrate、dlgdp和dengel四個變量建立VAR模型。

(1)確定滯后階數

為了消除誤差項可能存在的自相關，使模型的解釋力度更強，首先確定VAR模型的最優滯后階數。使用AIC準則作為選擇最優滯后階數的檢驗標準。如圖檢驗結果顯示，按照AIC準則，滯后階數為3時，AIC最小，因此VAR模型最優滯后階數為3。

(2)檢驗VAR模型的穩定性

確定滯后階數為3后，進一步確定VAR模型是否穩定，利用Eviews8.0進行VAR的穩定性檢驗，圖3為F矩陣單位根分布情況。因此可知，單位根都在單位圓內，因此VAR模型是穩定的。

圖3 模型的穩定性檢驗

(3)VAR模型參數估計結果

4.協整檢驗

Granger因果檢驗之前，首先要對變量進行協整檢驗。協整檢驗結果顯示如下表1，原假設為“不存在協整關系”時，跡統計量為58.643，大于5%臨界值，p值為0.0035，因此拒絕原假設，存在至少一個協整關系。原假設為“至多存在一個協整關系”時，p值為0.6585，因此接受原假設，至多存在一個協整關系。因此，只存在唯一的一個協整關系。

表1 Johansen協整檢驗結果

5.Granger因果檢驗

根據Granger因果檢驗的結果顯示，在dlgrate的方程中，dengel的p值為0.0037，因此拒絕原假設，也就是說山西省消費結構變動是產業結構變動的原因；dllrate、dlgdp、dengel的p值為0.0006，拒絕原假設，因此就業結構變動、經濟增長、消費結構變動共同是產業結構變動的原因。在dlgdp的方程中，dlgrate、dllrate、dengel的p值為0.0340，因此產業結構變動、消費結構變動是經濟增長的原因。

因此，綜合Granger因果檢驗的結果，消費結構是產業結構變動的原因，就業結構、經濟增長、消費結構共同構成產業結構的原因。產業結構、就業結構、消費結構共同構成經濟增長的原因。

表2 Granger因果檢驗表

四、結論與建議

通過運用VAR模型、Granger因果檢驗、脈沖響應函數等方法，對山西省以上的實證分析，我們得出以下主要結論：1.山西省產業結構、經濟增長和消費結構的互動關系中，消費結構與產業結構存在著單向的因果關系。消費結構變動是產業結構變動的原因，而產業結構變動不是消費結構變動的原因，也就是說，產業結構的變動卻不會長期影響消費結構的變化。脈沖響應函數也顯示，消費結構的變化會在很大程度上影響產業結構的變動，但是這種影響持續時間短，不存在長期效應；產業結構對消費結構的影響不明顯，這與Granger因果檢驗的結果是一致的。2.經濟增長與消費結構變動不存在相互的因果關系。經濟增長與消費結構變動不存在長期的相互影響關系。但是脈沖響應函數表明，經濟增長對消費結構有短期的負向影響，經濟增長帶動人民收入水平的提高，很大程度上降低了城鎮居民恩格爾系數，促進消費結構的轉變。

建議：1.由于產業結構變動與消費結構變動共同構成經濟增長的原因。因此要加快產業結構的變化，加快產業重心由第二產業向第三產業的轉移。對第三產業的發展不能只靠政策的扶持，而要提高第三產業的技術水平，提高第三產業的相對勞動生產率。因地制宜發展服務業，充分利用山西省豐富的歷史文物資源優勢，在山西省各地區發展有特色有優勢的旅游業，促進第三產業的發展。2.加快推進農業的現代化。關注“三農”。注重現代農業的發展，加大投入。關注“三農”，在農村建立專業合作組織，政策方面要加強實施農業產業化的政策，財政方面要給予農業更多支持，以實現農村金融發展整體水平的快速提升。

[1]張雯月.基于VAR模型的延邊地區產業結構與經濟增長的實證分析[J].企業技術開發,2015,17:110-112.

[2]張菊偉.基于VAR模型的上海市經濟增長、產業結構變動與就業的動態關系分析[J].齊齊哈爾大學學報(哲學社會科學版),2013,05:55-58.

[3]朱智文,柳晨.甘肅省產業結構與經濟增長研究——基于VAR模型的實證分析[J].開發研究,2012,05:26-29.

王玉丹(1993-)，女，漢族，山西省高平市，山西財經大學統計學院在讀研究生，研究方向:宏觀經濟統計分析。