山西省產業、就業結構變動與經濟增長關系分析

李驍 張霞

本文運用基于VAR模型的計量分析方法，對山西產業結構、就業結構變動與經濟增長關系進行實證研究。實證的結果發現產業結構變動是經濟增長的格蘭杰原因，經濟增長又是就業結構變動的格蘭杰原因，產業結構變動也是就業結構變動的格蘭杰原因。

山西作為一個能源大省，在國家大舉推行集約型經濟的政策下，山西的經濟進入了斷崖式下滑階段，充分了解產業結構、就業結構變動與經濟增長之間的關系，進而找出合理的調整措施對解決我省經濟低迷有著重要的影響。

一、數據和指標的選取

本文數據來源于《新中國60年統計資料匯編》和《山西統計年鑒2014》，樣本區間為1978-2013。分別將1952年為基期的GDP指數和第一、二、三產業增加值指數轉換成以1978年為基期后，利用公式，對名義GDP和第一、二、三產業進行平減。用FIGDP表示第一產業產值比重；用FIJY表示第一產業就業比，用LNGDP表示對數GDP。

二、實證分析

（一）時間序列平穩性檢驗

為了避免偽回歸，需要對時間序列進行平穩性檢驗。對變量FIGDP、FIJY和LNRJGDP時間序列做ADF檢驗，得出如下結果。

表1中結果顯示，變量FIGDP、FIJY和LNGDP的ADF值均大于在5%顯著性的臨界值，表明未經差分的產業結構、就業結構和對數GDP均存在單位根，為非平穩序列；而其一階差分后的序列△FIGDP、△FIJY和△LNGDP的ADF值均小于在5%顯著性的臨界值，達到平穩。ADF單位根檢驗結果說明，FIGDP、FIJY和LNGDP均為一階單整序列，即、和，因此，可做協整檢驗。

（二）協整檢驗

在已經確定了FIGDP、FIJY和LNGDP均為一階單整后，下面做Johansen協整檢驗。根據AIC準則所確定的滯后階數為5，協整檢驗結果如表2。

由表2可知，當r≤2時，Johansen協整檢驗的跡統計量均大于其5%的臨界值，所以在顯著性水平為5%時，拒絕原假設，即至少存在3個協整關系，又由于共有三個變量，所以最多能有三個協整關系，綜合來看，有三個協整關系。

（三）Var模型的平穩性檢驗

將變量FIGDP、FIJY和LNGDP一階差分至平穩后做VAR，由AIC準則確定的最優滯后階數為4，本文采用AR根圖表的辦法對VAR（4）模型進行平穩性檢驗，得到所有單位根的模都位于單位圓內，所建立的VAR模型是穩定的

（四） 格蘭杰因果關系檢驗

格蘭杰因果關系的實質是分析一個變量的滯后項是否對其他變量能夠產生影響，如果一個變量確實受到其他變量滯后項的影響，則稱它們之間存在格蘭杰因果關系。表3列出了三變量間格蘭杰因果關系檢驗結果。

由表3可知，在5%的顯著性水平下，FIGDP是FIJY的格蘭杰原因，FIJY不是FIGDP的格蘭杰原因，FIGDP是LNGDP的格蘭杰原因，而LNGDP不是FIGDP的格蘭杰原因，LNGDP是FIJY的格蘭杰原因，而FIJY不是LNGDP的原因。這說明，產業結構調整可促進就業結構調整，產業結構調整也可促進經濟增長，經濟增長又可促進就業結構調整。

（五）方差分解

本文根據前面建立的VAR （4）模型，通過方差分解，進一步考察產業結構變動、就業結構變動與LNGDP中每一個結構沖擊對內生變量變化所做的貢獻。

由結果可知，在LNGDP的波動中，自身貢獻一直是最大的，產業結構貢獻度呈先上升后下降趨勢，在第八期趨于穩定，這與產業結構變動是經濟增長的格蘭杰原因相一致；在產業結構的波動中，自身貢獻是最大的，且在第十期依舊占到84.41%，而LNGDP和就業結構貢獻非常小，占比均不到10%，這與格蘭杰檢驗結果相一致；在就業結構波動中，自身貢獻最大，在第一期幾乎占到100%，LNGDP對就業結構的貢獻從前兩期的近乎為0上升到第四期的15.02%，此后在15%附近波動，產業結構波動對就業結構變動貢獻從第一期的近乎0上升到第二期的13.57%，此后貢獻逐漸增加，并在22%附近波動。這說明，經濟增長比產業結構變動對就業結構變動所帶來的影響要滯后，這與現實也是相符的。

四、結語

本文運用基于VAR模型的計量分析方法，對山西省改革開放以來的產業結構變動、就業結構變動與經濟增長之間的關系進行實證研究。我們發現產業結構變動、就業結構變動與對數GDP雖然都不具有平穩性，但長期存在著某種機制使它們之間具有共同的隨機變動趨勢。格蘭杰因果檢驗進一步表明，產業結構變動是經濟增長的格蘭杰原因，經濟增長又是就業結構變動的格蘭杰原因，由此，我們可以想到產業結構變動也是就業結構變動的格蘭杰原因。從方差分解中，我們還得到經濟增長對就業結構變動的影響要滯后于產業結構變動所帶來的影響，這與事實是相符合的。（作者單位為山西財經大學統計學院）