淮安市服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的協(xié)整分析

王從盛

(淮陰師范學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院， 江蘇 淮安 223300)

淮安市服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的協(xié)整分析

王從盛

(淮陰師范學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院， 江蘇 淮安 223300)

為探討淮安市服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，根據(jù)1988—2007年淮安市服務(wù)業(yè)產(chǎn)值和國民生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)，運(yùn)用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明：淮安市服務(wù)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著長期穩(wěn)定的動態(tài)均衡關(guān)系；服務(wù)業(yè)的發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮著重要的作用。

服務(wù)業(yè)；經(jīng)濟(jì)增長；協(xié)整分析；淮安

一、研究現(xiàn)狀

近年來，服務(wù)業(yè)飛速發(fā)展，無論在發(fā)展中國家還是在發(fā)達(dá)國家，服務(wù)業(yè)都備受關(guān)注，被譽(yù)為制造業(yè)之后經(jīng)濟(jì)發(fā)展的又一巨大推動力。英國經(jīng)濟(jì)學(xué)家威廉·配第和C·克拉克根據(jù)20多個國家的各部門的勞動投入和總產(chǎn)出的時(shí)間數(shù)據(jù)，提出了配第—克拉克定理，該定理認(rèn)為越是發(fā)達(dá)國家，人均國民收入越高，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中農(nóng)業(yè)的份額越少，制造業(yè)和服務(wù)業(yè)所占的份額越高?？死嗽谘芯恐邪l(fā)現(xiàn)，一個國家從事三個產(chǎn)業(yè)的勞動力比重會隨著國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展及人均收入的提高而變化，農(nóng)業(yè)的勞動力將隨人均國民收入的提高急劇下降，從事制造業(yè)的勞動力與經(jīng)濟(jì)增長同步增長，但會在一段時(shí)間后趨于穩(wěn)定，服務(wù)業(yè)勞動力的比重則會不斷增加[1]。從現(xiàn)在各國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r來看，實(shí)際的經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢驗(yàn)證了配第—克拉克定理。在發(fā)達(dá)國家，服務(wù)業(yè)占GDP的比重超過60%，甚至更高，美國已達(dá)75%。在中等發(fā)達(dá)國家，服務(wù)業(yè)一般占GDP的50%—60%，低收入國家服務(wù)業(yè)的比重一般在40%以下[2]。由此可以看出服務(wù)業(yè)的發(fā)展對GDP有著至關(guān)重要的作用。

關(guān)于服務(wù)業(yè)對國民經(jīng)濟(jì)的作用，國內(nèi)外在微觀環(huán)境和宏觀環(huán)境兩個方面都做了不少研究。詹姆斯·赫斯科特認(rèn)為，服務(wù)業(yè)中，利潤增長、忠誠度及滿意度和顧客獲得服務(wù)的價(jià)值與產(chǎn)出存在著直接的、牢固的關(guān)系[3]。在宏觀方面的研究中，美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家謝爾普指出，農(nóng)業(yè)、工業(yè)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的磚塊，而服務(wù)業(yè)是把它們黏合起來的”灰泥”。庫茲涅茲進(jìn)一步總結(jié)認(rèn)為，現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長實(shí)際上是經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的全面變化，它絕不僅僅是一場工業(yè)革命，更是一場農(nóng)業(yè)革命和以交通通訊為主要代表的服務(wù)業(yè)的革命[4]。富克斯研究認(rèn)為，服務(wù)業(yè)在未來經(jīng)濟(jì)發(fā)展中將處于戰(zhàn)略地位，其取代農(nóng)業(yè)、工業(yè)成為國民經(jīng)濟(jì)的第一大產(chǎn)業(yè)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必然趨勢[5]。在對中國經(jīng)濟(jì)的研究中，我國學(xué)者李江帆從生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)、服務(wù)業(yè)、GDP貢獻(xiàn)率、就業(yè)貢獻(xiàn)份額和第三產(chǎn)業(yè)比重增大趨勢等6個方面解釋了第三產(chǎn)業(yè)在中國國民經(jīng)濟(jì)中的重要戰(zhàn)略地位[6]。黃少軍則實(shí)證研究了服務(wù)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，并提出了服務(wù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一般規(guī)律[7]。

自上個世紀(jì)90年代以來，淮安市經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長，到2007年全市國民生產(chǎn)總值突破700多億元，在此期間，服務(wù)業(yè)也快速發(fā)展，到2007年服務(wù)業(yè)增加值增至266余億元，對全市經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)率呈逐年上升趨勢，到2007年達(dá)37%以上。因此，對淮安市服務(wù)業(yè)發(fā)展水平與經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)在聯(lián)系機(jī)制進(jìn)行實(shí)證研究是十分必要的。在早期的實(shí)證研究中，經(jīng)濟(jì)學(xué)家們采用普通最小二乘法(OLS)對一些國家或地區(qū)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，但這可能存在“偽回歸”問題。當(dāng)前，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、因果關(guān)系分析等方法對時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析已成為實(shí)證研究的主流[8][9]。本文根據(jù)1988—2007年淮安市服務(wù)業(yè)增加值和全市國民生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)，運(yùn)用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)等計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)主流研究方法，對淮安市服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。

二、模型建立及實(shí)證分析

(一)數(shù)據(jù)來源與變量設(shè)定。

本研究收集了淮安市1988至2007年的GDP和服務(wù)業(yè)產(chǎn)值的數(shù)據(jù)。由于在很多研究中，一般把第三產(chǎn)業(yè)等同于服務(wù)業(yè)，所以本文用第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值來代替服務(wù)業(yè)的產(chǎn)值，數(shù)據(jù)源于歷年《江蘇省統(tǒng)計(jì)年鑒》。

用服務(wù)業(yè)產(chǎn)值(SERV)反映服務(wù)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r，用宏觀經(jīng)濟(jì)總量指標(biāo)全市生產(chǎn)總值(GDP)反映經(jīng)濟(jì)增長狀況。本研究所使用的數(shù)據(jù)均是名義值，沒有消除物價(jià)變動對全市生產(chǎn)總值和服務(wù)業(yè)產(chǎn)值的影響。由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不改變原來的協(xié)整關(guān)系，并能使其趨勢線性化，消除時(shí)間序列中存在的異方差現(xiàn)象，所以對GDP、SERV進(jìn)行自然對數(shù)變換，分別用lnGDP、lnSERV表示自然對數(shù)變換后的全市國民生產(chǎn)總值、服務(wù)業(yè)增加值，見表1。

表1 淮安市GDP和服務(wù)業(yè)增加值(1988—2007)

數(shù)據(jù)來源：《江蘇省統(tǒng)計(jì)年鑒》(1989—2008)，其中1992年數(shù)據(jù)缺失。lnGDP和lnSERV是GDP和SERV值的自然對數(shù)。

(二)GDP與服務(wù)業(yè)增加值的時(shí)間序列分析。

由于GDP和服務(wù)業(yè)產(chǎn)值的數(shù)據(jù)都屬于時(shí)間序列，本文采用動態(tài)時(shí)間序列來分析它們之間的關(guān)系。分析的步驟是，首先對時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，再進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

1、時(shí)間序列的單位根檢驗(yàn)。

從表1中可以看出，兩變量具有很強(qiáng)的上升趨勢，屬于非平穩(wěn)的時(shí)間序列。由于經(jīng)濟(jì)變量的非平穩(wěn)性，使得基于普通回歸方法所估計(jì)的方程可能存在“偽回歸”問題。因此，本文首先運(yùn)用ADF檢驗(yàn)法對lnGDP和lnSERV進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，經(jīng)eviews5.0運(yùn)行具體結(jié)果見表2。

表2 時(shí)間序列l(wèi)nGDP、 lnSERV的ADF單位根檢驗(yàn)

從表2可以看出，在1%的顯著性水平上，兩時(shí)間序列經(jīng)過一階差分是平穩(wěn)的，即lnGDP和lnSERV均是I(1)序列，因此可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

2、協(xié)整檢驗(yàn)。

雖然時(shí)間序列l(wèi)nGDP和lnSERV是非平穩(wěn)的，但均為一階單整序列，其可能存在某種平穩(wěn)的線性組合，這個組合反映了變量之間長期穩(wěn)定的比例關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。本文運(yùn)用E-G兩步法對兩變量lnGDP和lnSERV時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。首先運(yùn)用E-G方法進(jìn)行分析，建立協(xié)整回歸模型(1)：

lnGDP1=c+αlnSERV1+U1(1)

(1)

經(jīng)eviews5.0運(yùn)行得到的結(jié)果如表3：

表3 協(xié)整方程(1)的eviews運(yùn)行結(jié)果

由表3數(shù)據(jù)顯示，協(xié)整方程(1)的估計(jì)如下：

lnGDP1=2.475+0.735lnSERV1+U1(1)

t=(17.511) (22.293)

R2=0.967F=496.96

D.W.=1.429

由上可知，模型的擬合優(yōu)度R2=0.967，D.W.=1.429，F(xiàn)=496.96，相隨概率為0。方程的總體線性關(guān)系成立，方程的變量和常數(shù)在95%的致信度上通過t值檢驗(yàn)，因此協(xié)整模型(1)可被采用。

為了確定lnGDP和lnSERV序列是否存在協(xié)整關(guān)系，需要檢驗(yàn)式(1)的殘差序列Ut(1)的平穩(wěn)性。運(yùn)用ADF檢驗(yàn)法對Ut(1)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，得到的結(jié)果為表4：

表4協(xié)整方程(1)的殘差Ut(1)的ADF檢驗(yàn)

t-統(tǒng)計(jì)量伴隨概率AugmentedDickey-Fullerteststatistic-3.0624180.0043檢驗(yàn)值1%level-2.6997695%level-1.96140910%level-1.606610

表4顯示，Ut(1)的ADF檢驗(yàn)值為-3.0624，小于1%的臨界值-2.6997，可以看出所估計(jì)的Ut(1)是平穩(wěn)的(即沒有單位根)。因此，盡管lnGDP和lnSERV個別而論并非平穩(wěn)，但兩者卻存在著協(xié)整關(guān)系，即長期均衡關(guān)系。從協(xié)整模型(1)的估計(jì)結(jié)果可以看出，lnGDP和lnSERV之間具有較高的相關(guān)性，假設(shè)其他條件不變，GDP對SERV的彈性為2.085(e0.735)，即服務(wù)業(yè)產(chǎn)值每增加1元，將促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長2.085元?？梢?，服務(wù)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長拉動作用很顯著。

3、誤差糾正模型(ECM)。

通過協(xié)整檢驗(yàn)可以看出，lnGDP和lnSERV之間存在長期均衡關(guān)系，當(dāng)然，在短期內(nèi)也許會出現(xiàn)失衡。因此，令ECMt=Ut(1)，利用表1數(shù)據(jù)采用hendry的一般到特殊的建模方式構(gòu)建誤差修正模型(2)為：

ΔInGDPt=β0+αECMt-1+β1ΔInSERVt+εt

(2)

經(jīng)eviews5.0運(yùn)行得到估計(jì)結(jié)果如表5：得到的誤差修正模型為：

ΔInGDPt=-0.072-0.4903ECMt-1+1.1921ΔlnSERVt+εt

t= (-3.5803) (-3.3557) (14.8556)

F=140.212 ，調(diào)整后R2=0.9424

D.W.=1.8034

在式(2)中，Δ表示一階差分，ECMt-1表示式(1)中的殘差的一期滯后值，作為均衡誤差項(xiàng)的經(jīng)驗(yàn)估計(jì)，而ε是具有通常性質(zhì)的誤差項(xiàng)。式(2)把lnGDP和lnSERV的短期動態(tài)變化以及前期的“均衡”誤差聯(lián)系起來。在此回歸中，ΔlnSERVt象征lnSERV中的短期干擾，而誤差糾正項(xiàng)ECMt-1象征著朝向長期均衡的調(diào)整。在式(2)中，不存在自相關(guān)，且誤差修正項(xiàng)的回歸系數(shù)為負(fù)值，符合反向修正機(jī)制，從誤差修正模型可以看出：服務(wù)業(yè)的短期波動將引起經(jīng)濟(jì)增長同方向變化；長期來看，協(xié)整關(guān)系式起到引力線的作用，將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)，如果本期的全市經(jīng)濟(jì)增長偏離長期均衡值，到下一時(shí)期這一偏離度將有49%得到糾正或清除。

表5誤差修正模型(2)的估計(jì)結(jié)果

變量系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤t-統(tǒng)計(jì)量伴隨概率C-0.0720000.020110-3.5803290.0027ΔlnSERVt1.1921450.08024914.855600.0000ECMt-1-0.4903410.146123-3.3556800.0043R20.949226因變量平均0.117894調(diào)整R20.942456因變量S.D.值0.279435SE回歸值0.067032AK信息準(zhǔn)則-2.416283總殘差平方0.067399施瓦茨準(zhǔn)則-2.267888似然率24.74655F-統(tǒng)計(jì)量140.2120D.W.統(tǒng)計(jì)量1.803445伴隨概率0.000000

4、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果證明了淮安市服務(wù)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,但這種均關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系,還需進(jìn)一步檢驗(yàn)。本文借助Granger(1969)提出的因果關(guān)系檢驗(yàn)方法對這一問題進(jìn)行分析[10]。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)實(shí)質(zhì)上是檢驗(yàn)一個變量的滯后變量是否可以引入到其他變量方程中。一個變量如果受到其他變量的滯后影響,則稱它們具有Granger因果關(guān)系。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)中一個重要的問題就是滯后階數(shù)的確定。在選擇滯后階數(shù)時(shí),一方面想使滯后階數(shù)足夠大,以便能完整反映所構(gòu)造模型的動態(tài)特征。但是另一方面,滯后期越大,需要估計(jì)的參數(shù)也就越多,模型的自由度也就越少。所以通常進(jìn)行選擇時(shí),需要綜合考慮,既要有足夠數(shù)目的滯后項(xiàng),又要有足夠數(shù)目的自由度[9]。對兩變量的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果見表6。

表6 lnGDP和lnSERV的格蘭杰因果檢驗(yàn)表

滯后階數(shù)原假設(shè)F值P-值結(jié)論4LNSERV不是LNGDP的Granger原因30.95990.0004拒絕LNGDP不是LNSERV的Granger原因25.25900.0007拒絕5LNSERV不是LNGDP的Granger原因117.2800.0012拒絕LNGDP不是LNSERV的Granger原因227.7340.0005拒絕

從表6可以看出,從長期來看,在滯后階數(shù)為4、5時(shí)，服務(wù)業(yè)發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因，經(jīng)濟(jì)增長也是服務(wù)業(yè)發(fā)展的Granger原因，其P-值均小于1%。

三、結(jié)論

本文運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法進(jìn)行研究，得出以下結(jié)論：

(1)通過非平穩(wěn)序列的單位根檢驗(yàn)證實(shí)，時(shí)間序列l(wèi)nGDP和lnSERV均是1階單整序列，即lnGDP～I(xiàn)(1)，lnSERV～I(xiàn)(1)。協(xié)整分析表明，淮安市服務(wù)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著長期穩(wěn)定的動態(tài)均衡關(guān)系。服務(wù)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用顯著，服務(wù)業(yè)產(chǎn)值每增加1%，將促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長2.085%。

(2)誤差修正模型(ECM)表明，服務(wù)業(yè)產(chǎn)值的同期變化對全市生產(chǎn)總值有顯著的正效應(yīng)，并且每年全市生產(chǎn)總值的實(shí)際值與均衡值的差距約有49%得到糾正或清除，全市生產(chǎn)總值在受到干擾后以較快的速度調(diào)整到它的長期成長途徑上。

(3)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)表明,服務(wù)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著雙向的Granger因果關(guān)系,服務(wù)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長具有明顯的促進(jìn)作用,經(jīng)濟(jì)增長又進(jìn)一步促進(jìn)了服務(wù)業(yè)的發(fā)展。

當(dāng)前，淮安市服務(wù)業(yè)發(fā)展處于一個關(guān)鍵時(shí)期，加快發(fā)展服務(wù)業(yè)，不僅可以直接拉動全市經(jīng)濟(jì)增長，滿足人民日益增長的物質(zhì)文化生活需要，開拓就業(yè)門路，提高服務(wù)的社會化、專業(yè)化水平，而且有利于促進(jìn)市場經(jīng)濟(jì)發(fā)育，優(yōu)化資源配置，提高全市經(jīng)濟(jì)整體效益和運(yùn)行質(zhì)量。要采取切實(shí)可行的措施加快發(fā)展服務(wù)業(yè)，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，從而進(jìn)一步促進(jìn)淮安市服務(wù)業(yè)健康發(fā)展和經(jīng)濟(jì)又好有快發(fā)展。

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F244.0

A

1007-8444(2010)02-0202-04

2009-11-20

2009年度淮安市科技支撐計(jì)劃項(xiàng)目(HAS2009045-1)；2009年度江蘇省教育廳高校哲學(xué)社會科學(xué)基金“金融危機(jī)對江蘇省就業(yè)的影響及應(yīng)對措施”(09SJB790008)。

王從盛(1974-)，男，安徽鳳陽人，助教，主要從事區(qū)域經(jīng)濟(jì)研究。

責(zé)任編輯：張言彩