湖北省產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長的實證分析

○ 焦玉鳳

（武漢理工大學經(jīng)濟學院 湖北 武漢 430070）

一、引言

一般來說，產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長是相互促進的，不同的產(chǎn)業(yè)結構具有不同的整體效益，從而導致經(jīng)濟以不同的速度增長。產(chǎn)業(yè)結構影響著經(jīng)濟增長的速度及質(zhì)量，不同速度的經(jīng)濟增長又對產(chǎn)業(yè)結構產(chǎn)生不同的需求，從而促進產(chǎn)業(yè)結構的變動。湖北省是中部大省，經(jīng)濟發(fā)展較快，但其產(chǎn)業(yè)結構仍存在不合理之處，本文主要在理論分析的基礎上，建立計量經(jīng)濟模型，分析湖北省產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長的因果關系及各產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻度，并根據(jù)分析結果提出了合理的產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整政策。

二、湖北省產(chǎn)業(yè)結構的演變情況

對于產(chǎn)業(yè)結構的衡量，主要采取兩個指標S1、S2，其中S1為克拉克定義的產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整系數(shù)，即各產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人員數(shù)占社會就業(yè)總?cè)藬?shù)的比重；S2為國內(nèi)學者研究產(chǎn)業(yè)結構的問題時采用的指標，即各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重。本文采用的數(shù)據(jù)均來自于《湖北省統(tǒng)計年鑒》。

圖1 湖北省1990—2010年三次產(chǎn)業(yè)比重變化趨勢圖

由圖1可以看出：第一、二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占生產(chǎn)總值的比重由1990 年的 35.1，38，26.9 轉(zhuǎn)變?yōu)?2010 年的 13.4，48.7，37.9；從總體趨勢來看，第一產(chǎn)業(yè)比值呈現(xiàn)不斷下降趨勢，第二產(chǎn)業(yè)比重大體上來看是上升的，第三產(chǎn)業(yè)比重略有上升。

圖2 湖北省1990—2010年三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重變化趨勢圖

由圖2可以看出：勞動力在第一產(chǎn)業(yè)中的比重逐年下降，在第二產(chǎn)業(yè)中趨于穩(wěn)定大體不變，在第三產(chǎn)業(yè)中呈上升趨勢。就業(yè)結構變動符合錢納里表述，勞動力轉(zhuǎn)移主要發(fā)生在農(nóng)業(yè)和服務業(yè)之間。從整體來看，湖北省三次產(chǎn)業(yè)比重變動規(guī)律基本上符合庫茲涅茨表述。

三、產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長的Granger檢驗

由于Granger因果檢驗有一定的前提條件：變量是平穩(wěn)的；如果非平穩(wěn)則必須是協(xié)整的，而協(xié)整的前提是兩個變量必須是同階單整的。本文用湖北省GDP（Y）反映經(jīng)濟的增長，用產(chǎn)業(yè)結構的高級化率（X1）即第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占GDP比重，和就業(yè)結構的高級化率（X2）即第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占就業(yè)總?cè)藬?shù)的比重兩個指標來反映產(chǎn)業(yè)結構在國民經(jīng)濟的狀況。由于數(shù)據(jù)的對數(shù)變換不改變變量之間的協(xié)整關系，并能使其趨勢線性化，消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，所以本文對所有變量進行對數(shù)變換，分別用LY、LX1、LX2表示自然對數(shù)地區(qū)生產(chǎn)總值、產(chǎn)業(yè)結構的高級化率和就業(yè)結構的高級化率。

1、單位根檢驗

由于在現(xiàn)實經(jīng)濟現(xiàn)象中的時間序列通常都是非平穩(wěn)的，如果直接估計的話容易導致偽回歸。為了使回歸有意義，可以對其實行平穩(wěn)化再分析。最常用的方法是單位根檢驗，如DF方法、ADF方法、PP方法，本文采用ADF方法來檢驗時間序列是否平穩(wěn)。

表1 各變量平穩(wěn)性檢驗表

表2 LY與LX1回歸模型殘差值平穩(wěn)性檢驗值表

表3 LY與LX2回歸模型殘差值平穩(wěn)性檢驗值表

用Eviews軟件對各個變量分別進行單位根檢驗，如果不平穩(wěn)的話，就要對一階差分、二階差分進行檢驗，因為進行協(xié)整檢驗的前提是各變量必須是同階單整的。檢驗結果如表1所示。

從表1可以看出，LY、LX1、LX2都是一階單整序列，雖然它們自身非平穩(wěn)，但其某種線性組合卻平穩(wěn)，這個線性組合反映了變量之間的長期穩(wěn)定的比例關系，即協(xié)整關系。

2、協(xié)整檢驗

根據(jù)Engle和Granger對協(xié)整所做的原始定義，對變量模型進行協(xié)整檢驗要求各個變量具有相同的單整階數(shù)。根據(jù)表1可以得出各個變量都是同階單整的結論，因此可以運用E-G兩步法對其進行協(xié)整關系檢驗。首先運用OLS法分別對LY與LX1，LY與LX2進行回歸估計，并保存殘差序列e，利用ADF檢驗法對殘差e進行平穩(wěn)性檢驗，得到結果如表2、表3所示。

從表2、表3的檢驗結果可以看出，在1%，5%，10%的顯著性水平下，殘差序列的ADF值都小于相應的臨界值，表明殘差序列是平穩(wěn)序列，說明LY與LX1、LX2之間存在著長期均衡關系。

3、Granger因果檢驗

協(xié)整只是反映各變量之間的長期均衡關系，并不能說明它們的回歸關系，這種均衡關系是否構成因果關系還需要進一步驗證。本文運用Eviews對各變量因果關系進行檢驗，結果如表4所示。

從表4可以看出：滯后期為2時，LY是LX1的格蘭杰原因，即經(jīng)濟增長是第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重增加的原因，而LX1不是LY的格蘭杰原因，即第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重不是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因；LX2是LY的格蘭杰原因，即第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口比重的增加是經(jīng)濟增長的原因，而LY不是LX2的格蘭杰原因，即經(jīng)濟增長不是第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口比重增加的格蘭杰原因；LX2不是LX1的格蘭杰原因、LX1也不是LX2的格蘭杰原因，即第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重與第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口比重互不為格蘭杰原因。這表明在湖北發(fā)展的過程中，第三產(chǎn)業(yè)勞動力占總就業(yè)人口比重對經(jīng)濟增長的影響明顯要強于第三產(chǎn)業(yè)比重對經(jīng)濟增長的影響。主要原因是雖然第三產(chǎn)業(yè)在湖北總GDP中比重逐年增加，但湖北服務業(yè)發(fā)展滯后，湖北省產(chǎn)業(yè)結構走的是勞動密集型發(fā)展道路，第三產(chǎn)業(yè)比重不高，因此對經(jīng)濟增長的效果也就不明顯。

四、湖北省產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整對經(jīng)濟增長貢獻的測度

運用Eviews6.0計量軟件對湖北省GDP和第一、二、三產(chǎn)業(yè)在1990—2011年的樣本觀測值進行回歸分析，分析各產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻，所選定的模型是：

lny=β0+β1lnX1+β2lnX2+β3lnX3+ε

回歸結果為：

lny=1.048328+0.220608lnX1+0.488072lnX2+0.294640lnX3

（34.36713） （17.18644） （26.03807） （18.25864）

（注：回歸模型中估計參數(shù)下面括號內(nèi)的數(shù)是相應參數(shù)的t統(tǒng)計量。）

該回歸方程的判決系數(shù)R2=0.999937，而調(diào)整后的判決系數(shù)為R2=0.999926，說明回歸方程與樣本觀測值擬合得很好，該回歸方程均符合F統(tǒng)計檢驗和t統(tǒng)計檢驗，這說明回歸系數(shù)均顯著，即第一、二、三產(chǎn)業(yè)對GDP有解釋意義，但DW=1.065239，存在一階序列相關，可以用一階差分消除序列相關重新做回歸，得到如下結果：

表4 滯后期為2時格蘭杰因果關系檢驗結果

該回歸方程對數(shù)據(jù)描述的代表性超過了99.99%，有力說明了三次產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的解釋程度相當高，擬合效果理想，DW=1.729032，說明在回歸方程中帶殘差項的一階自相關比前一個回歸方程的估計結果得到了明顯的改進，總體回歸效果顯著。

回歸分析表明：第一、二、三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長貢獻的增長彈性分別為0.222488、0.45235和0.332238，說明第一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出量增加1%會導致省內(nèi)生產(chǎn)總值增長0.222488%，第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出量增加1%會導致省內(nèi)生產(chǎn)總值增長0.45235%，第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出量增加1%會導致省內(nèi)生產(chǎn)總值增長0.332238%。由此可以看出，在湖北省經(jīng)濟增長中，對經(jīng)濟拉動最大的是第二產(chǎn)業(yè)，其次是第三產(chǎn)業(yè)，最后是第一產(chǎn)業(yè)。

五、結論

1、計量結果的分析

本文根據(jù)湖北省1990—2010年的時序數(shù)據(jù)，利用協(xié)整分析，進行格蘭杰因果檢驗，揭示出湖北省第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長存在長期均衡的關系，并對三次產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻進行了測度，具體結論如下。

產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長之間存在著長期穩(wěn)定的關系，產(chǎn)業(yè)結構的變動不具有平穩(wěn)性，但長期而言存在著某種經(jīng)濟機制使產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長之間具有共同的隨機變動趨勢。調(diào)整和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構從而控制經(jīng)濟增長的產(chǎn)業(yè)結構政策在我國是積極有效的。

第二產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻最大。第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值與經(jīng)濟增長成同向變動關系且影響彈性較大，說明第三產(chǎn)業(yè)具有很大的發(fā)展?jié)摿Γ瑪U大第三產(chǎn)業(yè)在地區(qū)生產(chǎn)總值的比重會促進經(jīng)濟的良性增長。

第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口比重的增加是經(jīng)濟增長的原因，說明第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口的增加會促進經(jīng)濟的增長；而經(jīng)濟增長不是第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口比重增加的原因。經(jīng)濟增長是第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重增加的原因，而第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重增加不是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因；第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口比重的增加與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重增加不存在明顯的因果關系。

2、湖北省產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的建議

自1990年以來，第一產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻逐漸減弱，第三產(chǎn)業(yè)的貢獻逐漸增強，而第二產(chǎn)業(yè)一直都是經(jīng)濟增長強有力的助推器。近年來，湖北省產(chǎn)業(yè)結構不斷優(yōu)化，產(chǎn)業(yè)調(diào)整對經(jīng)濟增長存在巨大的影響。但湖北的產(chǎn)業(yè)結構還存在不合理的地方，針對湖北省產(chǎn)業(yè)結構的現(xiàn)狀，本文給出如下的建議。

（1）對于第一產(chǎn)業(yè)。雖然其在經(jīng)濟總量中的份額呈下降趨勢，但從短期來看，仍對經(jīng)濟增長具有很強的拉動作用。因此，要保持第一產(chǎn)業(yè)的基礎地位，促進三次產(chǎn)業(yè)之間結構的合理化。一方面要調(diào)整第一產(chǎn)業(yè)的內(nèi)部結構，發(fā)展多種經(jīng)營，加快產(chǎn)業(yè)結構的內(nèi)部升級，加強對第一產(chǎn)業(yè)的科技投入，引進先進技術和管理經(jīng)驗，延伸產(chǎn)業(yè)鏈條，并加大招商引資力度，最終實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營，提高勞動生產(chǎn)率和生產(chǎn)效益。另一方面應積極推進城市化進程，加強小城鎮(zhèn)建設和農(nóng)村公共基礎設施建設，大力發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務業(yè)和農(nóng)村社會服務業(yè)等第三產(chǎn)業(yè)，引導農(nóng)村剩余勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。

（2）對于第二產(chǎn)業(yè)。由計量分析結果可知，第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出量增加1%會導致省內(nèi)生產(chǎn)總值增長0.45235%，湖北第二產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻最大，仍然是經(jīng)濟增長的主導產(chǎn)業(yè)。因此，仍要重視第二產(chǎn)業(yè)的支柱作用，在提高工業(yè)化水平的基礎上，實現(xiàn)工業(yè)結構的優(yōu)化升級，走新形工業(yè)化道路。在改革和調(diào)整的過程中，要以市場為導向，堅持技術創(chuàng)新，提高自主創(chuàng)新能力，促進信息化與工業(yè)化的結合，改造傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，扶持優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，發(fā)展新興產(chǎn)業(yè)，促進產(chǎn)業(yè)集群的形成，提高能源利用率，提高經(jīng)濟效益，增強企業(yè)市場競爭力，充分發(fā)揮其對經(jīng)濟增長的作用。

（3）對于第三產(chǎn)業(yè)。由格蘭杰因果關系可知，湖北省第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的增加不是經(jīng)濟增長的原因。雖然湖北省第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長較快，但湖北省走的是勞動密集型發(fā)展道路，第三產(chǎn)業(yè)比重不高，對經(jīng)濟的效果不明顯。而第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口比重的增加是經(jīng)濟增長的原因，第三產(chǎn)業(yè)吸收勞動力強，所以應該制定合理的政策使農(nóng)村剩余勞動力向第三產(chǎn)業(yè)流動。在三次產(chǎn)業(yè)的貢獻測度中得出，第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出量增加1%會導致省內(nèi)生產(chǎn)總值增長0.332238%，第三次產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟的增長起到了舉足輕重的作用。因此，要大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，擴大其產(chǎn)業(yè)結構的比重。針對投資結構不合理、發(fā)展相對滯后、生產(chǎn)率低下等問題，湖北省政府應把握住機遇，制定新的政策，大力改善第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展環(huán)境，根據(jù)地區(qū)比較優(yōu)勢，制定合理的產(chǎn)業(yè)調(diào)整政策，推動第三產(chǎn)業(yè)的內(nèi)部結構調(diào)整和優(yōu)化升級。

[1]薛雙喜：陜西省產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長關系的實證研究[J].西安郵電學院學報，2010（5）.

[2]王利平、萬倫來：計量經(jīng)濟學理論與應用[M].合肥：合肥工業(yè)大學出版社，2008（8）.

[3]段利民、杜躍平：產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長關系Granger檢驗研究[J].生態(tài)經(jīng)濟，2009（7）.

[4]紀玉山、吳勇民：我國產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長關系之協(xié)整模型的建立和實現(xiàn)[J].當代經(jīng)濟研究，2006（6）.

[5]陶良虎、周明：湖北產(chǎn)業(yè)結構變動對經(jīng)濟增長的實證分析[J].湖北行政學院學報，2008（3）.