湖北省第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的實證分析

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摘 要：我國經(jīng)歷了三十年的平穩(wěn)快速發(fā)展，取得了巨大成就，己經(jīng)從一個農(nóng)業(yè)大國轉(zhuǎn)型成為一個傳統(tǒng)意義上的工業(yè)大國。但是我國經(jīng)濟的增長仍然需要依靠粗放式的增長模式，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不合理和產(chǎn)業(yè)間的經(jīng)濟資源未能得到合理有效的配置和流通；工業(yè)制造業(yè)走單純的粗放型、消耗型發(fā)展道路，帶來大量環(huán)境的污染；第二產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟中所占比重最大，經(jīng)濟發(fā)展仍主要依靠第二產(chǎn)業(yè)；本文通過Eviews6.0軟件建立了相關(guān)實證的模型對湖北省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟的增長關(guān)系進行了分析，從而研究了湖北省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟的增長之間的具體關(guān)系與特點，進一步掌握這兩個關(guān)系，為了更好地改善這兩個關(guān)系，促進湖北省經(jīng)濟發(fā)展提供合理的建議。

關(guān)鍵字：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；經(jīng)濟增長；資源配置

一、數(shù)據(jù)及和指標說明

本文在本文中，使用取樣區(qū)間是1990-2012，數(shù)據(jù)來自《湖北省統(tǒng)計年鑒》（2013）。

本文使用湖北省GDP（Y）代表經(jīng)濟增長每年，與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)是第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的（X1）、第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)的第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員總數(shù)的比例（X2）代表了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。使用1990作為基期GDP指數(shù)調(diào)整GDP目前GDP價格可比價格的辦法，為了使數(shù)據(jù)的趨勢線，消除可能的異方差性，各種變量的對數(shù)變換得到lnGDP，lnX1lnX2。

二、實證分析

湖北省的具體的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，經(jīng)濟增長導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，推動湖北經(jīng)濟增長，和他們互相促進？它們之間的關(guān)系應(yīng)如何確定？下面，從研究的角度的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。

1.模型選擇

基于上述問題和相關(guān)系數(shù)的特點，選擇了格蘭杰因果關(guān)系檢驗的計量經(jīng)濟學(xué)理論模型來研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系在湖北省，一方面，可以避免偽相關(guān)的現(xiàn)象的出現(xiàn)，另一方面也可以具體確定它們之間存在單向因果關(guān)系的影響。

格蘭杰因果關(guān)系檢驗是一個著名的英國計量經(jīng)濟學(xué)家1969年格蘭杰因果關(guān)系（格蘭杰）定義及其檢驗的基礎(chǔ)上開發(fā)。它基于向量自回歸（VAR）的系統(tǒng)定義、假設(shè)每個變量預(yù)測時間序列中包含的所有信息的這些變量。檢查評估兩個回歸方程如下：

Xt=■λiYt-i+■δiXt-i+μ2（1）

Yt=■αiXt-i+■βiXt-i+μ1t（2）

如果你接受零假設(shè)，它不是格蘭杰原因，否則說是的格蘭杰原因；如果你接受零假設(shè)不是格蘭杰原因，否則，稱為r是X，格蘭杰原因。偏回歸系數(shù)是零聯(lián)合檢測可以通過方差齊性檢驗，結(jié)構(gòu)F統(tǒng)計如下：

F=■（3）

2.模型建立

（1）指標數(shù)據(jù)說明

1990年-2012年度數(shù)據(jù)，使用數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，具體使用按可比價格計算得到總國內(nèi)生產(chǎn)總值（gdp）反映了湖北省歷年的經(jīng)濟形勢，與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值總國內(nèi)生產(chǎn)總值（gdp）的比例（X1）、和第二產(chǎn)業(yè)專業(yè)人員占總?cè)藬?shù)的比例使用（X2）反映了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的索引數(shù)據(jù)的歷史情況，具體數(shù)值，如下圖所示。由圖2.1可知，在湖北地區(qū)GDP增長自1990年以來，湖北省經(jīng)濟發(fā)展的三個階段：第一階段地區(qū)GDP增長率迅速增長，從1990年的10.8%到1994年的28.29%。第二階段放緩經(jīng)濟增長，GDP增長率從1995年的24.01%下降到1999年的3.70%。第三階段，一定程度上加快經(jīng)濟增長，從2000年的9.79%增加到2011年的22.95%。

由圖1所示，從1990年以來湖北省第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生了三次深刻變化，1990年-2012年湖北省第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動呈現(xiàn)如下趨勢：第一階段：1990年-1992年第二產(chǎn)業(yè)份額呈增加趨勢，但增加速度較快，其增長率由1990年的4.31%上升為1992年的23.55%。第二階段：1993年-2002年第二產(chǎn)業(yè)份額增加的極為緩慢，其增長率由1993年的20.91%減少到2002年的8.61%。第三階段：2003年-2011年第二產(chǎn)業(yè)份額增速再次加快，其增長率由2003年的14.39%增加到2011年的26.38%。

由圖2所示，可以看出從1990年以來湖北省第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生了四次深刻變化，具體表現(xiàn)為：

第一階段：1990年-1991年第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)比例減少，原因是由于這兩年正值全國經(jīng)濟體制改革，湖北省許多企業(yè)工廠面臨改革兼并、重組，使得部分從業(yè)人員辭退或下崗。

第二階段：1992年-1996年第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)比例增加，原因是由于經(jīng)過前三年的經(jīng)濟體制改革的持續(xù)努力，經(jīng)濟秩序有比較明顯的改善，整個國民經(jīng)濟已經(jīng)恢復(fù)到正常的增長速度，治理整頓的主要任務(wù)已經(jīng)基本完成，湖北省大部分企業(yè)、工廠開始逐步復(fù)興，同時提高了相關(guān)的從業(yè)人數(shù)。

第三階段：1997年-2002年第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)比例再次減少（特別是1998年第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)比例減少到最低點）原因是亞洲金融危機迫使國內(nèi)很多企業(yè)、工廠關(guān)門倒閉，同時使得大量的第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員下崗。

第四階段：2003年-2012年第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)比例再次增加（2008年特殊點除外）這是因為我國經(jīng)濟已經(jīng)結(jié)束了1997年亞洲金融危機爆發(fā)以來的調(diào)整恢復(fù)期，正在進入一個新的快速增長期，伴隨中央一系列擴大內(nèi)需的方針以及相關(guān)政策的支持，大量的企業(yè)、工廠迅速的恢復(fù)活力，同時提升了相關(guān)從業(yè)人員的比例。

（2）數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

自然對數(shù)轉(zhuǎn)換為數(shù)據(jù)不改變原始變量之間的因果關(guān)系，并能使其線性化趨勢，消除時間序列中存在的異方差性現(xiàn)象，分別與GDP、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比例，第一secundiparity從業(yè)人員的比例自然對數(shù)轉(zhuǎn)換，“誘使”GDP被記錄為，lnX1，lnX2和數(shù)據(jù)進行進一步分析。

格蘭杰因果關(guān)系檢驗之前，最好先分析數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性，提高因果關(guān)系測試的影響。這里的ADF檢驗，包括ADF檢驗?zāi)Ｐ偷男问剑篹ndprint

ΔYt=α0+γT+βYt-1+ξ2ΔYt-2+......+ξpYt-p+εt（4）

原假設(shè)和備擇假設(shè)，接受意味著序列有一個單位根，這是光滑的。其中，白噪音，檢查年級運營商，常數(shù)項，T因素的趨勢。

lnGDP和lnX1lnX2，ADF測試，測試結(jié)果如表1。

根據(jù)表1，lnGDP自然對數(shù)變換產(chǎn)生的時間序列變量的原水平時光滑，但經(jīng)過一階差分平穩(wěn)序列，顯示變量的一階單整序列；自然對數(shù)轉(zhuǎn)換后lnX1和lnX2一階差分后的時間序列變量是光滑，這個變量是一個一階單整序列。這是為了說明這三個時間序列都是一階。我們知道，經(jīng)過一階差分DlnGDP，DlnX1DlnX2數(shù)據(jù)可以代表經(jīng)濟增長的變化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化。因此，可以三個時間序列協(xié)整關(guān)系的差異測試研究了湖北省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。不是直接與非平穩(wěn)時間序列數(shù)據(jù)的回歸分析是無效的，如果有一個變量之間的協(xié)整關(guān)系，是對他們回歸的結(jié)果仍然是有效的，所以使用Engte——兩步法格蘭杰測試它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系。

運用EViews6.0，計算得到如下方程式：

DlnGDP=9.809809DlnX1+3.762385DlnX2-39.73102（5）

R2=0.755564

調(diào)整后的R2=0.731120

設(shè)模型的殘差序列為，對做ADF檢驗。結(jié)果表明殘差序列在5%的顯著性水平上是平穩(wěn)的。即時間序列DlnGDP與DlnX1、DlnX2之間存在長期的均衡關(guān)系，由表2所示。

模型估計結(jié)果由方程（2）可知，在假定其他變量不變的情況下，湖北省第二產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)變動與經(jīng)濟增長變動是同方向的，即當?shù)诙a(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)變動1%時，實際經(jīng)濟產(chǎn)出將增加9.809890%；同理，當?shù)诙a(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)變動1%時，實際經(jīng)濟產(chǎn)出將增加3.762385%，這也符合配第一克拉克定律。

三、格蘭杰因果檢驗

向量之間的協(xié)整關(guān)系，可以顯示他們之間長期穩(wěn)定的比例關(guān)系。但他們是否構(gòu)成因果關(guān)系，需要通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗來確定的。

根據(jù)格蘭杰因果檢驗的原理，使用Eviews6.0，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化和湖北省經(jīng)濟增長進行了分析，以及格蘭杰因果關(guān)系分析的結(jié)果如表4.1所示。

由表4.1的檢驗結(jié)果可知：在5%的顯著性水平上，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)與湖北省經(jīng)濟增長成雙向因果關(guān)系，即相互影響。同時，第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)與湖北省經(jīng)濟增長也成雙向因果關(guān)系，即相互影響。

四、誤差修正模型

協(xié)整關(guān)系只反映變量之間的長期均衡關(guān)系。以彌補缺乏長期的靜態(tài)模型，可以通過誤差修正模型反映了長期均衡對短期波動的影響“糾錯機制。該模型反映了被解釋變量短期波動短期波動可以解釋變量和兩個變量的長期均衡偏離兩部分解釋。

LnGDP lnX1，lnX2誤差修正模型為基礎(chǔ)，后逐漸消除不重要的變量：

ΔlnGDP=-0.419812ΔlnX1+1.307348ΔlnX2+0.153678-0.004095C （6）

R2=0.468207

調(diào)整后的R2=0.379575

由公式（5.1）可知ECM（-1）系數(shù)為-0.004095近似等于0，同時ECM（-1）的概率值很大，故不顯著，所以從模型上看不存在修正機制。說明湖北省生產(chǎn)總值對湖北省第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)以及第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)的短期波動沒有影響。

五、結(jié)論

由以上的實證分析結(jié)果可以得到以下幾點結(jié)論：

1.湖北省第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動與經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關(guān)系。

2.第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動是經(jīng)濟總量變動的原因。這是因為經(jīng)濟總量的增長率等于以各部門產(chǎn)出在總產(chǎn)出中所占比重為權(quán)數(shù)的部門產(chǎn)出增長率的加權(quán)和。

3.實際經(jīng)濟增長是湖北省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的原因。

“經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的成功將推動湖北省的發(fā)展，實現(xiàn)更好更快的經(jīng)濟發(fā)展的目標，我們必須遵循的一般規(guī)則改變產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟發(fā)展，從戰(zhàn)略高度制定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整政策指導(dǎo)和合理分配資源，并不斷優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的深化的發(fā)展，最終促進經(jīng)濟的持續(xù)健康快速發(fā)展。

參考文獻：

[1]徐寶英，安徽省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的相關(guān)性研究[J].安徽工業(yè)大學(xué)學(xué)報，2006，（24）.

[2]Ang B W， Huang H C， Mu A R. Properties and linkages of some index decomposition analysis methods. Energy Policy， 2009， 37（11）： 4624-4632.

[3]張平，董險峰.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究——以四川省為例，[J].商界論壇，2011.

[4]李文東.基于生態(tài)視角的四川省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化研究[J].西南民族大學(xué)學(xué)報，2009（5）.

[5]高鐵梅.計量經(jīng)濟分析方法與建模[M].北京：清華大學(xué)出版社，2007.endprint

ΔYt=α0+γT+βYt-1+ξ2ΔYt-2+......+ξpYt-p+εt（4）

原假設(shè)和備擇假設(shè)，接受意味著序列有一個單位根，這是光滑的。其中，白噪音，檢查年級運營商，常數(shù)項，T因素的趨勢。

lnGDP和lnX1lnX2，ADF測試，測試結(jié)果如表1。

根據(jù)表1，lnGDP自然對數(shù)變換產(chǎn)生的時間序列變量的原水平時光滑，但經(jīng)過一階差分平穩(wěn)序列，顯示變量的一階單整序列；自然對數(shù)轉(zhuǎn)換后lnX1和lnX2一階差分后的時間序列變量是光滑，這個變量是一個一階單整序列。這是為了說明這三個時間序列都是一階。我們知道，經(jīng)過一階差分DlnGDP，DlnX1DlnX2數(shù)據(jù)可以代表經(jīng)濟增長的變化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化。因此，可以三個時間序列協(xié)整關(guān)系的差異測試研究了湖北省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。不是直接與非平穩(wěn)時間序列數(shù)據(jù)的回歸分析是無效的，如果有一個變量之間的協(xié)整關(guān)系，是對他們回歸的結(jié)果仍然是有效的，所以使用Engte——兩步法格蘭杰測試它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系。

運用EViews6.0，計算得到如下方程式：

DlnGDP=9.809809DlnX1+3.762385DlnX2-39.73102（5）

R2=0.755564

調(diào)整后的R2=0.731120

設(shè)模型的殘差序列為，對做ADF檢驗。結(jié)果表明殘差序列在5%的顯著性水平上是平穩(wěn)的。即時間序列DlnGDP與DlnX1、DlnX2之間存在長期的均衡關(guān)系，由表2所示。

模型估計結(jié)果由方程（2）可知，在假定其他變量不變的情況下，湖北省第二產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)變動與經(jīng)濟增長變動是同方向的，即當?shù)诙a(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)變動1%時，實際經(jīng)濟產(chǎn)出將增加9.809890%；同理，當?shù)诙a(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)變動1%時，實際經(jīng)濟產(chǎn)出將增加3.762385%，這也符合配第一克拉克定律。

三、格蘭杰因果檢驗

向量之間的協(xié)整關(guān)系，可以顯示他們之間長期穩(wěn)定的比例關(guān)系。但他們是否構(gòu)成因果關(guān)系，需要通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗來確定的。

根據(jù)格蘭杰因果檢驗的原理，使用Eviews6.0，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化和湖北省經(jīng)濟增長進行了分析，以及格蘭杰因果關(guān)系分析的結(jié)果如表4.1所示。

由表4.1的檢驗結(jié)果可知：在5%的顯著性水平上，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)與湖北省經(jīng)濟增長成雙向因果關(guān)系，即相互影響。同時，第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)與湖北省經(jīng)濟增長也成雙向因果關(guān)系，即相互影響。

四、誤差修正模型

協(xié)整關(guān)系只反映變量之間的長期均衡關(guān)系。以彌補缺乏長期的靜態(tài)模型，可以通過誤差修正模型反映了長期均衡對短期波動的影響“糾錯機制。該模型反映了被解釋變量短期波動短期波動可以解釋變量和兩個變量的長期均衡偏離兩部分解釋。

LnGDP lnX1，lnX2誤差修正模型為基礎(chǔ)，后逐漸消除不重要的變量：

ΔlnGDP=-0.419812ΔlnX1+1.307348ΔlnX2+0.153678-0.004095C （6）

R2=0.468207

調(diào)整后的R2=0.379575

由公式（5.1）可知ECM（-1）系數(shù)為-0.004095近似等于0，同時ECM（-1）的概率值很大，故不顯著，所以從模型上看不存在修正機制。說明湖北省生產(chǎn)總值對湖北省第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)以及第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)的短期波動沒有影響。

五、結(jié)論

由以上的實證分析結(jié)果可以得到以下幾點結(jié)論：

1.湖北省第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動與經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關(guān)系。

2.第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動是經(jīng)濟總量變動的原因。這是因為經(jīng)濟總量的增長率等于以各部門產(chǎn)出在總產(chǎn)出中所占比重為權(quán)數(shù)的部門產(chǎn)出增長率的加權(quán)和。

3.實際經(jīng)濟增長是湖北省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的原因。

“經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的成功將推動湖北省的發(fā)展，實現(xiàn)更好更快的經(jīng)濟發(fā)展的目標，我們必須遵循的一般規(guī)則改變產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟發(fā)展，從戰(zhàn)略高度制定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整政策指導(dǎo)和合理分配資源，并不斷優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的深化的發(fā)展，最終促進經(jīng)濟的持續(xù)健康快速發(fā)展。

參考文獻：

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[3]張平，董險峰.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究——以四川省為例，[J].商界論壇，2011.

[4]李文東.基于生態(tài)視角的四川省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化研究[J].西南民族大學(xué)學(xué)報，2009（5）.

[5]高鐵梅.計量經(jīng)濟分析方法與建模[M].北京：清華大學(xué)出版社，2007.endprint

ΔYt=α0+γT+βYt-1+ξ2ΔYt-2+......+ξpYt-p+εt（4）

原假設(shè)和備擇假設(shè)，接受意味著序列有一個單位根，這是光滑的。其中，白噪音，檢查年級運營商，常數(shù)項，T因素的趨勢。

lnGDP和lnX1lnX2，ADF測試，測試結(jié)果如表1。

根據(jù)表1，lnGDP自然對數(shù)變換產(chǎn)生的時間序列變量的原水平時光滑，但經(jīng)過一階差分平穩(wěn)序列，顯示變量的一階單整序列；自然對數(shù)轉(zhuǎn)換后lnX1和lnX2一階差分后的時間序列變量是光滑，這個變量是一個一階單整序列。這是為了說明這三個時間序列都是一階。我們知道，經(jīng)過一階差分DlnGDP，DlnX1DlnX2數(shù)據(jù)可以代表經(jīng)濟增長的變化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化。因此，可以三個時間序列協(xié)整關(guān)系的差異測試研究了湖北省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。不是直接與非平穩(wěn)時間序列數(shù)據(jù)的回歸分析是無效的，如果有一個變量之間的協(xié)整關(guān)系，是對他們回歸的結(jié)果仍然是有效的，所以使用Engte——兩步法格蘭杰測試它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系。

運用EViews6.0，計算得到如下方程式：

DlnGDP=9.809809DlnX1+3.762385DlnX2-39.73102（5）

R2=0.755564

調(diào)整后的R2=0.731120

設(shè)模型的殘差序列為，對做ADF檢驗。結(jié)果表明殘差序列在5%的顯著性水平上是平穩(wěn)的。即時間序列DlnGDP與DlnX1、DlnX2之間存在長期的均衡關(guān)系，由表2所示。

模型估計結(jié)果由方程（2）可知，在假定其他變量不變的情況下，湖北省第二產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)變動與經(jīng)濟增長變動是同方向的，即當?shù)诙a(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)變動1%時，實際經(jīng)濟產(chǎn)出將增加9.809890%；同理，當?shù)诙a(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)變動1%時，實際經(jīng)濟產(chǎn)出將增加3.762385%，這也符合配第一克拉克定律。

三、格蘭杰因果檢驗

向量之間的協(xié)整關(guān)系，可以顯示他們之間長期穩(wěn)定的比例關(guān)系。但他們是否構(gòu)成因果關(guān)系，需要通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗來確定的。

根據(jù)格蘭杰因果檢驗的原理，使用Eviews6.0，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化和湖北省經(jīng)濟增長進行了分析，以及格蘭杰因果關(guān)系分析的結(jié)果如表4.1所示。

由表4.1的檢驗結(jié)果可知：在5%的顯著性水平上，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)與湖北省經(jīng)濟增長成雙向因果關(guān)系，即相互影響。同時，第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)與湖北省經(jīng)濟增長也成雙向因果關(guān)系，即相互影響。

四、誤差修正模型

協(xié)整關(guān)系只反映變量之間的長期均衡關(guān)系。以彌補缺乏長期的靜態(tài)模型，可以通過誤差修正模型反映了長期均衡對短期波動的影響“糾錯機制。該模型反映了被解釋變量短期波動短期波動可以解釋變量和兩個變量的長期均衡偏離兩部分解釋。

LnGDP lnX1，lnX2誤差修正模型為基礎(chǔ)，后逐漸消除不重要的變量：

ΔlnGDP=-0.419812ΔlnX1+1.307348ΔlnX2+0.153678-0.004095C （6）

R2=0.468207

調(diào)整后的R2=0.379575

由公式（5.1）可知ECM（-1）系數(shù)為-0.004095近似等于0，同時ECM（-1）的概率值很大，故不顯著，所以從模型上看不存在修正機制。說明湖北省生產(chǎn)總值對湖北省第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)以及第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)的短期波動沒有影響。

五、結(jié)論

由以上的實證分析結(jié)果可以得到以下幾點結(jié)論：

1.湖北省第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動與經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關(guān)系。

2.第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動是經(jīng)濟總量變動的原因。這是因為經(jīng)濟總量的增長率等于以各部門產(chǎn)出在總產(chǎn)出中所占比重為權(quán)數(shù)的部門產(chǎn)出增長率的加權(quán)和。

3.實際經(jīng)濟增長是湖北省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的原因。

“經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的成功將推動湖北省的發(fā)展，實現(xiàn)更好更快的經(jīng)濟發(fā)展的目標，我們必須遵循的一般規(guī)則改變產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟發(fā)展，從戰(zhàn)略高度制定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整政策指導(dǎo)和合理分配資源，并不斷優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的深化的發(fā)展，最終促進經(jīng)濟的持續(xù)健康快速發(fā)展。

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