山西省服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長的互動關(guān)系研究

◎李婉怡

近年來，山西省積極推行能源產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型與升級，服務(wù)業(yè)的逐漸崛起一定程度上改變了山西省畸形的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進了山西省可持續(xù)發(fā)展。為了探尋服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的互動關(guān)系，本文以山西省1997 年-2016 年第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值為變量，運用VAR 模型，對二者間的相關(guān)關(guān)系進行實證研究，根據(jù)結(jié)果對山西省服務(wù)業(yè)的發(fā)展提出建議，加快產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級進程。

影響經(jīng)濟發(fā)展的因素有很多，投資、居民收入、消費、進出口、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等都是影響經(jīng)濟發(fā)展的重要因素，盡管經(jīng)歷了新冠肺炎疫情的沉重打擊，中國依然實現(xiàn)了經(jīng)濟增長。據(jù)山西省統(tǒng)計局數(shù)據(jù)，近年來山西省經(jīng)濟保持穩(wěn)定增長，經(jīng)濟發(fā)展水平平穩(wěn)上升。山西省是資源大省，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)曾嚴(yán)重向第二產(chǎn)業(yè)傾斜，比例呈現(xiàn)畸形態(tài)勢。

近年來，中央及山西省政府越來越重視產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)建設(shè)，經(jīng)濟的平衡發(fā)展，在政府的支持下，山西省第三產(chǎn)業(yè)迅速崛起，其年產(chǎn)值比重已經(jīng)超過了第二產(chǎn)業(yè)，但其對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻并不明確。

一、文獻綜述

VAR 模型是探究變量間的相互影響，并做出科學(xué)預(yù)測的有力工具，國內(nèi)很多學(xué)者采用VAR 模型研究不同變量間的關(guān)聯(lián)性。胡楊通過建立VAR 模型發(fā)現(xiàn)教育水平和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)是促進新疆城鎮(zhèn)化發(fā)展的正向因素（胡楊，2021）；馬遠和龔新蜀利用VAR 模型發(fā)現(xiàn)了城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的內(nèi)在聯(lián)系，從而對三者的均衡發(fā)展提出建設(shè)性建議（馬遠，龔新蜀，2010）。

還有一些學(xué)者同樣選擇VAR 模型探究其他地區(qū)服務(wù)業(yè)與經(jīng)濟發(fā)展間的相互關(guān)系。夏昉和李銀清認為科技服務(wù)業(yè)是促進吉林省經(jīng)濟發(fā)展的一大因素，他們通過構(gòu)建VAR 模型證實了這一觀點（夏昉，李銀清，2020）；丁慧著眼于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，VAR 模型實證發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展對經(jīng)濟增長的促進作用不明顯，而經(jīng)濟增長則會促進生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展（丁慧，2018）；鄒芳以福建為例，選用現(xiàn)代服務(wù)業(yè)發(fā)展、經(jīng)濟增長和地方財政收入三大指標(biāo)進行VAR 模型分析，計算出了三者的相互貢獻度（鄒芳，2017）。

現(xiàn)有文獻對于山西省服務(wù)業(yè)和經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系的研究文獻較少，因此本文在借鑒前人的優(yōu)秀成果基礎(chǔ)上，結(jié)合山西省實際情況，運用VAR 模型構(gòu)建計量系統(tǒng)，對服務(wù)業(yè)和經(jīng)濟發(fā)展的互作關(guān)系展開探討，并提出是以山西省服務(wù)業(yè)發(fā)展的可行建議。

二、數(shù)據(jù)來源與模型構(gòu)建

1.數(shù)據(jù)來源。

本文選取了山西省1997 年-2016 年第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（TI）和地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）為指標(biāo)變量，數(shù)據(jù)來源于山西省統(tǒng)計局。根據(jù)數(shù)據(jù)做出折線趨勢圖（圖1），可以清晰地看出山西省的服務(wù)業(yè)產(chǎn)值與GDP 均呈現(xiàn)平穩(wěn)上升態(tài)勢，經(jīng)濟穩(wěn)步發(fā)展。2001 年前，服務(wù)業(yè)發(fā)展緩慢，2001 年后發(fā)展速度加快，呈指數(shù)增長形態(tài)；GDP 的發(fā)展在2013 年前持續(xù)走高，保持中高速增長，2013 年后趨于平緩，經(jīng)濟增長不再片面追求速度，更重視質(zhì)量。

圖1 1997-2016 年山西省第三產(chǎn)業(yè)及GDP 折線趨勢圖

為了消除數(shù)據(jù)的不平滑性，本文對數(shù)據(jù)進行對數(shù)處理，得到變量lnti、lngdp，以這兩組數(shù)據(jù)作為VAR 模型的實際運算變量。

2.模型構(gòu)建。

向量自回歸模型（VAR 模型）采用多方程聯(lián)立的形式，由內(nèi)生變量對模型的全部內(nèi)生自變量的滯后項進行回歸，主要用于估計變量間的內(nèi)在互動關(guān)系，更可以用來預(yù)測相關(guān)的時間序列系統(tǒng)。含有N 個變量滯后k 期的VAR 模型表示如下：

Yt為N×1 階時間序列列向量，μ 為 N×1 階常數(shù)項列向量，Π1，… ，Πk均為 N×N 階參數(shù)矩陣，ut~IID （0，Ω）是N×1 階隨機誤差列向量。

三、實證分析

1.確定滯后階數(shù)。

本文使用stata 軟件進行模型滯后階數(shù)k 的確定，根據(jù)AIC 與BIC 信息準(zhǔn)則，結(jié)果顯示所選數(shù)據(jù)最大滯后階數(shù)為1，即K=1。

?

2.構(gòu)建 VAR 模型。

由于本文所選數(shù)據(jù)僅有兩個變量，則VAR 模型方程為

根據(jù)滯后階數(shù)為1，經(jīng)stata 運算得出變量參數(shù)，模型方程為：

由得出的VAR 方程，可以看出短期內(nèi)，滯后一期的第三產(chǎn)業(yè)對數(shù)與GDP 對數(shù)均對第三產(chǎn)業(yè)現(xiàn)期值產(chǎn)生正向促進作用，當(dāng)滯后一期的第三產(chǎn)業(yè)對數(shù)及GDP 對數(shù)增加1 個百分點，第三產(chǎn)業(yè)的現(xiàn)期值將增加0.83+0.18-0.17=0.84 個百分點。同時，短期內(nèi)GDP 對數(shù)的滯后一期值對現(xiàn)期值有促進作用，而滯后一期的第三產(chǎn)業(yè)對數(shù)卻與GDP 的現(xiàn)期值存在反向作用關(guān)系，當(dāng)滯后一期的GDP 對數(shù)及第三產(chǎn)業(yè)對數(shù)增加1 個百分點，GDP 的現(xiàn)期值將增加-0.19+1.16+0.52=1.49 個百分點，短期內(nèi)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長的貢獻較為微弱，GDP 的自身增長是GDP 發(fā)展的內(nèi)因，且其影響力顯著大于第三產(chǎn)業(yè)帶來的負面影響，GDP 仍可實現(xiàn)正增長。

估計VAR 后，需要進行一系列診斷性檢驗，以驗證模型結(jié)果的可信度及有效性。

3.沃爾德檢驗。

為了確定方程與一階系數(shù)的聯(lián)合顯著性，本文對數(shù)據(jù)進行了沃爾德檢驗，結(jié)果顯示，在lngdp 為被解釋變量的方程中，一階滯后的p 值為0.000，結(jié)果顯著；在lnti 為被解釋變量的方程中，一階滯后的p 值也是0.000，顯著；最后，兩個方程聯(lián)合的一階滯后p 值仍為0.000，均為顯著，則可以認為，參數(shù)估計的結(jié)果是可信的。

4.平穩(wěn)性檢驗。

本文對模型進行了穩(wěn)定性檢驗，結(jié)果如圖2，兩特征值都落在單位圓內(nèi)，證明此VAR 系統(tǒng)是平穩(wěn)的。

圖2 特征值平穩(wěn)性檢驗示意圖

5.格蘭杰因果檢驗。

前面已經(jīng)分析過第三產(chǎn)業(yè)對數(shù)、GDP 對數(shù)的滯后期、現(xiàn)期間的關(guān)系，但并未確定第三產(chǎn)業(yè)與GDP 之間是否存在因果關(guān)系。因此，在此使用格蘭杰因果檢驗，探究lnti 與lngdp 之間的因果聯(lián)系。

結(jié)果顯示，當(dāng)lngdp 為被解釋變量時，原假設(shè)為lngdp是lnti 的格蘭杰因，在剔除變量lnti 時，p 值為0.183，接受原假設(shè)：lngdp 是lnti 的格蘭杰因，GDP 的發(fā)展會對第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生影響；當(dāng)lnti 為被解釋變量時，原假設(shè)為lnti 是lngdp 的格蘭杰因，在剔除變量lngdp 時，p 值為0.001，結(jié)果顯著，拒絕原假設(shè)：lnti 不是lngdp 的格蘭杰因。

6.脈沖響應(yīng)與方差分解。

前面的估計方法均不能展現(xiàn)兩變量間的長期互作關(guān)系，為了了解第三產(chǎn)業(yè)與GDP 相互間的沖擊影響力，現(xiàn)針對兩個變量構(gòu)建脈沖響應(yīng)函數(shù)，從而估計一個變量的沖擊對自身及另一變量所產(chǎn)生的影響。

結(jié)果如圖3，左上角的圖反映了GDP 對數(shù)自身的響應(yīng)效果。在八期內(nèi)，GDP 對數(shù)對自身的影響都是正向的，說明GDP對自身的響應(yīng)處于穩(wěn)定正向；右上角的圖表示GDP 對數(shù)變化對第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生的沖擊。與前者相似，整個八期內(nèi)，沖擊響應(yīng)都是正向的，且有平緩上升的趨勢，這說明GDP 對第三產(chǎn)業(yè)的影響在短期及長期內(nèi)均呈正向促進作用。

圖3 脈沖響應(yīng)函數(shù)示意圖

左下圖則是反映了第三產(chǎn)業(yè)對數(shù)的變化對GDP 對數(shù)產(chǎn)生的影響?？梢钥吹?，其影響在八期內(nèi)均為負數(shù)，則第三產(chǎn)業(yè)對數(shù)對GDP 對數(shù)在短期或長期內(nèi)均無正向促進作用，主要原因在于山西省的服務(wù)業(yè)過于快速的發(fā)展，存在質(zhì)量不精的問題。從事服務(wù)業(yè)的單位和人員逐年增加，但服務(wù)質(zhì)量低下、人員素質(zhì)與專業(yè)水平不足、缺乏創(chuàng)新管理等原因嚴(yán)重影響服務(wù)業(yè)的進一步提升，同質(zhì)化程度愈加強烈，缺乏亮點與特色；右下角的函數(shù)圖反映出服務(wù)業(yè)對數(shù)自身的響應(yīng)路徑，在前3期，服務(wù)業(yè)對自身的發(fā)展存在正向效應(yīng)，短期內(nèi)服務(wù)業(yè)自身的發(fā)展會推動其前進。而在長期內(nèi)，自3 期后效應(yīng)降為負數(shù)，即在服務(wù)業(yè)興起的前期，由于基礎(chǔ)薄弱，其內(nèi)部發(fā)展必將促進產(chǎn)業(yè)提升。而隨著行業(yè)不斷吸收新個體，在創(chuàng)新能力欠缺的條件下，規(guī)模效應(yīng)遞減，服務(wù)業(yè)自身的發(fā)展不再對產(chǎn)業(yè)進步產(chǎn)生正向影響。

為驗證各變量間的貢獻度，本文對兩大變量做了方差分解，結(jié)果表明變量間的貢獻度差異明顯。

圖4 左圖表示了GDP 對數(shù)對自身在8 期內(nèi)的貢獻度。圖像鮮明地說明GDP 對數(shù)對自身的長短期貢獻度一直處于較高水平，1 期前快速上升，到1 期是接近100%，達到峰值。1期后又所下降，且呈緩慢下降趨勢，但始終高于90%，說明相對第三產(chǎn)業(yè)而言，GDP 自身對其發(fā)展的貢獻度有壓倒性優(yōu)勢，是主要因素；右圖則與前者形成鮮明對比，第三產(chǎn)業(yè)對數(shù)對GDP 對數(shù)的貢獻度在8 期內(nèi)都處于10%以下，第三產(chǎn)業(yè)在GDP 增長的過程中，對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻較小，不存在明顯的直接關(guān)系。

圖4 主要變量對GDP 對數(shù)的影響貢獻度

圖5 左圖是GDP 對數(shù)對第三產(chǎn)業(yè)對數(shù)的貢獻度，可以發(fā)現(xiàn)8 期內(nèi)，貢獻度都在不斷上升，1 期前平緩上升，1 期后到4 期都呈指數(shù)上升狀態(tài)，4 期后有一定程度的放緩，到8 期前后基本穩(wěn)定在80%以上，說明長期內(nèi)GDP 是影響第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的主要因素；右圖則是第三產(chǎn)業(yè)對數(shù)自身對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的貢獻程度。1 期前近乎于垂直上升，到1 期時達到峰值80%，而后迅速下降，最終維持在低于20%的水平。短期內(nèi)，第三產(chǎn)業(yè)自身的發(fā)展會促進產(chǎn)業(yè)的快速成長，而長期內(nèi)問題凸顯，自己已不能解決內(nèi)生性及外部性問題，需要依靠GDP 的發(fā)展帶動產(chǎn)業(yè)增效，這樣的模式和結(jié)構(gòu)是不科學(xué)的。

圖5 主要變量對第三產(chǎn)業(yè)對數(shù)的影響貢獻度

四、研究結(jié)論

（一）山西省GDP 的發(fā)展在短期內(nèi)對服務(wù)業(yè)的發(fā)展有促進的正向作用，GDP 的增長會帶動服務(wù)業(yè)的發(fā)展；短期內(nèi)服務(wù)業(yè)對GDP 的作用恰好相反，呈反向作用關(guān)系。

（二）長期中，GDP 的變化對服務(wù)業(yè)產(chǎn)生的沖擊是正面的，充分說明了GDP 影響著服務(wù)業(yè)的發(fā)展；而服務(wù)業(yè)的變化對GDP 的影響較小，不會造成GDP 的大幅變動，說明山西省服務(wù)業(yè)不是影響GDP 的關(guān)鍵因素，這也揭示出山西省對服務(wù)業(yè)發(fā)展存在弊病，還未形成完善的行業(yè)體系，在經(jīng)濟建設(shè)中的作用處于較低水平。

（三）長期內(nèi)，山西省GDP 對服務(wù)業(yè)發(fā)展的貢獻度持續(xù)高走，是影響服務(wù)業(yè)發(fā)展的不可或缺的因素；而服務(wù)業(yè)的發(fā)展則沒有對GDP 展現(xiàn)出較高的貢獻度，說明除服務(wù)業(yè)，還有很多更為重要的指標(biāo)是影響GDP 的重要因素，正如我們所知的投資、消費、居民收入等。

五、對策建議

（一）加快產(chǎn)業(yè)升級換代，努力提高經(jīng)濟效益。加速調(diào)整優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，增加服務(wù)業(yè)的比重和貢獻度。服務(wù)業(yè)個體應(yīng)將主動權(quán)掌握在自己手中，擴大招商引資，明確自身定位，充分利用網(wǎng)絡(luò)信息平臺拓寬招商范圍，吸引更多的社會資本。。聘請專業(yè)的經(jīng)營管理IT 人才負責(zé)個體的經(jīng)營運作，根據(jù)目標(biāo)定位與優(yōu)勢制定出符合發(fā)展目標(biāo)的經(jīng)營策略，實現(xiàn)資本、勞動力、技術(shù)等要素資源的合理配置，發(fā)揮整體最大效用，提升經(jīng)濟效益。

（二）確保三產(chǎn)融合實效，發(fā)揮品牌帶動效應(yīng)。關(guān)注服務(wù)業(yè)的內(nèi)生發(fā)展，挖掘三產(chǎn)融合的發(fā)力點，與龍頭能源企業(yè)開展合作，將初級能源產(chǎn)品深加工，形成獨特的產(chǎn)品；建立完善的服務(wù)質(zhì)量評價體系，針對不同人群制定不同的服務(wù)策略，合理充分利用宣傳渠道，提高服務(wù)質(zhì)量；動員從事服務(wù)工作的職員參加職業(yè)培訓(xùn)，以提升顧客體驗為目標(biāo)，維護顧客正當(dāng)權(quán)益，建立高端服務(wù)體系。創(chuàng)建品牌、名牌，打造全新的用戶體驗，激發(fā)品牌拉動力，突出產(chǎn)品特色，吸引消費。加大品牌宣傳力度，利用現(xiàn)代化信息平臺，打響品牌名號。

（三）避免盲目追隨大流，走特色服務(wù)之道路。當(dāng)前，山西省服務(wù)業(yè)中有許多同質(zhì)的服務(wù)單位，有盈利的存在就會有新生力量不斷進入行業(yè)，而缺少的是變革、創(chuàng)新的想法和能力，“依葫蘆畫瓢”的模式導(dǎo)致同質(zhì)個體泛濫，不再具有規(guī)模效應(yīng)，冗雜的行業(yè)環(huán)境對山西省經(jīng)濟的發(fā)展不利。要避免盲目從眾行為，進入也應(yīng)是有亮點的進入，做足了準(zhǔn)備再實施方案，增加服務(wù)的多元性與多樣性。

（四）注重人才引領(lǐng)戰(zhàn)略，提升科技創(chuàng)新能力。服務(wù)業(yè)各階層應(yīng)自上而下提高專業(yè)素質(zhì)，通過完善基礎(chǔ)生活設(shè)施、提高工資水平、完善社會保障體系、建立激勵機制等措施吸引人才，鼓勵大學(xué)生返鄉(xiāng)。處于領(lǐng)導(dǎo)角色的人需要具備出色的前瞻能力與決策能力，能夠發(fā)現(xiàn)問題并作出果斷、正確的變革策略；引進、聘用具有專業(yè)技能的服務(wù)型人才，定期對現(xiàn)有的管理人員開展業(yè)務(wù)培訓(xùn)；對于從事基層工作的人民大眾，加大培訓(xùn)力度，提高整體素質(zhì)，建立考核監(jiān)督制度，調(diào)動積極性與能動性。

相關(guān)人員應(yīng)培養(yǎng)創(chuàng)新意識，發(fā)揮主觀能動性，形成智力集聚，借鑒國內(nèi)外成功經(jīng)驗，變革變通。發(fā)揮智力優(yōu)勢，集民智，始終以人為核心，聽取人民大眾的訴求和建議，實現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展。