我國服務業發展與經濟增長關系的實證分析

葉愛華

(湖南涉外經濟學院，長沙 410000)

我國服務業發展與經濟增長關系的實證分析

葉愛華

(湖南涉外經濟學院，長沙 410000)

服務業的發達程度已成為衡量一個國家和地區綜合競爭力和現代化水平的重要標志。文章根據我國1978～2008年國內生產總值和第三產業增加值資料，運用單位根檢驗、協整檢驗、格蘭杰因果檢驗等計量分析方法實證探討服務業與經濟增長之間的關系，結果表明：服務業與經濟增長之間存在長期的動態均衡關系和雙向的因果關系，服務業的發展能較為顯著地促進經濟增長。

服務業；經濟增長；協整檢驗

0 引言

服務業的迅速發展是當今世界經濟發展的一個顯著標志。從20世紀60年代開始，不論是在發達國家還是在發展中國家，服務業在整個經濟中所占比重都在不斷上升，其發達程度已成為衡量一個國家和地區綜合競爭力和現代化水平的重要標志。改革開放以來，我國服務業（即第三產業）年均增長速度為12.26%，高于同期國內生產總值的增長速度。到2008年，服務業增加值達到了120487億元，服務業占GDP的比重由1978年的23.7%提高到了2008年的40.1%。但也應該看到，從世界范圍來看，我國服務業發展水平還比較落后，與世界平均水平還有不小的差距。本文通過實證分析探討服務業與經濟增長之間的關系，為國家制定服務業發展政策提供實證參考依據。

1 指標及數據來源

本文分析的樣本區間為1978～2008年，數據源于2009年的《中國統計年鑒》。在服務業發展指標的選擇上，鑒于數據的來源和可取得性，本文選取服務業增加值（SVP）來度量服務業發展水平，用GDP反映經濟增長狀況。在實證分析中，為了消除物價變動的影響，服務業增加值和GDP均采用1978年的可比價計算，分別用RSVP和RGDP代表以1978年為基期的實際服務業增加值和實際GDP。同時，為消除可能存在的異方差，對指標進行自然對數處理，記為和，具體見圖1。

2 計量模型與實證分析

2.1 單位根檢驗

在進行單位根檢驗之前，本文首先對服務業增加值（lnRSVP）和國內生產總值（lnRGDP）兩變量初步判斷檢驗回歸中是否有常數項、趨勢項。結果發現，兩個變量都包含常數項和時間趨勢項。在此基礎上，分別對兩變量進行單位根檢驗。為克服選擇一種方法進行檢驗所帶來的偏差，本文選擇了ADF檢驗和PP檢驗兩種方法進行檢驗，檢驗結果見表1。從表1可以看出，lnRSVP和lnRGDP兩個序列在5%的顯著性水平下均不能拒絕存在單位根的假設，為非平穩序列。但是他們的二階差分序列△2lnSVP和△2lnRGDP在1%的顯著性水平下均能拒絕存在單位根的假設，應為平穩序列。因此，認為lnRSVP和lnRGDP均為二階單整序列。

表1 lnRSVP和lnRGDP單位根檢驗表

2.2 協整模型及其檢驗

根據協整理論，如果兩個序列存在協整關系，那么它們必須具有相同的單整階數。在上述單位根檢驗中，已知lnRSVP和lnRGDP同為二階單整序列，因此，可建立lnRSVP和lnRGDP的協整模型。

設lnRSVP和lnRGDP的協整模型為:

用最小二乘法估計得：

其中，p、q為滯后階數。

用最小平方法估計得：

2.3 誤差修正模型

協整模型反映的是變量之間的長期均衡關系，而這種長期均衡的關系是在短期波動過程的不斷調整下得以實現的。即大多數經濟時間序列具有長期的均衡的關系是因為有一種調節機制—誤差修正機制在起作用，防止了長期均衡關系出現較大的誤差。利用表1數據采用hentry的一般到特殊的建模方式得到誤差修正模型為：

表2 lnRSVP和lnRGDP的格蘭杰因果檢驗表

在式（5）中，ECMt-1表示式（4）中的殘差的一期滯后值，作為均衡誤差項的經驗估計，而ε是具有通常性質的誤差項。式（5）把lnRSVP和lnRGDP的短期動態變化以及前期的均衡誤差聯系起來。在此回歸中，△lnRSVP象征著lnRSVP中的短期干擾，而誤差修正項ECMt-1反映了變量在短期波動中偏離它們長期均衡關系的程度。

通過對式（5）中殘差項的估計值序列ε?t的單位根檢驗，得知其存在單位根的P-值為0.0404，表明在5%的顯著性水平下它是平穩的。其他檢驗都通過，表明模型擬合效果較理想。模型中ECMt-1的系數為負數，符合反向修正機制。從該模型可以看出，服務業的短期波動將引起經濟增長同方向變化；長期來看，協整關系式起到引線力的作用，將非均衡狀態拉回到均衡狀態。如果本期的經濟增長偏離均衡狀態，那么到下一時期這一偏離度將有12.2%得到清除或糾正。

2.4 格蘭杰因果檢驗

協整檢驗結果揭示了服務業與經濟增長之間存在長期均衡關系，而這兩個變量之間是否構成因果關系還需進行檢驗。本文借助格蘭杰因果檢驗方法對這一問題進行分析。格蘭杰因果關系并非通常意義下的因果關系——“果是因的效應或結果”。它更強調的是“因”在前“果”在后的關系，它的本質在于研究兩個變量存在時間上的先后關系時，是否能從統計意義上檢驗出因果性的方向。其理論為：Granger因果關系檢驗確定的是一個變量能否有助于預測另一個變量。在做變量Y對其他變量的回歸時，如果把X的過去或滯后項的值包括進去能顯著地改善對Y的預測，則X是Y的Granger原因。類似的定義Y是X的Granger或非Granger原因。由于Granger因果檢驗是對平穩序列進行檢驗，因此我們對對和的二階差分序列進行檢驗，得到的檢驗結果見表2。

表2中的檢驗結果表明，LnRSVP在10%的顯著性水平下是LnRGDP穩定的格蘭杰原因。這意味著服務業發展是帶動國民經濟增長的一個明顯的因素之一。LnRGDP只有在滯后階數為2時在5%的顯著性水平下是LnRSVP的格蘭杰原因。這說明，國民經濟增長也能推動服務業的發展，但后者不如前者穩定。

3 結論與政策建議

以上運用協整分析和格蘭杰因果關系檢驗對我國服務業和國民經濟增長進行的實證分析表明：

（1）服務業和經濟增長之間存在長期穩定的均衡關系。服務業增加值每增加1%，將帶動國民經濟增長約0.14%。這說明服務業的實際發展速度遠遠高于GDP的發展速度，二者存在較大的差距。服務業增加值的同期變化對經濟增長具有較為明顯的正效應，每年國內生產總值的實際值與均衡值約有12.2%得到清除或糾正。這說明，我國國內生產總值在受到短期干擾后能以較快的速度調整到它的長期發展途徑上。

（2）服務業發展和經濟增長之間存在雙向格蘭杰因果關系。服務業的發展能促進國民經濟的增長，而國民經濟的增長也能帶動服務業的發展。因此，政府在服務業發展的政策支持上，要充分認識到服務業的長期增長效應。當前，我國服務業在國民經濟中所占比重仍然較小，對國民經濟貢獻率不高，服務業國際競爭力較弱。因此，我國應積極采取措施，大力發展服務業，尤其是金融、信息、商務租賃等現代服務業，使服務業成為新一輪經濟增長的發動機。

[1]許漪.區域消費與經濟增長的實證檢驗[J].統計與決策，2009.（1）.

[2]周納;龔曙明[J].經濟增長自適應預測模型的構建與應用[J].統計與決策，2008.（3）.

[3]易丹輝.數據分析與Eviews應用[M].北京：中國統計出版社，2003.

[4]黃衛平，方石玉.生產者服務業外商直接投資與中國經濟增長的實證分析[J].當代財經，2008.（4）.

[5]魏鋒，曹中.我國服務業發展與經濟增長的因果關系研究-基于東、中、西部面板數據的實證研究[J].統計研究，2007.（2）.

[6]王軍虎.現代服務業發展與經濟增長關系的實證分析[J].商業經濟，2008.（15）.

[7]李鳳升，趙俊平，孔慶雙.黑龍江服務業發展與經濟增長關系的協整分析[J].遼寧工程技術大學學報（社會科學版），2008.（1）.

F259

A

1002-6487（2010）22-0117-03

國家社科基金資助項目（09BTJ015）

葉愛華（1977-），女，湖南寧鄉人，碩士，講師，研究方向：宏觀經濟統計。

（責任編輯/浩 天）