衡陽市產業結構的實證分析

摘要：本文通過協整理論對衡陽市產業結構進行實證分析，發現衡陽市三次產業對GDP的貢獻相差不大，考慮第二產業的相對比重大，因此，我們在調整產業結構時，不僅要注重發展第二產業，還要大力發展第三產業，優化產業結構，促進衡陽市經濟的快速發展。

關鍵詞：協整理論 產業結構 GDP

一、引言

產業結構是指在社會再生產過程中，一個國家或地區的產業組成，即資源在產業間的配置狀態；產業發展水平，即各產業所占比重；以及產業間的技術經濟聯系，即產業間相互依存和相互制約的方式。現代經濟增長結構主義有一觀點為經濟增長是生產結構轉變的一方面。本文研究對象是衡陽市產業結構的狀況，目的是要說明衡陽市的產業結構的現狀以及其以怎樣的方式影響經濟增長。

1、數據來源的說明及模型設定

（1）數據說明

本文研究的樣本區間是1978-2006年間得數據，數據來源于2007年《衡陽市統計年鑒》，研究的指標為：GDP、第一產業增加值I1、第二產業增加值I2、第三產業增加值I3。本文對數據進行了對數處理，以便做線性模型。

（2）模型設定

Romer(1985)認為：長期經濟增長是由技術進步貢獻的，而短期經濟增長是由資本和勞動等要素投入的增加所貢獻的，然而對于給定的資本、勞動和技術，不同的產業結構會導致不同的生產。因此，研究不同產業結構對生產影響的函數Y=F(I1，I2，…，IK)，可設定產業結構變化對經濟增長的貢獻的計量模型為：

LOGGDP = β0+β1LOGI1 +β2LOGI2 +β3LOGI3 + ε

2、研究方法和工具

本文采用協整的方法對數據進行分析，協整理論中有單位根檢驗、協整檢驗、格蘭杰因果關系檢驗，檢驗過程通過計量經濟學軟件Eviews實現。

（1）單整性與單位根檢驗

單整性是指對于時間序列Y，如果進行d-1次差分后是一個非平穩過程，而經過d次差分之后變為一個平穩的、可逆的ARNMA，則稱此序列為具有d階單整性。檢驗變量是否穩定并推斷單整階數的過程為單位根檢驗，常用的方法有DF檢驗和ADF檢驗。

（2）協整性檢驗

格蘭杰對其定義為，若干個有單位根過程生成的數據變量，若存在一組非均衡的線性組合向著穩定過程生成，這種組合即為變量間的協整。協整度量了幾個變量之間的長期穩定性。滿足協整的經濟變量之間存在長期穩定的比例關系。協整檢驗的常用方法有E-G兩步法和JJ檢驗法。

（3）格蘭杰因果關系檢驗

格蘭杰（1988）指出，如果變量是協整的，那么至少存在一個方向上的格蘭杰原因，在非協整的情況下，任何原因的推斷將是無效的。格蘭杰原因是變量之間在時序上的前后關系，而不是邏輯上的因果關系。

二、實證分析

1、數據處理后的圖示

從圖1中，我們可以看到，對各序列數據采取對數處理后，衡陽市三次產業增加值和國民生產總值長期趨勢大致相同，從而，可以假設，本市三次產業增加值與國民生產總值之間有長期穩定的關系。

2、對LOGGDP 、LOGI1 、LOGI2 、LOGI3進行單位根檢驗

單位根檢驗是檢驗變量之間是否存在協整關系的以及因果關系的前提，常用的單位根檢驗方法是ADF檢驗。具體的數據分析結果見下表一所示。

注：表中給出的單位根檢驗臨界值均為MacKinnon臨界值

將各序列及其一階、二階差分的ADF統計量值與相應的臨界值進行比較容易得出，序列LOGGDP、LOGI1、LOGI2、LOGI3及其一階差分都存在單位根，為非平穩序列，但二階差分不存在單位根，所以二階差分序列為平穩序列。即1978-2006年區間內LOGGDP、LOGI1、LOGI2和LOGI3的時間序列為2階單整序列——I(2)。

3、對LOGGDP、LOGI1、LOGI2、LOGI3進行協整檢驗

1978-2006年間的LOGGDP、LOGI1、LOGI2和LOGI3的時間序列均為2階單整序列，可以對其進行協整檢驗。針對本研究所采取的樣本數量較少的情況，由于JJ檢驗法中有VAR模型，此模型是各變量對其滯后項的回歸，因此不宜采用JJ檢驗法，可以采用E-G兩步法。依據計量模型做LOGGDP對LOGI1、LOGI2和LOGI3的回歸，可得到回歸殘差序列，記為E。對E進行單位根檢驗，檢驗結果見表二。

在5%的顯著性水平下，檢驗統計量值為-2.541899，大與相應臨界值，從而拒絕H0，表明殘差序列不存在單位根，是平穩序列，說明原各序列之間存在協整關系，表明三次產業增加值與國民生產總值之間有長期穩定的關系。

4、LOGGDP對LOGI1、LOGI2、LOGI3進行格蘭杰因果關系檢驗

在協整檢驗的基礎上，對1978-2006年間的LOGGDP、LOGI1、LOGI2和LOGI3之間的關系進行了格蘭杰因果關系檢驗，檢驗結果見表三。

檢驗結果顯示，在14.8%、16.6%、8.2%的顯著性水平上分別接受了“LOGI1不是LOGGDP的Granger原因”、“ LOGI2不是LOGGDP的Granger原因”、“ LOGI3不是LOGGDP的Granger原因”，在3.3%、57.8%、18.4%的顯著性水平上分別接受了“LOGGDP不是LOGI1的Granger原因”、“ LOGGDP不是LOGI2的Granger原因”、“ LOGGDP不是LOGI3的Granger原因”，按1%的顯著性檢驗水平，上面所分析的6個原假設都成立。因此，可以認為，1978-2006年間衡陽市的第一、二、三產業與GDP之間因果關系是不顯著的。也可以說，衡陽市近三十年第一、二、三產業的增長不能明顯引起GDP的增長，而且GDP的增長不能明顯帶動第一、二、三產業的增長。

5、回歸分析

為了分析衡陽市GDP與三次產業之間的相關性關系大小，要根據計量經濟學模型做回歸分析。根據1978-2006年間衡陽市第一、二、三產業和GDP的樣本觀測值，運用Eviews經濟計量軟件可得多元線性回歸模型，如下（括號內為T統計量值）：

LOGGDP = 0.494416 + 0.318 LOGI1 + 0.387 LOGI2 + 0.286 LOGI3

(75.053)(24.690)(35.422)(24.893)

該回歸方程的判決系數R2 = 0.999956，而調整后的判決系數R2 = 0.999950，F = 188389.7，這說明第一、二、三產業對GDP在整體上來說有解釋意義。但是，DW值為1.223，這說明回歸方程的殘差項存在一定程度的序列相關性，方程的參數估計在統計意義上是不可置信的。因此為了消除序列相關性，可以考慮帶殘差項的一階自回歸方程，再對計量模型估計得方程(*)：

LOGGDP=0.467+0.365 LOGI1+0.340 LOGI2+0.303 LOGI3+0.819 AR(1)

(21.506) (22.661)(17.363)(14.932)(5.526)

該回歸方程的判決系數R2 = 0.999968，而調整后的判決系數R2 = 0.999962，F = 178377.7，DW值為1.499，這說明在回歸方程中考慮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。

可以用方程(*)分析衡陽市第一二三產業與GDP之間的相關關系。計量模型中各變量的系數代表經濟學中的彈性，也就是說，方程(*)中解釋變量的系數可以表達第一二三產業與GDP之間的相關關系。由分析可知，當衡陽市第一產業增加值變動1%時，GDP相應變動36.5%；當第二產業增加值變動1%時，GDP相應變動34.0%；當第三產業增加值變動1%時，GDP相應變動30.3%。由上述分析數據可知，衡陽市三次產業中促對GDP增長貢獻最大的是第一產業，其次是第二產業，最后是第三產業，只是相差不大。

三、結論

產業結構的發展趨勢是由第一產業占主導地位的產業結構轉向第二產業比重大幅提高的產業結構，進一步發展為第三產業占較大比重的新型產業結構。以2006年數據計算三次產業增加值各占GDP的比重大小，第二產業為首，第三產業次之，最后是第一產業。所以，從相對率、貢獻率方面看，衡陽市的產業結構有待調整。從貢獻率方面看，由于三次產業相差不大，說明都有大力發展的空間，三次產業要協調發展，應該在加快發展新型工業化的同時，以新技術加快第三產業服務業的發展步伐，并以新型工業化促進第一產業農副業的現代化發展。從相對率方面看，第二、三產業的相對份額還必須增加。另外，本文采取的樣本屬于小樣本，而各項檢驗針對小樣有偏誤，尤其表現在格蘭杰檢驗中，所以本文研究在格蘭杰檢驗中不對分析數據做嚴格限定。

參考文獻：

[1]范金，鄭慶武，梅娟.應用產業經濟學[M].北京：經濟管理出版社，2004.

[2][美]J.M.伍德里奇.計量經濟學[M].北京：經濟科學譯叢，2007.

[3]衡陽市統計局.衡陽統計年鑒-2007[M]

（作者單位：南華大學經濟管理學院）