湖北省產業(yè)結構影響因素的實證分析

黃 帥，王清剛

（中南財經政法大學會計學院,武漢430073）

0 引言

隨著中部的崛起以及東部地區(qū)產業(yè)經濟的轉移，中部地區(qū)紛紛出臺了各種政策調整產業(yè)結構，大力發(fā)展經濟。湖北省以此為契機，通過優(yōu)化產業(yè)結構，提高產業(yè)資本的配置效率，發(fā)揮產業(yè)結構對于經濟增長的促進作用。“十二五”綱要中明確指出：加強農業(yè)基礎地位，提升制造業(yè)核心競爭力，發(fā)展戰(zhàn)略性新興產業(yè)，加快發(fā)展服務業(yè)，促進經濟增長向依靠第一、第二、第三產業(yè)協同帶動轉變。湖北省是我國中部地區(qū)重要的經濟發(fā)展省份之一，為了提高我省經濟效益，實現資源在三次產業(yè)間的優(yōu)化配置，提高經濟資源的使用效率，科學總結分析湖北省產業(yè)結構的演進過程和產業(yè)結構現狀以及所存在的問題，對構建湖北省現代產業(yè)體系，指導我省產業(yè)結構合理調整，促進產業(yè)結構優(yōu)化升級具有重要的現實意義。產業(yè)結構的合理模式是一個動態(tài)平衡模式,受各種因素制約,時刻在動態(tài)地調整演變。產業(yè)結構的影響因素眾多，在眾多的影響因素消費機構和科技進步對產業(yè)結構變化發(fā)揮著不可替代的作用。本文就消費結構和科技進步兩個因素對湖北省產業(yè)結構的影響展開實證分析。

1 模型設定與數據說明

1.1 模型設定

本文將采用向量自回歸模型(VAR模型)來分析湖北省城鎮(zhèn)居民消費結構、科技進步以及就業(yè)結構三個影響因素分別與產業(yè)結構的關系。傳統(tǒng)的經濟計量方法是以經濟理論為基礎來建立經濟模型，但是經濟系統(tǒng)是一個相互影響動態(tài)變化的復雜體，導致描述經濟現象的計量模型中有些經濟變量既可以出現在模型方程的左端，又可以出現在方程的右端。這類計量模型為經濟變量之間的動態(tài)聯系提供一個嚴密的說明，但也使得模型的估計和推斷變得更加復雜。其中在這類模型中，Sims在1980年提出的VAR模型是一種動態(tài)聯立方程模型，它克服了傳統(tǒng)計量方程模型受制于經濟理論的缺陷，不用劃分內生變量和外生變量的并解決模型估計和推斷等復雜問題。向量自回歸(VAR)是基于數據的統(tǒng)計性質建立模型，將每一個內生變量作為系統(tǒng)中所有內生變量的滯后期值的函數來構造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的“向量”自回歸模型。本文主要使用Granger檢驗、Johansen協整、VAR模型中的脈沖響應、方差分解進行實證分析。

VAP（p）模型的數學表達式如下：

其中：yt是k維內生變量列向量，xt是d維外生變量列向量，p是滯后階數，T是樣本個數。Φ1,…,Φp和Η是待估的系數矩陣，εt為k維擾動列向量。

1.2 數據選取與說明

衡量產業(yè)結構的指標有很多，本文選取第二產業(yè)占GDP的比重(TIN)和第三產業(yè)占GDP的比重(RIN)作為產業(yè)結構指標；采用恩格爾系數作為消費結構的指標；消費結構對產業(yè)結構的影響作用是通過收入水平傳導的，所以選取城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入(IMC)作為消費結構與產業(yè)結構中間傳導機制的替代變量；根據衡量科技進步水平的各項指標，并相應結合湖北省的數據信息現狀，本文選取科技活動人員數量、科技成果數量、科技活動經費支出額、技術合同成交額、單位GDP能耗，每萬人中普通高校在校生人數、文教科學衛(wèi)生事業(yè)費、文教科學衛(wèi)生事業(yè)費占地方財政支出的比重、人均GDP、專利申請受理量以及專利申請授權量11個指標來衡量湖北省科技活動及科技進步水平。就業(yè)結構選取三次產業(yè)就業(yè)人數占當期該地區(qū)就業(yè)總人數的比重。數據的時間區(qū)間為：1980～2011年，數據來源于《湖北經濟年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、《年度全國重大科技成果統(tǒng)計公報》以及《年度湖北省國民經濟和社會發(fā)展的統(tǒng)計公報》等。

2 實證分析

2.1 消費結構對產業(yè)結構影響的實證分析

消費結構能夠促進產業(yè)結構的優(yōu)化升級。在實際經濟運行中，消費對產業(yè)結構的影響過程并非簡單直接的，而是通過中介因素間接傳遞的，其中消費-收入-產品-產業(yè)是一條重要的影響路徑。消費結構通過收入影響產業(yè)結構的過程如下，隨著人們的收入水平的提高，消費能力增強，消費目標逐漸轉向高檔消費品，在經濟活動中表現為對高檔消費品的需求迅速增加，消費者需求增加將刺激產業(yè)結構中生產高檔消費品的部門的數量和比重增加。產業(yè)結構中生產低收入彈性產品的產業(yè)所占的比重不斷下降，生產高收入彈性產品的產業(yè)所占的比重不斷上升。在具體的產業(yè)中，農產品的收入彈性不斷低于工業(yè)品，工業(yè)品的收入彈性不斷低于勞務產品，這種產品收入彈性的變動反映了產業(yè)結構變化的趨向。因此，隨著居民收入的增加，消費需求從簡單單一向多樣化發(fā)展，消費結構從低級向高級化發(fā)展，從而促使生產和服務縱深發(fā)展，進而改變產業(yè)結構的組成。

2.1.1 滯后階數的確定和穩(wěn)定性檢驗

本文研究湖北省城鎮(zhèn)居民消費結構對產業(yè)結構的影響，采用恩格爾系數(EC)、第二產業(yè)占GDP的比重(TIN)、第三產業(yè)占GDP的比重(RIN)和城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入(IMC)四個變量，建立VAR模型研究消費結構與產業(yè)結構之間的短期波動和長期均衡。

其中

式（2）中C是常數項，p是自回歸滯后階數，εi是白噪聲序列向量。本文根據AIC信息準則和SC信息準則取值最小的原則來確定模型的滯后階數，以便選擇的滯后階數既能反應模型的動態(tài)特征又能保證足夠的自由度估計出待估參數。經檢驗選取滯后階數為2，建立二階無約束VAR(2)模型。

表1 Granger因果檢驗結果

2.1.2 Granger因果關系檢驗

為了進一步確定各變量之間的相互影響，本文對各變量進行Granger因果檢驗。Granger因果關系檢驗要求變量序列是平穩(wěn)的，因為任何兩個無關的非平穩(wěn)變量可能產生虛假的因果關系，但本文在VAR模型的基礎上，可以對原變量進行Granger因果關系檢驗，并選擇滯后期取為2。檢驗結果如表1所示。

由表1可以得出以下結論：從消費結構與產業(yè)結構的關系來看，在10%的顯著性水平下，拒絕原假設，認為消費結構與第二產業(yè)結構之間存在雙向的Granger因果關系，但消費結構與第三產業(yè)之間不存在任何單向的因果關系。這表明湖北省消費結構與產業(yè)結構的變動相互影響，相互作用的過程只體現在消費與第二產業(yè)之間，而在第三產業(yè)中，這種關系并不成立。湖北省地處我國中部，經濟社會發(fā)展處于欠發(fā)達階段，居民消費比重還集中在初級農業(yè)產品和工業(yè)產品上，對服務業(yè)的消費還處于起步發(fā)展階段。處在這種經濟發(fā)展的階段，消費結構的變動只能有力的促進第二產業(yè)結構的優(yōu)化升級，在第三產業(yè)的作用則較少體現出來。第二產業(yè)結構的升級反過來引起了消費結構的優(yōu)化，但這種互動關系也只是主要體現在第二產業(yè)上。從收入與產業(yè)結構的關系來看，在5%的顯著性水平下，拒絕原假設，城鎮(zhèn)居民收入水平與第二產業(yè)之間存在雙向Granger因果關系，說明“消費-收入-產品-產業(yè)”這種消費結構和產業(yè)結構模式在第二產業(yè)上是成立的，消費變動的作用通過收入傳導，影響到第二產業(yè)的發(fā)展，同時第二產業(yè)的發(fā)展反饋影響居民收入；收入水平與第三產業(yè)之間只存在單向因果關系，即第三產業(yè)結構變化是城鎮(zhèn)居民收入水平變化的Granger原因，消費結構通過收入影響第三產業(yè)結構的作用并不明顯，因此產業(yè)結構優(yōu)化升級有利于城鎮(zhèn)居民收入水平的提高。而城鎮(zhèn)居民收入與消費結構之間不存在因果關系。這說明湖北省城鎮(zhèn)居民收入水平和消費結構尚不存在積極的互動關系，無法體現收入水平提高對消費層次的拉動作用，進而改善消費結構。從第二、第三產業(yè)之間的關系來看，在10%的顯著性水平下兩者之間也不存在雙向的Granger因果關系，但第三產業(yè)是引起第二產業(yè)變動的Granger原因，反之，則不成立。這也說明湖北省第三產業(yè)發(fā)展還相對薄弱，第二產業(yè)的發(fā)展還沒有發(fā)揮出對第三產業(yè)的發(fā)展應有促進的作用。

2.1.3 協整檢驗

宏觀經濟變量的一個重要特征是具有非平穩(wěn)性，而平穩(wěn)變量才能在采用計量方程建立模型。為實現非平穩(wěn)時間序列變量建模，就需要進行協整檢驗，以保證估計參數的平穩(wěn)可靠性。具體過程如下，在協整檢驗之前首先要對各序列進行平穩(wěn)性檢驗，本文采用ADF檢驗法判斷單整階數，然后做Johanson協整檢驗。經檢驗，在5%的顯著性水平下各變量序列均為一階單整的。然后采用Johansen系統(tǒng)極大似然估計法進行協整檢驗。檢驗結果如表2、3所示。

由表3可知，變量序列在5%的顯著性水平上至少存在1個協整關系，表明三個變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。取標準化的協整向量，得到正規(guī)化的協整方程如下所示。

表2 數據序列的ADF單位根檢驗結果

表3 Johansen協整檢驗結果

由方程(3)可知，消費結構對第二產業(yè)的影響并不顯著；城鎮(zhèn)居民可支配收入對第二產業(yè)的影響較大，城鎮(zhèn)居民可支配收入每增加1%，第二產業(yè)產值會增加5.38%。由此可知，在湖北省，隨著城鎮(zhèn)居民可支配收入的增加，會增加第二產業(yè)產值比重。由方程(4)可知，消費結構對第三產業(yè)的影響并不顯著；城鎮(zhèn)居民可支配收入每增加1%，第三產業(yè)產值會增加7.18%，因此城鎮(zhèn)居民可支配收入的增加，會增加第三產業(yè)產值比重。

2.1.4 向量誤差修正模型（VEC）

在Johanson協整檢驗的基礎上，對殘差序列進行單位根檢驗，并得到殘差是平穩(wěn)序列，由此建立VEC模型：

由方程(5)可知，第二產業(yè)占GDP的比重變量的滯后兩期對其自身的影響是顯著的，其的影響系數分別為0.9283、0.8848；滯后2、3期的第三產業(yè)產值比重對第二產業(yè)產值比重的影響是顯著的，其的影響系數分別為0.5166、-0.7276；滯后2期的城鎮(zhèn)居民可支配收入對第二產業(yè)產值比重的影響是顯著的，其的影響系數為-26.6212；而短期內，消費結構對第二產業(yè)產值比重的影響并不顯著。由方程(6)可知，第三產業(yè)占GDP的比重變量的滯后兩期對其自身的影響也是比較顯著的，其的影響系數分別為0.7512、-0.7669；滯后1、3期的恩格爾系數對第三產業(yè)產值比重的影響是顯著的，其的影響系數分別為0.4857、-0.3762；而短期內，第二產業(yè)產值比重和城鎮(zhèn)居民可支配收入對第三產業(yè)產值比重的影響并不顯著。在短期內，收入的增加能夠促進第二產業(yè)的發(fā)展，而消費結構的優(yōu)化能夠加速第三產業(yè)的發(fā)展。

2.2 科技進步與產業(yè)結構的關系研究

科技是第一生產力，是經濟發(fā)展的不竭動力。產業(yè)結構作為一種資源轉換器，而科技進步是產業(yè)結構優(yōu)化和升級的基礎和前提，會提升產業(yè)結構作為資源轉換器的這一效用，進而對經濟發(fā)展起到促進作用。科技進步能夠促進勞動生產率的提高，能夠催生新興產業(yè)，將產業(yè)結構中的落后產業(yè)淘汰，從而引起產業(yè)結構的變遷。科技進步能夠通過提升勞動生產率提高某些產業(yè)部門的產品產量，降低產品的生產成本。某些產業(yè)部門勞動生產率的提高會帶來剩余勞動生產力，造成該產業(yè)生產規(guī)模的擴張或是剩余勞動生產力流向其他部門。產業(yè)結構的影響因素眾多，而科技進步卻在其中發(fā)揮著根本性的作用。

2.2.1 因子分析

本文通過因子分析對衡量湖北省科技進步水平的11個指標進行降維，以較少的變量承載較多數據信息。在進行因子分析前，對樣本數據進行了KMO和Bartlett’s球體檢驗，驗證樣本數據是否適合做因子分析。其中，KMO檢驗值為0.735，Bartlett’s球體檢驗統(tǒng)計量為457.032，相應的概率為0.000，說明樣本數據之間具有相關性，因此適合做因子分析。利用SPSS13.0進行因子分析后提取了兩個公因子，結果如表4所示。

表4 因子分析結果方差分析

由表4可以看出所提取的兩個公因子的累積方差貢獻率為90.519%，說明這兩個公因子包含了樣本數據90.1519%的信息量。將兩個因子分別表示為F1、F2，則主因子F=(70.14F1+20.379F2)/90.519由此計算科技進步指標F的數據，并用KJ表示。

2.2.2 模型的穩(wěn)定性檢驗同理，通過樣本數據分析，本文選定模型的滯后階數為2，建立二階滯后的VAR模型，并利用AR根圖進行穩(wěn)定性檢驗。檢驗得到的VAR(2)模型所有根模的倒數與單位圓的關系如圖1所示。結果表明，VAR(2)模型所有根模的倒數全部在單位圓內，模型滿足穩(wěn)定性條件。由此得到的脈沖響應函數和方程分解的結果是穩(wěn)定可靠的。

圖1 VAR（2）模型穩(wěn)定性檢驗結果

2.2.3 Granger因果檢驗

利用Granger因果檢驗方法對各變量進行檢驗，以驗證科技進步與產業(yè)結構之間是否存在因果關系，滯后階數為2，結果如表5所示。

表5 Granger因果檢驗結果

由表5可以得到：湖北省科技進步水平與第二產業(yè)結構之間存在單向因果關系，第二產業(yè)結構變動是科技進步水平變動的原因，說明第二產業(yè)結構變動過程中引起了科技進步，在我國目前經濟與社會發(fā)展水平下第二產業(yè)在三次產業(yè)中居于首位，第二產業(yè)結構變動會引起產值變化，科技研究投入是科技進步必不可少的前提條件，產值變化會影響科技投入的變化進而影響科技進步水平。而科技進步不是第二產業(yè)結構變動的原因，這與科技進步能夠促進高新技術產業(yè)，裝備制造業(yè)等產業(yè)技術水平提高的現實情況不相符。分析其原因，可能是湖北省第二產業(yè)發(fā)展水平低，工業(yè)化發(fā)展的水平較低，科技進步因素對第二產業(yè)結構優(yōu)化所起的作用并不是很明顯。科技進步與第三產業(yè)結構之間也存在單向因果關系，科技進步是引起第三產業(yè)結構變動的原因，說明科技進步能夠促進第三產業(yè)總量的擴增，提高了湖北省第三產業(yè)結構的優(yōu)化升級，引起提高如教育、文化、科學研究等為科學文化水平和居民素質服務的部門的科學技術水平。而第三產業(yè)結構變化不是引起科技進步的Granger原因，究其原因是湖北省第三產業(yè)結構比例低，不及全國平均水平，三次產業(yè)內部結構不合理，產業(yè)結構優(yōu)化調整有待進一步進行。第二產業(yè)結構與第三產業(yè)結構之間不存在Granger因果關系。

2.2.4 脈沖響應函數

脈沖響應函數刻畫了內生變量對隨即擾動項一個標準差變化的反應程度，即在隨機擾動項上加一單位標準沖擊時，內生變量的當期值和未來值變化的軌跡，脈沖響應函數可以直觀的反映出變量之間動態(tài)交互作用效應。圖2是基于模型VAR（2）的脈沖響應函數曲線，橫軸代表滯后階數，縱軸代表內生變量對沖擊的響應程度。

圖2 脈沖響應函數曲線

由圖2可知在本期給科技進步一個正沖擊后，立刻會給第二產業(yè)結構帶來正面的影響，但在短期內這個影響不是很大，因為在短期內第二產業(yè)結構不能及時調整，但隨著時間的推移第二產業(yè)結構進行調整后，科技進步這一沖擊給第二產業(yè)結構帶來的正面影響將越來越大。說明產期來看，科技進步對第二產業(yè)結構變化帶來的是正面的影響。而對第三產業(yè)產業(yè)的影響在一開始將是小小的負影響，在滯后3期時負影響達到最大，之后逐漸由負影響轉為正面影響。在本期給第二產業(yè)結構一個正沖擊，對科學技術水平的影響，從滯后1期時的沒有影響到后來負面的影響越來越大，這說明湖北省第二產業(yè)結構不合理，不利于科技進步；對第三產業(yè)結構由第1期會給帶來的負面影響，之后回升產生正面影響，在滯后4期達到峰頂，之后影響逐漸減小趨于平穩(wěn)。在本期給第三產業(yè)結構一個正的沖擊，帶來科技進步水平較小的負面影響，對科技進步的影響不大，但是仍然沒有正滯后1、2期時沒有反應，滯后3期開始產生微弱的正面影響，在滯后4期影響達到最大，但仍是很微弱，滯后6期后就趨于平穩(wěn)。

2.2.5 方差分解

方差分解把系統(tǒng)中每個內生變量的變動，按成因分解成與各隨機繞動向相關聯的部分，以分析各擾動項對內生變量的相對重要性。由圖3方差分解結果可以看出除去自身變量的貢獻率，第二產業(yè)結構對科技進步的貢獻率最大達到28.17%，第三產業(yè)結構對科技進步的貢獻率非常微弱，最大達到0.27%。這一結果說明第二產業(yè)結構對科技進步有一定影響，而第三產業(yè)結構對科技進步的影響微小，這可能是由于湖北省第三產業(yè)發(fā)展水平整體較低。科技進步對第二產業(yè)結構的貢獻率最大達到53.45%，第三產業(yè)結構對第二產業(yè)結構的貢獻率在滯后5期時達到最大為4.78%。以上結果說明：科技進步對第二產業(yè)結構變動影響很大，而第三產業(yè)結構變動對第二產業(yè)結構變動的影響微弱。因此，科技進步水平的提高能夠很大程度的促進第二產業(yè)內部結構調整，促進產業(yè)機構優(yōu)化升級。科技進步對第三產業(yè)結構的貢獻率逐漸增大最大達到25.52%，第二產業(yè)結構對第三產業(yè)結構的貢獻率先是減小，然后再增大，最后穩(wěn)定在33%左右。這說明，科技進步和第二產業(yè)結構對第三產業(yè)結構變動都有一定的影響，因此，我省要不斷提高科技進步水平，調整產業(yè)結構，以第二產業(yè)的發(fā)展，工業(yè)化水平的不斷提高帶動第三產業(yè)的發(fā)展。

圖3 方差分解結果

3 結論與建議

從產業(yè)結構整體上看,湖北省產業(yè)結構的演變是有序有效的,但也應看到其中存在的主要問題。根據產業(yè)結構演變規(guī)律和國家產業(yè)結構調整規(guī)劃,湖北省應抓住中國產業(yè)大轉移的有利時機,進一步通過加大產業(yè)結構調整力度。根據本文利用1980～2011年湖北省經濟統(tǒng)計數據，建立VAR模型對影響產業(yè)結構的消費結構和科技進步兩個因素進行實證分析并得出相應結論，以此建議決策者以長遠目標為基，通過優(yōu)化消費結構，加大科技投入等措施優(yōu)化產業(yè)結構，以拉動經濟發(fā)展。

優(yōu)化消費結構，促進產業(yè)結構優(yōu)化升級。通過Granger因果關系檢驗和VEC模型估計得出，消費結構的變化刺激產業(yè)結構的調整，合理的產業(yè)結構有利于居民收入水平的提高，并且消費結構的提高對產業(yè)結構優(yōu)化升級起到一定的拉動作用，但是我省產業(yè)結構與消費結構之間存在不一致、不協調的方面，“消費-收入-產品-產業(yè)”的作用路徑還不暢通，說明產業(yè)還不能根據消費需求的變化及時調整產業(yè)規(guī)模和產業(yè)結構，并導致消費結構升級對產業(yè)結構升級的促進作用并不是很顯現，特別是在第三產業(yè)。在短期內，收入的增加能夠促進第二產業(yè)的發(fā)展，而消費結構的優(yōu)化能夠加速第三產業(yè)的發(fā)展，但長期來看，居民在服務業(yè)的消費比重將逐漸增加，在第二產業(yè)的消費比重將有所下降，這種消費結構的變化必將促使產業(yè)升級優(yōu)化與之相適應。

加大科技投入，大力發(fā)展高新技術產業(yè)。湖北省是一個經濟大省，但在科技活動投入與產出水平上在全國各省均位于中下游水平，這表明我省對科技活動的投入力度不夠，加大科技活動的投入有利于科技進步水平的提高，從而有利于產業(yè)結構優(yōu)化升級，提高科技活動產出水平。因此，我省要加大科技活動的投入，尤其是加大高新技術的開發(fā)與研究經費的支出。因為高新技術產業(yè)對產業(yè)結構調整和經濟發(fā)展方式轉變發(fā)揮著重要的作用，已成為當今世界綜合國力競爭的制高點。我省高新技術產業(yè)化水平低下，自主創(chuàng)新能力低。因此，我省必須加快高新技術產業(yè)發(fā)展，提高自主創(chuàng)新能力，以點帶面，通過高新技術產業(yè)發(fā)展帶動經濟發(fā)展，改造提升傳統(tǒng)產業(yè)，加快推進產業(yè)結構調整。

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