畢節地區產業結構與經濟增長關系實證分析

【摘要】運用協整和Granger因果檢驗等計量方法，分析畢節地區產業結構與經濟增長的因果關系。研究結果表明，產業結構調整和經濟增長之間存在單向的Granger因果關系，產業結構的調整促進經濟增長。

【關鍵詞】產業結構經濟增長格蘭杰因果檢驗ADF檢驗

一、引言

畢節地區位于貴州省西北部，是川、滇、黔三省接壤地區商貿、物流集散地和交通樞紐，改革開放三十多年來，畢節地區產業結構得到了一定的調整和優化，有效推動了經濟的發展，但目前畢節地區經濟發展存在不少問題，其中產業結構不合理是一個重要方面。隨著西部大開發的推進，新一輪產業轉移升級的不斷加快，如何搶抓重大機遇和迎接競爭挑戰，實現畢節地區的跨越式發展和推動區域經濟社會又快又好發展，研究畢節地區的產業結構與經濟增長關系具有重要意義。本文采用協整和Granger因果檢驗等計量分析方法，對畢節地區產業結構與經濟增長之間的關系進行實證研究，以確定畢節地區產業結構與經濟增長之間的因果導向，并根據畢節地區1978～2009年GDP、第一產業GDP、第二產業GDP和第三產業GDP的樣本觀測值作回歸分析，測算產業結構對經濟增長的貢獻。

二、理論綜述

20世紀60年代以后，許多經濟學家在經濟增長和產業結構的關系上進行了深入研究，也得出了不同結論。庫茲涅茨認為，在總量與結構變動的關系中，首要的問題是總量增長，通過總量的增長來帶動經濟結構包括產業結構的變化，因而結論是第一產業在總產值中的比重逐步降低，第二、三產業在總產值中的比重逐步增加，這個趨勢在各部門勞動力占總勞動力比重的變化中也同樣明確的反映出來。羅斯托認為，經濟增長本質上是一個部門變化的過程，它植根于現代技術所提供的生產函數的累積擴散之中。經濟增長并不是脫離產業結構而單獨發生的經濟過程，恰恰是產業結構不斷變化而使其功能不斷提高的作用結果。因此,庫茲涅茨著重強調的是伴隨著人均收入增長而出現的結構變化,而羅斯托著重強調的則是使人均收入持續提高所必須的結構變化,研究的出發點和角度不同也就得出了對實際經濟增長和產業結構變動關系的不同結論。

產業結構與經濟增長之間是相互依賴、相互制約的關系，產業結構的演進會促進經濟總量的增長，而經濟總量的增長也會促進產業結構的加速演進，這已經被許多國家經濟發展的實踐所證明。在現代經濟增長中，產業結構演進和經濟增長的相互作用越來越明顯，產業結構是經濟增長的基礎，經濟增長在一定程度上取決于產業結構的狀態。當三次產業比例關系協調時，經濟增長就有保證；當三次產業比例關系不協調時，則經濟增長就受到阻礙，經濟增長率就不能保證持續、平穩。經濟增長依賴于產業結構的轉換，經濟增長又必然導致產業結構的變動。

三、產業結構與經濟增長因果關系研究

（一）模型建立

為了確定產業結構與經濟增長的因果關系，即是產業結構調整引起經濟增長，還是經濟增長帶動了產業結構的變化，本文采用Granger因果關系檢驗法對二者進行因果檢驗。Granger（1988）指出：如果變量之間是協整的，那么至少存在一個方向上的Granger原因；在非協整情況下，任何原因的推斷將是無效的。因此，只有平穩序列之間或非平穩序列之間存在協整關系時，即回歸結果有效時，才能進行Granger因果檢驗。

Granger因果關系檢驗的基本原理是：在做Y對其他變量（包括Y的滯后值）的回歸時，如果包括X的滯后值在內能顯著改進對Y的預測，我們就說X是Y的Granger原因；類似可定義Y是X的Granger原因。如果這種因果關系不可逆，則認為X是Y的Granger原因或存在X到Y的單向因果關系，如果這種因果關系可逆，X和Y的滯后值都是顯著的，則存在雙向因果關系。

為檢驗X是否為Y的Granger原因，需要構造以下兩個回歸模型：

無條件限制模型：Yt=α+αΔβ+βΔX+μ（1）

有條件限制模型：Yt=α+αΔY+μ（2）

其中，μ為白噪聲序列，α、β為系數，n為樣本量，m，k分別為Yt，Xt變量的滯后階數，令（1）式的殘差平方和為ESSt；（2）式的殘差平方和為ESS0。

原假設為H0:βj=0，備擇假設為Ht:βj≠0(j=1,2......,k)。若原假設成立則：F=～F(m,n-k-m-1)，即F的統計量服從于第一自由度為m，第二自由度為n-(k+m+1)的F分布。若F檢驗值大于標準F的臨界值，則拒絕原假設，說明X的變化是Y變化的原因。

（二）數據選擇

對于產業結構調整，本文采用分析產業結構調整問題中常用的結構調整系數S，即第一產業占地區生產總值的比重；對于經濟增長，本文采用地區生產總值指數GDPI，以1978年的指數為1。樣本區間為1978～2009年，數據來自《貴州統計年鑒》和畢節地區2009年國民經濟和社會發展統計公報，并進行一些相關的必要數據處理。

（三）單位根檢驗

在進行Granger因果檢驗前，首先對原始數據進行單位根檢驗，以確定時間數列是否平穩。因為格蘭杰等人指出當使用非平穩序列進行回歸時，會造成偽回歸，并且沃森也證明了當變量存在單位根時，即非平穩時，傳統的統計量如t值、F值、DW值以及R2都會出現偏差。為了得到有效的檢驗統計量，本文首先采用ADF方法（增廣迪基—富勒方法）來檢驗時間序列的平穩性。采用Eviews3.1完成，結果見表1。

表1 S和GDPI的單位根檢驗

表1的計算結果表明：產業結構調整指標S和經濟增長指標GDPI的ADF檢驗值大于各自臨界值，由此可以判定，GDPI和S都存在單位根，即它們是非平穩的時間序列過程。

（四）協整性檢驗

格蘭杰因果檢驗的前提是非平穩序列的線性組合必須具備協整性，于是需要對GDPI和S之間的協整性作進一步的分析。Engle和Granger認為兩個或多個非平穩時間序列的線性組合可能是平穩的。時間序列變量之間協整關系的基本思想在于：如果兩個（或兩個以上）時間序列呈現出非平穩性，但它們的某種線性組合卻是穩定的，則這兩個變量之間便存在長期的穩定關系，即協整關系，當兩個不平穩的變量之間有協整關系，回歸結果還是有效的，同樣可以進行格蘭杰因果檢驗。

同樣用Eviews3.1做計算，為了分析產業結構調整指標S和經濟增長指標GDPI之間是否存在協整關系，以GDPI為被解釋變量，S為解釋變量，用OLS回歸方法估計回歸模型，結果見圖1。

圖1 GDPI對S的回歸結果

得到如下方程：

回歸殘差的序列估計值是

對殘差序列進行單位根檢驗，結果如下：

表2 殘差序列的單位根檢驗結果

由此可見，t檢驗統計量為-4.608453，小于1%、5%、10%相應的臨界值，從而拒絕H0，表明殘差序列不存在單位根，殘差序列Et是平穩的，說明GDPI和S之間存在長期穩定的協整關系。對協整向量進行標準化，可以得到GDPI和S的協整關系為：

GDPI=-0.85S+0.51

此模型表明，畢節地區第一產業結構變動與經濟增長變化是反向的，當第一產業的產值結構每變動1%，GDPI將反方向變動0.85%。

（五）Granger因果檢驗

由于經濟增長指標GDPI和產業結構變動指標S兩者之間存在協整關系，即兩者存在長期均衡關系，這時用GDPI和S兩個非平穩序列進行回歸時，并不會造成為回歸，回歸結果是有效的，因此可以對GDPI和S兩個序列進行因果關系檢驗。

利用上述Granger因果檢驗的基本原理，運用Eviews3.1計量經濟學軟件對GDPI和S之間的因果關系進行分析，相關計算結果見下表：

表3 Granger因果檢驗

根據格蘭杰的理論觀點，表3的計算結果表明，產業結構調整S會引起經濟增長指標GDPI的變化，而GDPI的變化不會導致S的變化，由此可見，畢節地區經濟增長與產業結構調整之間的作用方向應該是：產業結構調整促進了經濟增長，而非經濟增長促進了產業結構調整，這與大多數研究結果一致。從長期趨勢來看，畢節地區的產業結構調整具有明顯的增長效應，加速產業結構調整促進經濟增長在理論上和實踐中是可行的。

四、結論

1.產業結構調整和經濟增長之間存在單向的因果關系，即產業結構調整促進了經濟增長，而非經濟增長造成畢節地區產業結構調整。目前，在國家產業大轉移背景下，勞動、資本等資源從生產率較低的產業部門向生產力較高的產業部門轉移，可以顯著地帶來巨大的資源配置效益。

2.本文的實證研究表明，畢節地區的產業結構尚處于演進的初級階段。按照目前規劃，畢節地區產業結構是：以能源及新型煤磷化工為代表的第二產業為支柱，以特優農產品為代表的第一產業為支撐，以旅游業和物流業為代表的第三產業為方向，三次產業協調發展，共同促進畢節地區經濟增長。

3.畢節地區的城市定位是西部新型資源型城市，近期經濟增長主要依靠第二產業發揮巨大拉動作用，但資源是有限的。從長期發展來看，畢節地區必將面臨產業升級的問題，就是要促進資源型城市社會經濟與資源環境的良性循環。因此，畢節地區可以由現在的以能源及新型煤化工產業為主導的產業結構，逐漸轉向以高新技術產業、特優農業和現代服務業為主導的產業結構，進而促進區域經濟協調可持續發展。

參考文獻

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作者簡介：江玉（1986-），女，貴州省遵義市人，貴州大學2009級管理科學與工程專業碩士研究生，研究方向：管理理論及應用、房地產經濟。