湖北省第二產業結構與經濟增長的實證分析

蘭海　曾思齊

摘 要：我國經歷了三十年的平穩快速發展，取得了巨大成就，己經從一個農業大國轉型成為一個傳統意義上的工業大國。但是我國經濟的增長仍然需要依靠粗放式的增長模式，產業結構的不合理和產業間的經濟資源未能得到合理有效的配置和流通；工業制造業走單純的粗放型、消耗型發展道路，帶來大量環境的污染；第二產業在國民經濟中所占比重最大，經濟發展仍主要依靠第二產業；本文通過Eviews6.0軟件建立了相關實證的模型對湖北省的產業結構與經濟的增長關系進行了分析，從而研究了湖北省的產業結構與經濟的增長之間的具體關系與特點，進一步掌握這兩個關系，為了更好地改善這兩個關系，促進湖北省經濟發展提供合理的建議。

關鍵字：產業結構；經濟增長；資源配置

一、數據及和指標說明

本文在本文中，使用取樣區間是1990-2012，數據來自《湖北省統計年鑒》（2013）。

本文使用湖北省GDP（Y）代表經濟增長每年，與第二產業產值結構是第二產業產值占國內生產總值的（X1）、第二產業就業結構的第二產業從業人員總數的比例（X2）代表了產業結構。使用1990作為基期GDP指數調整GDP目前GDP價格可比價格的辦法，為了使數據的趨勢線，消除可能的異方差性，各種變量的對數變換得到lnGDP，lnX1lnX2。

二、實證分析

湖北省的具體的產業結構和經濟增長之間的關系，經濟增長導致產業結構的變化，產業結構的調整，推動湖北經濟增長，和他們互相促進？它們之間的關系應如何確定？下面，從研究的角度的產業結構和經濟增長之間的關系。

1.模型選擇

基于上述問題和相關系數的特點，選擇了格蘭杰因果關系檢驗的計量經濟學理論模型來研究產業結構與經濟增長之間的關系在湖北省，一方面，可以避免偽相關的現象的出現，另一方面也可以具體確定它們之間存在單向因果關系的影響。

格蘭杰因果關系檢驗是一個著名的英國計量經濟學家1969年格蘭杰因果關系（格蘭杰）定義及其檢驗的基礎上開發。它基于向量自回歸（VAR）的系統定義、假設每個變量預測時間序列中包含的所有信息的這些變量。檢查評估兩個回歸方程如下：

Xt=■λiYt-i+■δiXt-i+μ2（1）

Yt=■αiXt-i+■βiXt-i+μ1t（2）

如果你接受零假設，它不是格蘭杰原因，否則說是的格蘭杰原因；如果你接受零假設不是格蘭杰原因，否則，稱為r是X，格蘭杰原因。偏回歸系數是零聯合檢測可以通過方差齊性檢驗，結構F統計如下：

F=■（3）

2.模型建立

（1）指標數據說明

1990年-2012年度數據，使用數據的基礎上，具體使用按可比價格計算得到總國內生產總值（gdp）反映了湖北省歷年的經濟形勢，與第二產業產值總國內生產總值（gdp）的比例（X1）、和第二產業專業人員占總人數的比例使用（X2）反映了產業結構的索引數據的歷史情況，具體數值，如下圖所示。由圖2.1可知，在湖北地區GDP增長自1990年以來，湖北省經濟發展的三個階段：第一階段地區GDP增長率迅速增長，從1990年的10.8%到1994年的28.29%。第二階段放緩經濟增長，GDP增長率從1995年的24.01%下降到1999年的3.70%。第三階段，一定程度上加快經濟增長，從2000年的9.79%增加到2011年的22.95%。

由圖1所示，從1990年以來湖北省第二產業結構發生了三次深刻變化，1990年-2012年湖北省第二產業結構變動呈現如下趨勢：第一階段：1990年-1992年第二產業份額呈增加趨勢，但增加速度較快，其增長率由1990年的4.31%上升為1992年的23.55%。第二階段：1993年-2002年第二產業份額增加的極為緩慢，其增長率由1993年的20.91%減少到2002年的8.61%。第三階段：2003年-2011年第二產業份額增速再次加快，其增長率由2003年的14.39%增加到2011年的26.38%。

由圖2所示，可以看出從1990年以來湖北省第二產業就業結構發生了四次深刻變化，具體表現為：

第一階段：1990年-1991年第二產業從業人數比例減少，原因是由于這兩年正值全國經濟體制改革，湖北省許多企業工廠面臨改革兼并、重組，使得部分從業人員辭退或下崗。

第二階段：1992年-1996年第二產業從業人數比例增加，原因是由于經過前三年的經濟體制改革的持續努力，經濟秩序有比較明顯的改善，整個國民經濟已經恢復到正常的增長速度，治理整頓的主要任務已經基本完成，湖北省大部分企業、工廠開始逐步復興，同時提高了相關的從業人數。

第三階段：1997年-2002年第二產業從業人數比例再次減少（特別是1998年第二產業從業人數比例減少到最低點）原因是亞洲金融危機迫使國內很多企業、工廠關門倒閉，同時使得大量的第二產業從業人員下崗。

第四階段：2003年-2012年第二產業從業人數比例再次增加（2008年特殊點除外）這是因為我國經濟已經結束了1997年亞洲金融危機爆發以來的調整恢復期，正在進入一個新的快速增長期，伴隨中央一系列擴大內需的方針以及相關政策的支持，大量的企業、工廠迅速的恢復活力，同時提升了相關從業人員的比例。

（2）數據平穩性檢驗

自然對數轉換為數據不改變原始變量之間的因果關系，并能使其線性化趨勢，消除時間序列中存在的異方差性現象，分別與GDP、第二產業產值比例，第一secundiparity從業人員的比例自然對數轉換，“誘使”GDP被記錄為，lnX1，lnX2和數據進行進一步分析。

格蘭杰因果關系檢驗之前，最好先分析數據的穩定性，提高因果關系測試的影響。這里的ADF檢驗，包括ADF檢驗模型的形式：endprint

ΔYt=α0+γT+βYt-1+ξ2ΔYt-2+......+ξpYt-p+εt（4）

原假設和備擇假設，接受意味著序列有一個單位根，這是光滑的。其中，白噪音，檢查年級運營商，常數項，T因素的趨勢。

lnGDP和lnX1lnX2，ADF測試，測試結果如表1。

根據表1，lnGDP自然對數變換產生的時間序列變量的原水平時光滑，但經過一階差分平穩序列，顯示變量的一階單整序列；自然對數轉換后lnX1和lnX2一階差分后的時間序列變量是光滑，這個變量是一個一階單整序列。這是為了說明這三個時間序列都是一階。我們知道，經過一階差分DlnGDP，DlnX1DlnX2數據可以代表經濟增長的變化和產業結構的變化。因此，可以三個時間序列協整關系的差異測試研究了湖北省產業結構與經濟增長之間的關系。不是直接與非平穩時間序列數據的回歸分析是無效的，如果有一個變量之間的協整關系，是對他們回歸的結果仍然是有效的，所以使用Engte——兩步法格蘭杰測試它們之間是否存在協整關系。

運用EViews6.0，計算得到如下方程式：

DlnGDP=9.809809DlnX1+3.762385DlnX2-39.73102（5）

R2=0.755564

調整后的R2=0.731120

設模型的殘差序列為，對做ADF檢驗。結果表明殘差序列在5%的顯著性水平上是平穩的。即時間序列DlnGDP與DlnX1、DlnX2之間存在長期的均衡關系，由表2所示。

模型估計結果由方程（2）可知，在假定其他變量不變的情況下，湖北省第二產業的結構變動與經濟增長變動是同方向的，即當第二產業產值結構變動1%時，實際經濟產出將增加9.809890%；同理，當第二產業就業結構變動1%時，實際經濟產出將增加3.762385%，這也符合配第一克拉克定律。

三、格蘭杰因果檢驗

向量之間的協整關系，可以顯示他們之間長期穩定的比例關系。但他們是否構成因果關系，需要通過格蘭杰因果關系檢驗來確定的。

根據格蘭杰因果檢驗的原理，使用Eviews6.0，產業結構的變化和湖北省經濟增長進行了分析，以及格蘭杰因果關系分析的結果如表4.1所示。

由表4.1的檢驗結果可知：在5%的顯著性水平上，第二產業產值結構與湖北省經濟增長成雙向因果關系，即相互影響。同時，第二產業就業結構與湖北省經濟增長也成雙向因果關系，即相互影響。

四、誤差修正模型

協整關系只反映變量之間的長期均衡關系。以彌補缺乏長期的靜態模型，可以通過誤差修正模型反映了長期均衡對短期波動的影響“糾錯機制。該模型反映了被解釋變量短期波動短期波動可以解釋變量和兩個變量的長期均衡偏離兩部分解釋。

LnGDP lnX1，lnX2誤差修正模型為基礎，后逐漸消除不重要的變量：

ΔlnGDP=-0.419812ΔlnX1+1.307348ΔlnX2+0.153678-0.004095C （6）

R2=0.468207

調整后的R2=0.379575

由公式（5.1）可知ECM（-1）系數為-0.004095近似等于0，同時ECM（-1）的概率值很大，故不顯著，所以從模型上看不存在修正機制。說明湖北省生產總值對湖北省第二產業產值結構以及第二產業就業結構的短期波動沒有影響。

五、結論

由以上的實證分析結果可以得到以下幾點結論：

1.湖北省第二產業結構變動與經濟增長之間存在協整關系。

2.第二產業結構的變動是經濟總量變動的原因。這是因為經濟總量的增長率等于以各部門產出在總產出中所占比重為權數的部門產出增長率的加權和。

3.實際經濟增長是湖北省產業結構變動的原因。

“經濟結構轉型的成功將推動湖北省的發展，實現更好更快的經濟發展的目標，我們必須遵循的一般規則改變產業結構和經濟發展，從戰略高度制定產業結構調整政策指導和合理分配資源，并不斷優化產業結構，促進產業結構的深化的發展，最終促進經濟的持續健康快速發展。

參考文獻：

[1]徐寶英，安徽省產業結構與經濟增長的相關性研究[J].安徽工業大學學報，2006，（24）.

[2]Ang B W， Huang H C， Mu A R. Properties and linkages of some index decomposition analysis methods. Energy Policy， 2009， 37（11）： 4624-4632.

[3]張平，董險峰.產業結構變動與經濟增長關系的實證研究——以四川省為例，[J].商界論壇，2011.

[4]李文東.基于生態視角的四川省產業結構優化研究[J].西南民族大學學報，2009（5）.

[5]高鐵梅.計量經濟分析方法與建模[M].北京：清華大學出版社，2007.endprint

ΔYt=α0+γT+βYt-1+ξ2ΔYt-2+......+ξpYt-p+εt（4）

原假設和備擇假設，接受意味著序列有一個單位根，這是光滑的。其中，白噪音，檢查年級運營商，常數項，T因素的趨勢。

lnGDP和lnX1lnX2，ADF測試，測試結果如表1。

根據表1，lnGDP自然對數變換產生的時間序列變量的原水平時光滑，但經過一階差分平穩序列，顯示變量的一階單整序列；自然對數轉換后lnX1和lnX2一階差分后的時間序列變量是光滑，這個變量是一個一階單整序列。這是為了說明這三個時間序列都是一階。我們知道，經過一階差分DlnGDP，DlnX1DlnX2數據可以代表經濟增長的變化和產業結構的變化。因此，可以三個時間序列協整關系的差異測試研究了湖北省產業結構與經濟增長之間的關系。不是直接與非平穩時間序列數據的回歸分析是無效的，如果有一個變量之間的協整關系，是對他們回歸的結果仍然是有效的，所以使用Engte——兩步法格蘭杰測試它們之間是否存在協整關系。

運用EViews6.0，計算得到如下方程式：

DlnGDP=9.809809DlnX1+3.762385DlnX2-39.73102（5）

R2=0.755564

調整后的R2=0.731120

設模型的殘差序列為，對做ADF檢驗。結果表明殘差序列在5%的顯著性水平上是平穩的。即時間序列DlnGDP與DlnX1、DlnX2之間存在長期的均衡關系，由表2所示。

模型估計結果由方程（2）可知，在假定其他變量不變的情況下，湖北省第二產業的結構變動與經濟增長變動是同方向的，即當第二產業產值結構變動1%時，實際經濟產出將增加9.809890%；同理，當第二產業就業結構變動1%時，實際經濟產出將增加3.762385%，這也符合配第一克拉克定律。

三、格蘭杰因果檢驗

向量之間的協整關系，可以顯示他們之間長期穩定的比例關系。但他們是否構成因果關系，需要通過格蘭杰因果關系檢驗來確定的。

根據格蘭杰因果檢驗的原理，使用Eviews6.0，產業結構的變化和湖北省經濟增長進行了分析，以及格蘭杰因果關系分析的結果如表4.1所示。

由表4.1的檢驗結果可知：在5%的顯著性水平上，第二產業產值結構與湖北省經濟增長成雙向因果關系，即相互影響。同時，第二產業就業結構與湖北省經濟增長也成雙向因果關系，即相互影響。

四、誤差修正模型

協整關系只反映變量之間的長期均衡關系。以彌補缺乏長期的靜態模型，可以通過誤差修正模型反映了長期均衡對短期波動的影響“糾錯機制。該模型反映了被解釋變量短期波動短期波動可以解釋變量和兩個變量的長期均衡偏離兩部分解釋。

LnGDP lnX1，lnX2誤差修正模型為基礎，后逐漸消除不重要的變量：

ΔlnGDP=-0.419812ΔlnX1+1.307348ΔlnX2+0.153678-0.004095C （6）

R2=0.468207

調整后的R2=0.379575

由公式（5.1）可知ECM（-1）系數為-0.004095近似等于0，同時ECM（-1）的概率值很大，故不顯著，所以從模型上看不存在修正機制。說明湖北省生產總值對湖北省第二產業產值結構以及第二產業就業結構的短期波動沒有影響。

五、結論

由以上的實證分析結果可以得到以下幾點結論：

1.湖北省第二產業結構變動與經濟增長之間存在協整關系。

2.第二產業結構的變動是經濟總量變動的原因。這是因為經濟總量的增長率等于以各部門產出在總產出中所占比重為權數的部門產出增長率的加權和。

3.實際經濟增長是湖北省產業結構變動的原因。

“經濟結構轉型的成功將推動湖北省的發展，實現更好更快的經濟發展的目標，我們必須遵循的一般規則改變產業結構和經濟發展，從戰略高度制定產業結構調整政策指導和合理分配資源，并不斷優化產業結構，促進產業結構的深化的發展，最終促進經濟的持續健康快速發展。

參考文獻：

[1]徐寶英，安徽省產業結構與經濟增長的相關性研究[J].安徽工業大學學報，2006，（24）.

[2]Ang B W， Huang H C， Mu A R. Properties and linkages of some index decomposition analysis methods. Energy Policy， 2009， 37（11）： 4624-4632.

[3]張平，董險峰.產業結構變動與經濟增長關系的實證研究——以四川省為例，[J].商界論壇，2011.

[4]李文東.基于生態視角的四川省產業結構優化研究[J].西南民族大學學報，2009（5）.

[5]高鐵梅.計量經濟分析方法與建模[M].北京：清華大學出版社，2007.endprint

ΔYt=α0+γT+βYt-1+ξ2ΔYt-2+......+ξpYt-p+εt（4）

原假設和備擇假設，接受意味著序列有一個單位根，這是光滑的。其中，白噪音，檢查年級運營商，常數項，T因素的趨勢。

lnGDP和lnX1lnX2，ADF測試，測試結果如表1。

根據表1，lnGDP自然對數變換產生的時間序列變量的原水平時光滑，但經過一階差分平穩序列，顯示變量的一階單整序列；自然對數轉換后lnX1和lnX2一階差分后的時間序列變量是光滑，這個變量是一個一階單整序列。這是為了說明這三個時間序列都是一階。我們知道，經過一階差分DlnGDP，DlnX1DlnX2數據可以代表經濟增長的變化和產業結構的變化。因此，可以三個時間序列協整關系的差異測試研究了湖北省產業結構與經濟增長之間的關系。不是直接與非平穩時間序列數據的回歸分析是無效的，如果有一個變量之間的協整關系，是對他們回歸的結果仍然是有效的，所以使用Engte——兩步法格蘭杰測試它們之間是否存在協整關系。

運用EViews6.0，計算得到如下方程式：

DlnGDP=9.809809DlnX1+3.762385DlnX2-39.73102（5）

R2=0.755564

調整后的R2=0.731120

設模型的殘差序列為，對做ADF檢驗。結果表明殘差序列在5%的顯著性水平上是平穩的。即時間序列DlnGDP與DlnX1、DlnX2之間存在長期的均衡關系，由表2所示。

模型估計結果由方程（2）可知，在假定其他變量不變的情況下，湖北省第二產業的結構變動與經濟增長變動是同方向的，即當第二產業產值結構變動1%時，實際經濟產出將增加9.809890%；同理，當第二產業就業結構變動1%時，實際經濟產出將增加3.762385%，這也符合配第一克拉克定律。

三、格蘭杰因果檢驗

向量之間的協整關系，可以顯示他們之間長期穩定的比例關系。但他們是否構成因果關系，需要通過格蘭杰因果關系檢驗來確定的。

根據格蘭杰因果檢驗的原理，使用Eviews6.0，產業結構的變化和湖北省經濟增長進行了分析，以及格蘭杰因果關系分析的結果如表4.1所示。

由表4.1的檢驗結果可知：在5%的顯著性水平上，第二產業產值結構與湖北省經濟增長成雙向因果關系，即相互影響。同時，第二產業就業結構與湖北省經濟增長也成雙向因果關系，即相互影響。

四、誤差修正模型

協整關系只反映變量之間的長期均衡關系。以彌補缺乏長期的靜態模型，可以通過誤差修正模型反映了長期均衡對短期波動的影響“糾錯機制。該模型反映了被解釋變量短期波動短期波動可以解釋變量和兩個變量的長期均衡偏離兩部分解釋。

LnGDP lnX1，lnX2誤差修正模型為基礎，后逐漸消除不重要的變量：

ΔlnGDP=-0.419812ΔlnX1+1.307348ΔlnX2+0.153678-0.004095C （6）

R2=0.468207

調整后的R2=0.379575

由公式（5.1）可知ECM（-1）系數為-0.004095近似等于0，同時ECM（-1）的概率值很大，故不顯著，所以從模型上看不存在修正機制。說明湖北省生產總值對湖北省第二產業產值結構以及第二產業就業結構的短期波動沒有影響。

五、結論

由以上的實證分析結果可以得到以下幾點結論：

1.湖北省第二產業結構變動與經濟增長之間存在協整關系。

2.第二產業結構的變動是經濟總量變動的原因。這是因為經濟總量的增長率等于以各部門產出在總產出中所占比重為權數的部門產出增長率的加權和。

3.實際經濟增長是湖北省產業結構變動的原因。

“經濟結構轉型的成功將推動湖北省的發展，實現更好更快的經濟發展的目標，我們必須遵循的一般規則改變產業結構和經濟發展，從戰略高度制定產業結構調整政策指導和合理分配資源，并不斷優化產業結構，促進產業結構的深化的發展，最終促進經濟的持續健康快速發展。

參考文獻：

[1]徐寶英，安徽省產業結構與經濟增長的相關性研究[J].安徽工業大學學報，2006，（24）.

[2]Ang B W， Huang H C， Mu A R. Properties and linkages of some index decomposition analysis methods. Energy Policy， 2009， 37（11）： 4624-4632.

[3]張平，董險峰.產業結構變動與經濟增長關系的實證研究——以四川省為例，[J].商界論壇，2011.

[4]李文東.基于生態視角的四川省產業結構優化研究[J].西南民族大學學報，2009（5）.

[5]高鐵梅.計量經濟分析方法與建模[M].北京：清華大學出版社，2007.endprint