內(nèi)蒙古第三產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長的動態(tài)關(guān)系研究

中央民族大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院 楊苡萱

內(nèi)蒙古第三產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長的動態(tài)關(guān)系研究

中央民族大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院 楊苡萱

隨著生產(chǎn)力的發(fā)展，第三產(chǎn)業(yè)或?qū)⒊蔀橐粋€地區(qū)經(jīng)濟增長的最大動力。本文基于1954年～2014年內(nèi)蒙古第三產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長的相關(guān)數(shù)據(jù)，探討了第三產(chǎn)業(yè)的貢獻率，研究發(fā)現(xiàn)近年來第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在國民經(jīng)濟中的比重持續(xù)擴大，呈現(xiàn)出逼近于1的極端態(tài)勢。在此基礎(chǔ)上，運用平穩(wěn)性檢驗、Granger因果檢驗、普通最小二乘估計(OLS)回歸模型、誤差修正模型等方法，對內(nèi)蒙古第三產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長之間的動態(tài)關(guān)系進行實證分析。研究表明，內(nèi)蒙古經(jīng)濟增長與第三產(chǎn)業(yè)具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，且第三產(chǎn)業(yè)是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因。最后，擬合地區(qū)生產(chǎn)總值和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的線性回歸模型，據(jù)此得到經(jīng)濟增長和第三產(chǎn)業(yè)的計量關(guān)系，為了消除誤差影響，應(yīng)用誤差修正模型(ECM)對回歸方程的偏離進行修正。

第三產(chǎn)業(yè) 經(jīng)濟增長 貢獻率 ADF檢驗 Ganger因果檢驗 OLS回歸 ECM

大量研究結(jié)果表明，第三產(chǎn)業(yè)在后工業(yè)時期與經(jīng)濟發(fā)展密切相關(guān)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)理論中，“配第—克拉克定理”指出，隨著經(jīng)濟的發(fā)展和人均國民收入水平的提高，第一產(chǎn)業(yè)增加值和勞動力的相對比重逐漸下降；第二產(chǎn)業(yè)增加值和勞動力的相對比重上升；經(jīng)濟擴大發(fā)展，第三產(chǎn)業(yè)增加值和勞動力的相對比重也開始上升，最終形成“三二一”發(fā)展格局。

內(nèi)蒙古位于我國北部邊疆，自然資源儲量豐富，有“東林西礦、南農(nóng)北牧”之稱，草原、森林和人均耕地面積均居全國第一，是我國最大的草原牧區(qū)。為準(zhǔn)確判斷內(nèi)蒙古第三產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長的動態(tài)關(guān)系，本文選取1954年～2014年內(nèi)蒙古第三產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長的相關(guān)數(shù)據(jù)，按照貢獻率、ADF檢驗、Ganger因果關(guān)系檢驗、普通最小二乘估計(OLS)回歸、誤差修正模型(ECM)進行實證研究，明晰內(nèi)蒙古61年間第三產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長的動態(tài)演變趨勢，分析其內(nèi)在原因，總結(jié)經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律，以期明晰現(xiàn)階段內(nèi)蒙古第三產(chǎn)業(yè)的戰(zhàn)略地位，合理指導(dǎo)生產(chǎn)實踐。

1 數(shù)據(jù)來源與處理

本文根據(jù)內(nèi)蒙古自治區(qū)統(tǒng)計局的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，以內(nèi)蒙古地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)作為經(jīng)濟增長的計量變量，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值作為第三產(chǎn)業(yè)的計量變量。參考《內(nèi)蒙古統(tǒng)計年鑒》，選取1954年～2014年相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)為樣本，以1954年為價格基期換算各年份的相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，以消除通貨膨脹的影響。另外，為消除異方差的影響，需對地區(qū)GDP和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值TGDP取自然對數(shù)，記為和

2 實證分析

2.1 貢獻率

為了明晰內(nèi)蒙古歷年來第三產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟中比重的演變趨勢，本文引入貢獻率方法。貢獻率可以清晰地反映第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對地區(qū)生產(chǎn)總值的“貢獻”，反映第三產(chǎn)業(yè)的相對重要性，其計算方法。因內(nèi)蒙古在改革開放之前的若干年份出現(xiàn)了GDP負增長情形，故為規(guī)避這不合理的貢獻率計算結(jié)果，本文引用《內(nèi)蒙古統(tǒng)計年鑒》(1990-2014)的相關(guān)數(shù)據(jù)，使用前述方法進行演算。

內(nèi)蒙古第三產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟中的比重呈現(xiàn)總體上升趨勢。比重第一次大幅增長出現(xiàn)在1990年～1991年，由最初的負貢獻到40%的貢獻率，之后20多年里，內(nèi)蒙古第三產(chǎn)業(yè)占國民經(jīng)濟中的比重逐漸穩(wěn)定于40%附近，2013年開始，內(nèi)蒙古第三產(chǎn)業(yè)的貢獻率再次激增，于2014年攀至目前最大比重92%，逼近于臨界值1，說明內(nèi)蒙古第三產(chǎn)業(yè)在近些年的發(fā)展取得了巨大突破，內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟發(fā)展動力正發(fā)生著悄然變動。

2.2 平穩(wěn)性(ADF)檢驗

為規(guī)避回歸模型出現(xiàn)偽回歸情形，在此需對模型各變量的時間序列進行平穩(wěn)性(ADF)檢驗。利用Eviews 6軟件，調(diào)用ADF檢驗工具。

Ln(GDP)序列和Ln(TGDP)序列的ADF檢驗統(tǒng)計值均大于1%、5%和10%顯著性水平下的臨界值，說明Ln(GDP)序列和Ln(TGDP)序列均為非平穩(wěn)性時間序列。Ln(GDP)序列和Ln(TGDP)序列進行一階差分，對差分序列進行ADF檢驗。ΔLn(GDP)序列和ΔLn(TGDP)序列的ADF檢驗統(tǒng)計值均小于1%、5%和10%顯著性水平下的臨界值，說明Ln(GDP)序列和Ln(TGDP)序列均為平穩(wěn)性時間序列。因此，Ln(GDP)序列和Ln(TGDP)序列均為一階單整序列，可對其進行協(xié)整檢驗以判斷兩組時間序列Ln(GDP)和Ln(TGDP)是否存在長期協(xié)整關(guān)系。

2.3 Ganger因果檢驗

在對時間序列Ln(GDP)和Ln(TGDP)進行普通最小二乘估計(OLS)之前，我們首先需要明確這兩組時間序列是否存在格蘭杰因果關(guān)系，但由于原序列為非平穩(wěn)性時間序列，而格蘭杰因果關(guān)系檢驗主要用于平穩(wěn)性時間序列，故對其一階差分進行Ganger因果檢驗。

在四種滯后階數(shù)的情況下，ΔLn(GDP)序列不是ΔLn(TGDP)序列的格蘭杰原因的概率均大于1%、5%和10%的顯著性水平，故“Ln(GDP)序列不是 ΔLn(TGDP)序列的格蘭杰原因”成立，表明GDP不是TGDP的格蘭杰原因。盡管在lags：2的情況下，ΔLn(TGDP)序列不是ΔLn(GDP)序列的格蘭杰原因的概率大于10%的顯著性水平，但在lags∶1、lags∶3、lags∶4的情況下，ΔLn(TGDP)序列不是ΔLn(GDP)序列的格蘭杰原因的概率小于5%的顯著性水平，故拒絕“ΔLn(TGDP)序列不是 ΔLn(GDP)序列的格蘭杰原因”，認為TGDP是GDP的格蘭杰原因。所以，普通最小二乘估計(OLS)回歸模型中因變量為Ln(GDP)，自變量為Ln(TGDP)。

2.4 普通最小二乘估計(OLS)回歸模型

由格蘭杰因果檢驗可知，TGDP是GDP的格蘭杰原因。那么，接下來我們就需要明晰兩者之間的計量關(guān)系。計量關(guān)系主要有兩種，要么線性相關(guān)，要么非線性相關(guān)。如何判斷兩者關(guān)系為何種情況，以構(gòu)建合理的模型？于是，本文使用了Ln(TGDP)和Ln(GDP)之間的散點圖。

從散點圖可以看出，Ln(TGDP)和Ln(GDP)之間存在著線性關(guān)系，遂建立線性回歸方程：

將相關(guān)數(shù)據(jù)代入回歸方程，利用Eviews 6軟件，可以得到線性回歸方程：

2.5 誤差修正模型(ECM)

前文得到了GDP與TGDP之間的長期穩(wěn)定計量關(guān)系，但由于隨機項的擾動影響，我們始終未能確定兩者之間的短期計量關(guān)系，因此下文討論內(nèi)蒙古GDP與TGDP的誤差修正模型，以估計它們之間的短期計量關(guān)系。在誤差修正模型中，本文首先需要定義新變量ecm，其數(shù)學(xué)表達式：

以ΔLn(GDP)為因變量，ΔLn(TGDP)和ecm為自變量，利用Eviews 6軟件進行OLS線性回歸，經(jīng)若干操作步驟可得表1。

表1 ΔLN(GDP)對ΔLN(TGDP)和ecm的OLS估計

由表1的輸出結(jié)果，可以得到誤差修正模型的線性回歸方程：

3 結(jié)語

本文首先探討了內(nèi)蒙古第三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻率，發(fā)現(xiàn)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占國民經(jīng)濟中的比重于1990年～1991年由最初的負貢獻激增至到40%，之后20多年逐漸穩(wěn)定于40%附近。2013年伊始，內(nèi)蒙古第三產(chǎn)業(yè)的貢獻率再次激增，于2014年攀至目前最大比重92%，逼近于臨界值1。研究表明內(nèi)蒙古第三產(chǎn)業(yè)在近些年的發(fā)展取得了巨大突破，內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)正發(fā)生巨大變動。在此基礎(chǔ)上，本文研究了內(nèi)蒙古地區(qū)生產(chǎn)總值GDP與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值TGDP的計量關(guān)系，運用平穩(wěn)性檢驗、Granger因果檢驗、普通最小二乘估計(OLS)回歸模型，對內(nèi)蒙古第三產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長之間動態(tài)關(guān)系進行實證分析。研究表明，內(nèi)蒙古經(jīng)濟增長與第三產(chǎn)業(yè)具有長期協(xié)整關(guān)系，第三產(chǎn)業(yè)是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，據(jù)此得到經(jīng)濟增長和第三產(chǎn)業(yè)的計量關(guān)系。為了消除隨機項對短期均衡的影響，文末應(yīng)用誤差修正模型(ECM)對GDP與TGDP在短期內(nèi)對長期均衡水平偏離的修正。

[1] 相里靜．內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析[D]．呼和浩特：內(nèi)蒙古財經(jīng)大學(xué)，2012．

[2] 蔣學(xué)海，汪婉盈．中國“里昂剔夫悖論”與“H-O”理論探析[J]．對外經(jīng)貿(mào)，2016(2)．

[3] 馮利英．內(nèi)蒙古產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟增長影響的實證分析[J]．內(nèi)蒙古師范大學(xué)學(xué)報(哲學(xué)社科版)，2007(2)．

[4] 李江帆．產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化與第三產(chǎn)業(yè)現(xiàn)代化[J]．中山大學(xué)學(xué)報(社科版)，2005(4)．

[5] 李江帆．中國第三產(chǎn)業(yè)的戰(zhàn)略地位與發(fā)展方向[J]．財貿(mào)經(jīng)濟，2004(1)．

F127

A

2096-0298(2016)08(a)-127-02

楊苡萱(1991-)，女，漢族，內(nèi)蒙古赤峰人，研究生，主要從事民族經(jīng)濟學(xué)方面的研究。