基于協整的產業結構與經濟增長的計量分析

井亞東 丁詠梅 梁俊雯

摘要：近三十年來，伴隨經濟的高速增長，中國的產業結構也一直在演化之中。運用計量方法，對1986年以來中國產業結構與經濟增長之間能否構成格蘭杰因果關系和是否存在長期均衡進行了探究，建立協整模型來厘清量化關系。結論表明，產業結構是經濟增長的格蘭杰原因，反之卻不然。從均衡關系來看，長期均衡存在于二者之間，這一結論為經濟增長中的產業結構調整提供一定的參考。

關鍵詞：產業結構；經濟增長；協整分析；格蘭杰檢驗

一、前言

我國經濟在近幾十年里一直保持著穩健的發展，與此同時，三大產業結構一直在調整和升級之中。工業化進程的推進，帶來三次產業供求與增長發生著改變，產業結構勢必需要做出不斷的調整，以適應其發展的步伐。

產業結構本身的變化總是與經濟發展相伴而生，二者的相依量化關系一直深受國內外相關領域學者、專家的關注。在不同的研究尺度上，部分研究者選擇全國數據信息進行計量分析。干春暉，鄭若谷等人立足于產業結構的合理化與高級化，對二者構建模型，并指出，現階段對經濟增長起作用的主要還是它的合理化，而不是產業結構的高級化。崔玉泉，王儒智，孫建安等人選取了山東省產業結構的相關數據，利用灰色關聯的方法，得出了經濟增長離不開產業結構變動。也有不少學者通過對發達國家產業結構變遷的深入探究，為我國的產業結構升級尋找借鑒。呂明元，尤萌萌選從韓國的產業結構的合理化與高級化兩個方面，對上世紀70年代之后該國產業結構的變遷進行了研究，認為，在發展初期，產業合理化對發展的刺激更是顯著。但末期時，其主導角色變成了高級化。而關雪凌，丁振輝等人對日本產業結構進行了探討，提出日本經濟更依賴于其國內產業結構高級化。張輝，丁匡達等人則構建了VEC模型來分析美國產業結構與經濟增長的關系，發現了對美國經濟促進最大的是第三次產業。在產業結構的內部影響因素研究方面，Fei H，Shangmei Z.則從網絡的角度分析了中美兩國產業結構中，層級結結構與經濟增長的關系，最終發現，中等程度的層級結構更有利于經濟的發展。Yao C.Z.，Ji-Nan L_等人就利用格蘭杰檢驗用于對工業電力消耗的研究中。也有不少研究將其用于探索產業結構與經濟增長的聯系中，并得出了相應結論。

以上文獻大多從產業結構內部結構特征方面展開分析，而忽視了影響產業結構變化的外部經濟因素?；诖?，我們試圖利用計量經濟方法來探析產業結構調整中與經濟發展的關聯機制，采用格蘭杰因果關系檢驗近三十年（1986-2015年）產業結構和經濟增長之間以及三次產業與經濟總量之間是否存在相互的影響，進一步地對相關變量構建協整模型，并對殘差進行正態性檢驗，對未來的變化作出預測，給出計量角度下的經濟解釋，對我國產業結構和經濟未來演進走向給予判斷。

二、我國產業結構演進及現狀

由表1知，我國產業結構的變化過程基本上符合庫茲涅茨對于經濟增長帶來的產業結構變化規律。即第一次產業在總產值中的比重逐漸降低，而二三次產業的占比穩步上升。1978年之前，受經濟環境的拘束，產業結構在一段時間內呈現出了不規律的搖擺。但在改革開放之后，在以經濟建設為中心作為政治導向的環境下，二三次產業占比增加，產業結構的發展逐步穩定。

從圖1中，不難發現，改革開放后，第一次產業的增長率逐步下降，第二次產業是在有了增長率持續攀升的過程后，也逐漸有下降的趨勢。而第三產業的增長率則在逐步上升，甚至在2015年，其增長率超過了第二次產業。這符合劉偉，蔡志洲等人關于工業化后期，第三產業的增長率將領先于其他產業，且比重不斷增加的闡述。可見，我國產業結構的變化是穩健而科學，且已進入新的階段。近三十年以來，第一次產業的產值比例減少了很多，由1985年的近三分之一下降到2015年的不足十分之一（見圖2）。而二三次產業的產值占比明顯加大。特別是近十五年，第三次產業的占比提高明顯。近三十年以來，我國產業結構的變化的大致走向呈現出穩步優化的態勢。從三次產業產值的增長率也可以看出，我國的經濟也在出穩定快速的增長。而二三產業在產業結構中越來越重要，也說明我國工業化進程取得了很大的成就。

三、數據的選取和預處理

本文選取了1986年到2015年共30年的相關經濟數值。數據均依據2016年《中國統計年鑒》上的相關數據進行計算。其中，表示產業結構的指標是三次產業的從業人數占就業總人數的比例。三次產業的從業人數比分別用L1，L2，L3表示。量化經濟增長的指標是國內生產總值指數GDPI。以90年為基期的實際國內生產總值來表示經濟總量，實際生產總值用GDP表示。經濟總量的分布則用三次產業的實際生產總值則分別用X1，X2，X3表示。

由上表可知，序列lnGDPI，lnL1，lnL3均為一階單整，而lnL2為二階單整變量。即lnGDPI與lnL1，lnL3是單整階數相同的非平穩序列。所以第一次產業，第三產業的從業人數占總就業人數的比例與經濟增長之間可能構成格蘭杰因果關系，而第二次的相關比例與經濟增長之間不構成具有格蘭杰因果關系的基本條件。類似可對lnGDP做相同分析，篇幅有限，這里就不列表贅述了。四、產業結構影響因素的格蘭杰因果關系檢驗

當先導一滯后關系存在于兩個經濟變量之間時，探索它們之間的關系是否為雙向關系就顯得十分有必要。格蘭杰提出了一個簡單的，包含兩個變量的向量自回歸模型檢驗方法，來檢驗這種可能存在的雙向關系。具體來說，設P，Q分別為兩個時間序列，如果在對O的未來變化進行預測時，用包含兩個兩個變量的模型，優于只包含Q本身過去記錄的模型。則說明P對Q的變化有預測作用，如果這種作用在統計意義上顯著，則說P為O的格蘭杰原因。建立以下回歸模型：

出于對變量平穩性的考慮，在檢驗之前要檢驗變量的單位根。單位根不存在時，考慮用ADF檢驗，判定有關變量的單整階數是否一致。結果如表3所示：

根據表3中的計算結果可知，在統計學意義上，即lnL1的波動對lnGDPI的影響不顯著，lnGDPI的波動對lnL1的影響也不顯著。lnL1與lnGDPI之間不構成格蘭杰因果。lnGDPI的波動對lnL3的影響雖不顯著。但lnL3波動變化對lnGDPI的影響是顯著的。即lnL3是lnGDP1的單向格蘭杰原因。由此可知，現階段對產業結構調節時，其于經濟增長確實有明確的影響，特別是第三次產業的調整。但經濟增長在現階段并沒有反向作用，并不能推進產業結構的演進。從而說明，在我國，確實可以對產業結構調節來推動經濟發展。

五、協整分析和誤差修正模型

根據相關的經濟理論，若在經濟系統下，對于某些經濟變量，沒有打破某種均衡的內在體系，我們就可以認為長期均衡這些變量中是有的。在這樣的關系下，即使在某些情況下，變量之間的關系會受到干擾，與預期的均衡點出現偏差，在下一個時期可以對這種偏差進行修正，使這些變量重新回到均衡狀態。具體來講，若在某一個時期，實際得到的被解釋變量的值小于其均衡值。只要長期均衡在被解釋變量與解釋變量之間存在，在下一個時期，其均衡值會有大于實際值的趨勢。反之，均衡值則會在下一時期有小于實際值的趨勢。換句話說，在長期均衡關系下，模型出現的偏差都是臨時性的。均衡檢驗模型如式（3）。

其中，T表示樣本容量。在顯著性水平設為a=0.05的條件下，結果如表4。

根據表5，在給定的顯著性水平下。ADF檢驗的臨界值為-4.482，大于實際值-5.907。說明殘差序列平穩，也就是關系存在。本文中，我們借助以大衛森，亨格瑞等于1978年提出的DHSY模型為主要形式的誤差修正模型（Error Correction Model，ECM），即為：

由圖3，由直方圖可以看出，殘差序列不再具有自相關性，誤差修正模型擬合良好，模型可行。據模型（5），前的系數小于0，表明在短期內通過誤差修正項對△lnGDPI起負向作用，說明lnGDPI偏離了長期均衡，偏離為正。為了保持長期均衡關系，會負向作用。也即在短期時間里，我國經濟增速過快。下一階段經濟增速會合理的趨于平緩。

同樣，對GDP與其三次產業分布之間構建的協整回歸進行誤差修正。在協整分析的基礎上構建的ECM模型為

式（6）中，ECM1，前的系數大于0，則在短期內通過誤差修正項對△lnGDP的作用為正，即lnGDP偏離了長期均衡，偏離為負。同樣，為了達到長期均衡關系，ECM1會向正向作用，拉回lnGDP，回到長期均衡。從經濟學的角度上來講，可以看出在短期內，三次產業對GDP的拉動小于長期均衡值，下一階段三次產業對于GDP的拉動會更大。

六、結語

在將我國產業結構演進做了基本剖析后，能夠看出，隨著經濟的不斷增長，產業結構的模式的級別也越來越高。產業結構和經濟增長這二者有著格蘭杰因果關系。但二者的這種關系，是單向的。但反之不然。這說明在我國，有針對性的對產業結構作出調整，確實可以推動經濟增長。另外，第一二次產業構成成為總量變化原因的條件。經濟總量也構成第二次產業變動的原因。這說明在我國，一二次產業的發展對經濟總量有拉動效應，而經濟總量的擴大也對第二次產業的發展有促進。經濟總量與三次產業之間，存在著長期均衡。從經濟構成上來看，三次產業對GDP都有明顯的拉動作用。這種拉動作用也會在接下來加大，政策制定應基于此，使三次產業與經濟總量之間的長期均衡得以保持。