相對貧困地區第三產業對經濟增長的影響

趙陽 張藍瀾 楊媛

[提要] 隨著中國產業結構的調整，第三產業占GDP比重不斷上升，第三產業逐步替代第一、二產業成為主導產業拉動經濟增長。利用單位根檢驗、協整檢驗、面板回歸模型等方法，研究2000～2018年湖南省湘西州各縣市第三產業與經濟發展的關系。結果表明：第三產業與GDP之間呈顯著的正相關，第三產業每增加1%，GDP增加0.803%，第三產業對于經濟發展具有重大促進作用。

關鍵詞：第三產業;經濟發展;面板回歸模型

基金項目：湖南省自然科學基金面上項目（項目編號：2020JJ4503）;湖南省研究生科研創新項目（項目編號：CX20190878）

中圖分類號：F12 文獻標識碼：A

收錄日期：2020年6月10日

一、引言

改革開放40多年以來，中國經濟迅猛發展，已于2010年躍居成為世界第二大經濟體。在經濟高速度發展的同時，產業結構也在加速升級，第三產業逐步替代其他兩大產業成為主導產業拉動經濟增長。2018年，中國國內生產總值為90.03萬億元，第三產業所占比重為57.9%，比2000年的36.2%增加了21.7%。根據配第—克拉克定理，在經濟快速發展的背景下，人均收入的水平不斷提高與生產結構方式的變化，使得各地區的人力和物力資源不斷地從第一產業轉向第二產業，再逐步由第二產業轉向第三產業，同時，在第三產業內部也會以滿足生活消費轉向以物質生活服務為主。隨著第三產業的高速發展，其在國民經濟中的地位日益提升，所占GDP比重不斷上升。那么，第三產業是否必然促進經濟增長，如果是，有多大程度的促進作用？本文以相對貧困地區的湘西自治州為對象，利用單位根檢驗、協整檢驗、面板回歸模型等方法，研究2000～2018年湘西州各縣市第三產業對經濟發展的促進效應，以期為該地區優化產業結構提供理論依據。

關于第三產業與經濟發展關系的研究，國內最早可以追溯到20世紀80年代，主要是探討第三產業的定義、與經濟發展的關系及實際應用。在明確第三產業的相關定義后，學者將研究重點放在分析國外第三產業對各自國家經濟的影響，希望借鑒國外的數據與情況探討中國模式;隨著中國經濟的發展，三大產業的內涵與量級有所擴展，研究的視角逐漸匯集到中國，特別是經濟較為發達的地區;研究的重點主要集中在以下兩個方面：一是側重于以第三產業中某一具體行業探討對于經濟發展的影響，如旅游產業與區域經濟之間的協調發展狀況、各地區金融業的發展對于實體經濟增長是否存在促進作用、房地產業在不同經濟體量的地區對于經濟增長的影響;二是以全國或省級層面探討第三產業對于經濟發展的影響，利用時間序列數據或者面板數據，構建相關模型，探討在中國工業化進程中，第三產業在保持較快發展的同時，對于全國或地區的經濟增長貢獻，以提供相關政策支撐。但理論界對于市級層次特別是對于貧困地區的第三產業與經濟發展之間的關系研究還很欠缺。

二、數據來源及模型構建

（一）數據來源。為了更好地反映出當地的經濟發展情況，使用人均生產總值（PerGDP）指標表示地區經濟增長。本文使用2000～2018年湘西州各縣市面板數據，主要涵蓋地區人均生產總值（PerGDP）和地區第三產業（TI）。數據來源于2001～2019年《湖南省統計年鑒》以及湘西州統計年報。

（二）模型構建。以地區生產總值為因變量，第三產業為自變量，構建面板數據模型：

LnPerGDPit=？茁0+？茁1LnTIit+？著it

其中，i=1，…，8;t=2001，…，2019

式中：PerGDPit、TIit分別表示湘西州2000～2018年8個縣市（吉首市、鳳凰縣、古丈縣、花垣縣、保靖縣、龍山縣、永順縣和瀘溪縣）的各地區人均生產總值和第三產業產值。為了計算的方便性以及預先克服面板數據可能存在的異方差等現象，對各變量進行對數化處理，為LnPerGDPit與LnTIit。

（三）描述性分析。為了更好地了解時間段內研究對象的數據特征，對所有變量進行描述性統計分析，探討自變量與因變量的數據分布特點，并為后續回歸分析提供基礎。具體結果見表1。（表1）

由表1可知，2000～2018年湘西州各縣市的人均GDP最大值為47，486元，最小值1，817元，說明樣本區間的差異較大，地區之間的經濟水平呈現不均衡狀態;第三產業最大值為112.0572億元，遠高于平均水平17.5503億元，最小值9，795萬元，遠低于平均水平，說明變量的樣本區間差異較大且呈分散狀態。

三、實證分析

（一）單位根檢驗。由于經濟系統慣性的作用，經濟中具有時間趨勢的序列往往存在著前后依存的關系，這種前后的依存關系是時間預測的基礎。對于面板數據而言，在進行具體的模型估計之前，首先需要對原始數據進行單位根檢驗，以判斷數據的平穩性。如果非平穩，可能會導致自回歸系數的估計值向左偏向于0，使得傳統的T檢驗失效從而導致實證結果出現假相關關系或回歸關系，得出錯誤的結論。根據備擇假設的不同，現有常見的面板單位檢驗可分為：同根檢驗和異根檢驗方法，本文參考相關文獻，采用常見的四種單位根檢驗檢驗方法為LLC、IPS、Frisher-ADF和Frisher-PP，結果如表2所示。（表2）

由表2可知，LnPerGDP與LnTI的各變量單位根檢驗結果并不顯著。由Levin、Lin & Chu（LLC）的檢驗可知，自變量和因變量結果均顯著;PP檢驗結果顯示，LnPerGDP未通過檢驗，LnTI通過檢驗;但從IPS和ADF檢驗看出，LnPerGDP和LnTI均未通過檢驗，拒絕原假設，認為LnGDP和LnTI存在單位根過程。綜上所述，結合四種檢驗結果，認為LnPerGDP與LnTI變量是非平穩序列。因此，還需對變量做一階差分，進一步檢驗數據的平穩性，結果如表3所示。（表3）

表3結果顯示，LnPerGDP與LnTI經過一階差分之后，在1%的顯著性水平下，均通過四種檢驗，不拒絕原假設，數據變為平穩序列，表明各變量為一階單整。

（二）協整檢驗。協整的主要思想是將存在一階單整的變量放在一起分析，通過這些變量進行線性組合，從而消除它們的隨機趨勢，得到長期聯動趨勢。協整檢驗的主要目的是為了防止偽回歸現象的出現，面板檢驗協整關系的主要方法有Kao檢驗、Westerlund（2005）VR-P統計量檢驗、Pedroni檢驗和Fisher檢驗等。本文主要采用常見的Kao檢驗和Pedroni檢驗，見表4。（表4）

Kao和Pedroni面板協整檢驗結果表明，在1%的顯著性水平下，均拒絕原假設，即變量Per GDP與第三產業之間存在長期協整關系。

（三）回歸方程估計。由于變量之間存在長期協整關系，為進一步探討各變量之間的關系，對其進行回歸檢驗和估計。回歸結果如表5所示。（表5）

由表5可知，通過比較三種估計模型結果，模型（1）和模型（2）的Adj-R2值遠大于模模型（3）的結果。所以從調整后R2值判定，固定效應模型與隨機效應模型優于混合效應模型;同時，從AIC（赤池信息準則）、SC（施瓦茨準則）和HQ檢驗結果判定，模型（1）的值均小于模型（3），根據越小越優原則，固定效應模型優于混合效應模型。

對于面板數據回歸結果是采用固定效應模型還是隨機效應模型，需要對模型進行Hausman Test（豪斯曼檢驗），檢驗的原假設是使用隨機效應，備擇假設是固定效應，檢驗結果見表6。（表6）

由Hausman Test（豪斯曼檢驗）檢驗可知，P=0.048<0.05，在5%的顯著性水平下，拒絕原假設，接受備擇假設。

綜上所述，本文選取固定效應模型。從模型（1）可知，第三產業與GDP之間呈顯著的正相關，由于各變量均取了對數，所以方程中回歸系數為彈性系數，即第三產業每增加1%，GDP增加0.803%，這表明對于相對貧困地區湘西自治州，第三產業對于當地的經濟增長具有重大的促進作用。

四、結論及政策建議

本文利用2000～2018年湘西州各縣市的面板數據，通過平穩性檢驗和協整檢驗，發現湘西州第三產業與經濟增長之間存在長期的穩定的動態均衡關系。固定效應模型實證結果表明，第三產業每增加1%，GDP增加0.803%。

基于以上結論，建議從以下幾個方面采取相應的對策：（一）湘西州作為相對貧困地區，要充分利用本地的資源和環境特點，釋放當地第三產業活力，利用豐富的旅游資源及特色文化傳統優勢，調整產業結構，吸引游客，大力發展旅游業及服務業等第三產業。（二）適應經濟新常態，正確處理好第三產業與一二產業之間關系，形成相互關聯、相互促進的良性市場環境。加快產業轉型，以信息化、科技化的服務業帶動工業發展。（三）優化湘西州內部的資源配置，重視職業培訓工作，特別是對于農村勞動力的技術培訓，縮減縣域之間、城鄉之間收入差距，利用第三產業的發展更好地解決當地就業等問題，保持經濟可持續發展，促進各縣市經濟的協同發展。

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