左其興

摘 要：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動在我國經(jīng)濟(jì)增長中的作用已引起我國學(xué)者的重視，并做出大量定性研究。國內(nèi)大部分學(xué)者認(rèn)為，在一定條件下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是經(jīng)濟(jì)增長的基礎(chǔ)，是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的根本因素之一，而經(jīng)濟(jì)的增長將導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生相應(yīng)的變動。近年來，對該問題的實(shí)證研究才逐漸多起來，可是缺乏對武漢市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的實(shí)證研究。因此，應(yīng)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法，對武漢市制定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動和實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，為武漢市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)政策提供理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)的依據(jù)。

關(guān)鍵詞：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；經(jīng)濟(jì)增長；協(xié)整檢驗(yàn)；武漢市

中圖分類號：F121.3文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號：1673-291X（2012）08-0069-2.5

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系極為密切。在一定條件下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是經(jīng)濟(jì)增長的基礎(chǔ)，是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的根本因素之一。本文應(yīng)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法和線性計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，對武漢市制定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動和實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，為武漢市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)政策提供理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)的依據(jù)。

一、武漢市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀

改革開放以來，武漢市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生了明顯變化，這些變化既反映了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變的一般規(guī)律，也體現(xiàn)了武漢市自身的特點(diǎn)。

武漢市三次產(chǎn)業(yè)總體結(jié)構(gòu)為“三二一”結(jié)構(gòu)，呈現(xiàn)一產(chǎn)業(yè)比重穩(wěn)定下降、二產(chǎn)業(yè)比重經(jīng)歷下降后再與三產(chǎn)業(yè)并行發(fā)展的態(tài)勢。2001年，我國中部地區(qū)GDP產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比例約為18：46：36，東部地區(qū)也只有11：48：41，而武漢市為7：43：50，說明該市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過中部平均水平，甚至超過東部部分地區(qū)，接近中等收入國家的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平。

從行業(yè)結(jié)構(gòu)來看，第一產(chǎn)業(yè)中，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)所占比例依然最大，接近55%。其次是牧業(yè)和漁業(yè)，分別占28%和16%。第二產(chǎn)業(yè)中，鋼鐵、裝備制造、汽車及零部件、食品煙草、電子信息、石油化工、能源環(huán)保、日用輕工、建材、生物醫(yī)藥和紡織服裝這十一個(gè)主要行業(yè)總產(chǎn)值占規(guī)模以上總產(chǎn)值的95%以上。由于裝備制造和食品煙草所含具體行業(yè)較廣，所以該市目前的四大支柱產(chǎn)業(yè)是：鋼鐵、汽車、電子信息和石油化工。值得注意的是其中三項(xiàng)均為重工業(yè)。在第三產(chǎn)業(yè)中，批發(fā)和零售、金融業(yè)和交通物流也位居前三，而信息技術(shù)和軟件行業(yè)的比重偏低。

二、變量選擇和樣本數(shù)據(jù)

（一）變量的選擇

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量是指國民經(jīng)濟(jì)各個(gè)產(chǎn)業(yè)（部門）之間的組織和構(gòu)成情況及它們所占的比重和相互關(guān)系。表征產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的變量通常有第一、二、三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值結(jié)構(gòu)，勞動就業(yè)結(jié)構(gòu)、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)和技術(shù)結(jié)構(gòu)等。各變量從各自角度表征了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況，具有不同之處，但也具有共性。本文引入國內(nèi)學(xué)者常用的產(chǎn)值結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的代表變量。

（二）樣本數(shù)據(jù)來源和初步處理

在協(xié)整關(guān)系實(shí)證研究中，分析所使用的樣本數(shù)據(jù)取自于1990—2009年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《武漢統(tǒng)計(jì)年鑒》（2010）和《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》（1991—1995）。

本文在宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)人均GDP（Y）的基礎(chǔ)上，通過差分算出每年人均GDP增加值（ΔY）來反映經(jīng)濟(jì)的增長的波動，用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化率（X1）即第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占GDP比重和就業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化率（X2）即第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占就業(yè)總?cè)藬?shù)的比重兩個(gè)指標(biāo)來反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在國民經(jīng)濟(jì)的狀況。由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不改變原來變量之間的協(xié)整關(guān)系，并能使其趨勢線性化，消除時(shí)間序列中存在異方差現(xiàn)象，所以，分別對人均GDP增加值（ΔY）、第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值所占GDP比重X1和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占就業(yè)總?cè)藬?shù)的比重X2進(jìn)行自然對數(shù)變換，分別用LdY、LX1、LX2來表示。

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于直接對自然對數(shù)后的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸的話很可能造成虛假回歸的問題，從而影響我們分析的準(zhǔn)確性，所以，在檢驗(yàn)各變量的協(xié)整關(guān)系之前，先檢驗(yàn)各時(shí)間序列的平穩(wěn)性。我們通常對時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)使用單位根檢驗(yàn)。有6種單位根檢驗(yàn)方法：ADF檢驗(yàn)、DF-GLS檢驗(yàn)、PP檢驗(yàn)、KPSS檢驗(yàn)、ERS檢驗(yàn)和NP檢驗(yàn)。本文在這里采用功效最高的DF-GLS檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

表1 時(shí)間序列Ldy、Lx1、Lx2的DF-GLS檢驗(yàn)結(jié)果表

由表1可以看出，LdY、LX1、LX2在水平序列時(shí)均無法拒絕原假設(shè)，是不平穩(wěn)序列。但經(jīng)一階差分之后拒絕原假設(shè)，變成平穩(wěn)序列，所以各序列是一階單整序列。

（二）Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

時(shí)間序列LdY、LX1、LX2 經(jīng)檢驗(yàn)是一階單整序列，雖然它們自身非平穩(wěn)，但其某種線性組合卻平穩(wěn)。這個(gè)線性組合反映了變量之間的長期穩(wěn)定的比例關(guān)系，稱為協(xié)整（Cointegration）關(guān)系。

由于Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)是一種基于向量自回歸模型的檢驗(yàn)方法，所以在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，必須首先確定VAR模型的結(jié)構(gòu)。由于在建立VAR模型結(jié)構(gòu)的時(shí)候，需要確定變量的滯后區(qū)間。

1. 確定變量滯后區(qū)間和VAR模型結(jié)構(gòu)

本文采用對數(shù)似然值（LR）、FPE、AIC、SC和HQ信息量來決定滯后階數(shù)。

由于本文觀察值較少（obs=19），假如采用VAR（3）模型，則會大幅減少自由度（19-3=16），導(dǎo)致模擬功效降低，并且不能進(jìn)行后續(xù)的協(xié)整檢驗(yàn)。如果我們把最大滯后期取2，這時(shí)5個(gè)評價(jià)統(tǒng)計(jì)量都認(rèn)為2階最佳，所以建立VAR（2）模型。

2. VAR模型的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文采用AR根圖檢驗(yàn)VAR模型的平穩(wěn)性。如果全部根的倒數(shù)值都在單位圓之內(nèi)，VAR模型是穩(wěn)定的，否則是不穩(wěn)定的。非穩(wěn)定的VAR模型不可以做脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。圖1表明該VAR模型是一個(gè)平穩(wěn)的VAR模型。

圖1 VAR模型AR根圖

3. 對VAR模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)

利用 Eviews5.0軟件 ，得出VAR（2）模型參數(shù)估計(jì)值、各方程檢驗(yàn)、整體檢驗(yàn)結(jié)果。通過輸出結(jié)果可以看出 ，三個(gè)回歸函數(shù)的調(diào)整擬合優(yōu)度分別是?0.951 088、0.987 274、0.981938，說明這三個(gè)回歸函數(shù)擬合得很好。

將參數(shù)估計(jì)結(jié)果寫成矩陣形式，為：

4. Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

接下來對其進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，本文采用觀測序列有限性確定性趨勢，且協(xié)整方程（CE）只有截距項(xiàng)，不包括常數(shù)和線性趨勢。

根據(jù)上面的分析結(jié)果，無約束VAR模型滯后期取為2，因此協(xié)整檢驗(yàn)的VAR模型滯后期確定為1。跡檢驗(yàn)的第一行49.09695＞29.79707，第二行13.61503＜15.49471，同時(shí)，最大特征根檢驗(yàn)的第一行35.48192＞21.13162，第二行12.85516＜14.26460。兩種檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量不沖突，而第三行檢驗(yàn)的原假設(shè)沒有被拒絕，說明跡檢驗(yàn)和最大特征根檢驗(yàn)一致認(rèn)為只有1個(gè)協(xié)整關(guān)系。

Evivews5.0同時(shí)給出了無約束的協(xié)整參數(shù)矩陣

和

調(diào)整參數(shù)矩陣

因?yàn)镻 的秩r=1，即存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，在此前提下被標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整向量為

Z=LdY+7.881117×LX1-6.855899×LX2（1）

即LdY=-7.881117×LX1+6.855899×LX2（2）

可以檢驗(yàn)Z是平穩(wěn)的，即Z～I(xiàn)（0）。

表2序列Z的DF-GLS檢驗(yàn)結(jié)果

式（2）反映了3個(gè)時(shí)間序列之間的某種長期均衡關(guān)系，從中我們可以得出第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出彈性和第三產(chǎn)業(yè)人口對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。長期來看，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重減少7.88%，每年人均GDP增加值將會增長1%；第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口增加6.86%，每年人均GDP增加值將會增長1%。

四、結(jié)論及政策建議

（一）結(jié)論

前文的實(shí)證分析結(jié)果表明：

第一，武漢市三次產(chǎn)業(yè)已具備西方發(fā)達(dá)國家后工業(yè)經(jīng)濟(jì)時(shí)代的產(chǎn)業(yè)特征，即物質(zhì)資料生產(chǎn)部門在國民經(jīng)濟(jì)中的比重越大，經(jīng)濟(jì)增長速度越快；反之就越慢。第三產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中的比重越大，經(jīng)濟(jì)增長速度就越慢；反之則越快。第二，從對第三產(chǎn)業(yè)的分析來看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和經(jīng)濟(jì)增長之間存在單向的因果關(guān)系，即經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)了武漢市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，而非產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長。第三，武漢市第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加可能對第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)增加沒有太大影響，但是第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)增加卻能顯著增加第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值。第四，適當(dāng)擴(kuò)大第二產(chǎn)業(yè)在國內(nèi)總產(chǎn)出中的比重會導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)的更快地增長。

（二）政策建議

20世紀(jì)90年代初以來，政府部門和經(jīng)濟(jì)學(xué)界一直在強(qiáng)調(diào)發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，認(rèn)為第三產(chǎn)業(yè)是勞動密集型的部門，可以提高更多的就業(yè)機(jī)會。但從本文的實(shí)證分析，再將主要發(fā)達(dá)國家20世紀(jì)70年代以來GDP增長率與三次產(chǎn)業(yè)在GDP眾多比重相對照，可以發(fā)現(xiàn)這樣的變化規(guī)律：經(jīng)濟(jì)增長速度的變化與第一和第二產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中的比重變化正相關(guān)，而與第三產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中的比重變化負(fù)相關(guān)。這意味著武漢市三次產(chǎn)業(yè)已具備西方發(fā)達(dá)國家中后期工業(yè)經(jīng)濟(jì)時(shí)代的產(chǎn)業(yè)特征。

根據(jù)上述結(jié)論，在堅(jiān)持二、三產(chǎn)業(yè)并重發(fā)展的前提下，建議武漢市的產(chǎn)業(yè)政策作如下調(diào)整：

第一，保障農(nóng)業(yè)穩(wěn)定發(fā)展，滿足二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展需求。合理、穩(wěn)固地發(fā)展農(nóng)業(yè)既滿足人民生活需求，又滿足其他物質(zhì)生產(chǎn)部門的生產(chǎn)需求，符合武漢市經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展的要求。

第二，深化工業(yè)制造體系，發(fā)展新型重化工業(yè)。工業(yè)在后工業(yè)經(jīng)濟(jì)時(shí)期仍然具有經(jīng)濟(jì)增長“發(fā)動機(jī)”的作用，只是他的帶動力在減弱。武漢市需要深化工業(yè)制造體系，繼續(xù)發(fā)揮經(jīng)濟(jì)增長“發(fā)動機(jī)”的作用。首先，武漢市身為華中工業(yè)重鎮(zhèn)，應(yīng)利用在制造業(yè)上的較強(qiáng)競爭優(yōu)勢，充分發(fā)揮制造業(yè)潛力，使之成為武漢經(jīng)濟(jì)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整的基礎(chǔ)性力量。其次，武漢目前的四大支柱產(chǎn)業(yè)中有三項(xiàng)都是重化工業(yè)，為了兩型社會而放棄重化工業(yè)顯然是不現(xiàn)實(shí)的，所以其發(fā)展要突出“新”字，進(jìn)行工業(yè)產(chǎn)品的深加工，生產(chǎn)高附加值產(chǎn)品，嚴(yán)格執(zhí)行環(huán)保標(biāo)準(zhǔn)，與發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系起來。

第三，發(fā)展現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，培植高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)。武漢是特大成市，發(fā)展服務(wù)業(yè)無疑是其產(chǎn)業(yè)發(fā)展的主要方向。重工業(yè)因污染較重，農(nóng)業(yè)因附加值不高都難以在短期內(nèi)有較大突破，所以發(fā)展服務(wù)業(yè)應(yīng)當(dāng)是當(dāng)前加以重視的新增長點(diǎn)。同時(shí)，應(yīng)當(dāng)利用“中國光谷”的競爭優(yōu)勢大力發(fā)展光電子信息產(chǎn)業(yè)鏈，突出特色高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的優(yōu)勢。

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