王夢楠

【文章摘要】

本文將定性分析和定量分析共同使用，從統(tǒng)計數(shù)據(jù)入手，首先運用描述性統(tǒng)計方法剖析河北省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動情況以及它們對GDP增長的拉動及貢獻(xiàn)率。其次通過EViews 軟件將1978-2012年河北省生產(chǎn)總值與三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值四者之間進(jìn)行了模型擬合。結(jié)論認(rèn)為：河北省GDP增長主要與第二產(chǎn)業(yè)有關(guān)；四者之間存在協(xié)整關(guān)系；長期和短期的非平衡狀態(tài)被打破，逐漸呈現(xiàn)趨向均衡的狀態(tài)。

【關(guān)鍵詞】

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；GDP增長；計量分析；協(xié)整

0 引言

河北省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動在GDP增長中發(fā)揮了重要的作用。各產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)加上產(chǎn)業(yè)間的聯(lián)系構(gòu)成了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。三大產(chǎn)業(yè)所占比例的不同，對GDP的貢獻(xiàn)也不盡相同。 因此，為了促進(jìn)河北省GDP合理快速的增長，進(jìn)行各產(chǎn)業(yè)部門對GDP發(fā)展水平影響的研究很有必要。

1 描述性統(tǒng)計分析

通過對數(shù)據(jù)做折線圖分析，不難發(fā)現(xiàn)自1978年以來，GDP和三產(chǎn)產(chǎn)值基本逐年增加。所占比例此消彼長是三產(chǎn)產(chǎn)值的顯著特征，第二產(chǎn)業(yè)的增加速度遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于第一產(chǎn)業(yè)的增長速度，出現(xiàn)第二產(chǎn)業(yè)比重增加而第一產(chǎn)業(yè)比重減少的局面，而第三產(chǎn)業(yè)所占份額近似保持不變。此外第一產(chǎn)業(yè)對地區(qū)GDP增長的拉動力最小，并且逐年下降；第二產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)率最大，并且出現(xiàn)逐年增加的趨勢；第三產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)率并不穩(wěn)定，有升有降，但是近年來一直下降。

2 實證分析

2.1數(shù)據(jù)來源與預(yù)處理

本文查閱《河北經(jīng)濟(jì)年鑒（2013）》，以1978～2012年為時間跨度，河北省GDP與三產(chǎn)產(chǎn)值為考察對象。其中第一、二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值依次用X1、X2、X3表示。首先對數(shù)據(jù)用各自的以1978年的定基價格指數(shù)進(jìn)行平減，消除通漲影響。通過Eviews軟件作平減后的數(shù)據(jù)折線圖，發(fā)現(xiàn)四個指標(biāo)均呈現(xiàn)一定程度的指數(shù)增加趨勢，為了降低數(shù)據(jù)的數(shù)量級并緩解數(shù)據(jù)的異方差性，將四個指標(biāo)數(shù)據(jù)取對數(shù)，從而關(guān)于河北省地區(qū)GDP與三產(chǎn)產(chǎn)值的雙對數(shù)模型就創(chuàng)建起來了。設(shè)定的理論模型表達(dá)式為：

2.2數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

對非平穩(wěn)數(shù)據(jù)變量建模會產(chǎn)生虛假回歸，因此，首先需要對指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。本文采用Eviews軟件中的ADF法檢驗平穩(wěn)性。通過逐次比較各種方法的t值和P值，得出以下結(jié)論：

在置信限為95%的情況下所有檢驗的p值都大于0.05，不能拒絕原假設(shè)，存在單位根，為非平穩(wěn)時間序列。一階差分△LNGDP，△Lnx1，△lnx2，△LnX3的 ADF檢驗P值都小于0.05，拒絕原假設(shè)，為平穩(wěn)序列，所以LNGDP、LNX1、LNX2、LNX3各變量都是同階單整過程，即均為I（1）過程。

2.3協(xié)整分析

通過平穩(wěn)性檢驗的四個指標(biāo)變量都一階平穩(wěn)，可以協(xié)整分析。根據(jù)研究目的，將LNGDP作為被解釋變量，LNX1、LNX2、LNX3作為解釋變量。采用多變量的EG法，首先建立多元線性回歸方程模型并用OLS法估計，得到方程并生成殘差序列；對殘差序列進(jìn)行單位根檢驗，因為p值= 0.0368<0.05，所以殘差序列是平穩(wěn)的，即LNGDP與LNX1、LNX2、LNX3具有協(xié)整關(guān)系。并得到協(xié)整方程為

由上可知，沒有指標(biāo)變量的p值是超過0.05的，即沒有不通過顯著性檢驗的，可見它們都是詮釋經(jīng)濟(jì)增長的重要指標(biāo)。由修正后的可決系數(shù)可知，三者對經(jīng)濟(jì)增長變動的解釋達(dá)到了99.96%，模型的擬合優(yōu)度較高。三產(chǎn)指標(biāo)變量對經(jīng)濟(jì)增長的彈性都大于0，符合經(jīng)濟(jì)含義，LNX2、LNX3、LNX1的系數(shù)依次降低也與描述性統(tǒng)計中它們對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)相符。

2.4誤差修正模型的建立

多個經(jīng)濟(jì)指標(biāo)間長期均衡關(guān)系由協(xié)整方程來反映，而誤差修正模型則是對存在協(xié)整關(guān)系的模型進(jìn)行短期修正，表示變量間存在短期波動關(guān)系。

誤差修正模型有如下的好處：如果原始變量存在趨勢因素，那么可以通過差分項將其變成穩(wěn)定序列，從而虛假回歸問題不再存在；同時倘若存在多重共線性問題，也可以一并避免；誤差修正項具有確保變量水平值的信息不可忽略的價值。通過EViews軟件，可以得到更趨于正確的模型：

可決系數(shù)可達(dá)到0.99，接近于1，方程擬合效果非常好。系數(shù)為負(fù)值，與反向修正機(jī)制一致，非平衡漸漸向均衡靠近是長期和短期的共同趨勢。估計結(jié)果表明，其他條件不變均假定的情況下，當(dāng)?shù)谝划a(chǎn)業(yè)增長1%，河北省GDP增長0.19%；當(dāng)?shù)诙a(chǎn)業(yè)增長1%，河北省GDP增長0.51%；當(dāng)?shù)谌a(chǎn)業(yè)增長1%，河北省GDP增長0.3%。但地區(qū)生產(chǎn)總值長期的變化情況則分別是11.93%、59.77%和33.48%。說明無論是長期還是短期，河北的經(jīng)濟(jì)增長都是以為第二產(chǎn)業(yè)主導(dǎo)型的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式。

3 結(jié)論與建議

本文運用計量分析方法深入研究得出結(jié)論如下：

近年來河北省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有所改變，但改變幅度不大。就貢獻(xiàn)率而言，第二產(chǎn)業(yè)排在首位，其次是第三產(chǎn)業(yè)，第一產(chǎn)業(yè)居于末位。第二產(chǎn)業(yè)仍是支柱產(chǎn)業(yè)，河北省的GDP增長對第二產(chǎn)業(yè)的依賴性過大。為了促使經(jīng)濟(jì)持續(xù)平穩(wěn)發(fā)展，應(yīng)該注重變化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的所占份額。政府應(yīng)該在強(qiáng)調(diào)第二、第三產(chǎn)業(yè)重要性的同時，將資金技術(shù)更多的投放在第三產(chǎn)業(yè)上，加速第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

河北省的生產(chǎn)總值與三產(chǎn)產(chǎn)值之間存在長期穩(wěn)定的比例關(guān)系；誤差修正模型的實證結(jié)果也說明系統(tǒng)與反向修正機(jī)制結(jié)果一致，即長期與短期相同，都存在均衡狀態(tài)逐漸替代非均衡狀態(tài)的現(xiàn)象。三次產(chǎn)業(yè)每變動1%，地區(qū)GDP短期的變化分別為19.14%、51.29%和29.52%。但地區(qū)生產(chǎn)總值長期的變化情況則分別是11.93%、59.77%和33.48%。說明無論是長期還是短期，河北的經(jīng)濟(jì)增長都是第二產(chǎn)業(yè)主導(dǎo)型的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式。

【參考文獻(xiàn)】

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[3]崔松虎.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長——以河北省為例[J]經(jīng)濟(jì)視角。2011-08