王園，張儀華，李梅芳

（集美大學工商管理學院，福建廈門361021）

●中國經濟新常態(tài)

我國新常態(tài)下海洋經濟與產業(yè)結構演進的辯證研究

王園，張儀華，李梅芳

（集美大學工商管理學院，福建廈門361021）

文章以我國海洋產業(yè)為研究對象，選取1996-2014年數(shù)據(jù)，構建向量自回歸模型，對海洋三次產業(yè)與海洋生產總值的關聯(lián)以及海洋經濟與產業(yè)結構演進的脈沖響應等進行定量分析，揭示出我國經濟新常態(tài)下海洋三次產業(yè)與海洋生產總值具有長期穩(wěn)定的均衡關系，海洋經濟發(fā)展與海洋產業(yè)結構演進形成了良性的互動機制；同時也驗證出海洋第一、二、三產業(yè)和海洋生產總值之間的因果關系。政府在制定產業(yè)結構調整和優(yōu)化政策時，應當立足發(fā)展第一產業(yè)，重點發(fā)展海洋第二產業(yè)，并有效地扶持海洋第三產業(yè)，以達到協(xié)同發(fā)展。

新常態(tài)；海洋產業(yè)；向量自回歸模型；脈沖響應函數(shù)

［DOI］10.3969/j.issn.1007-5097.2016.10.007

一、引言

我國當前處于經濟新常態(tài)，進入“十二五”規(guī)劃以來，我國海洋經濟的增長速度快速回落，領先進入到深度調整期，我國海洋經濟正處于轉向結構合理化、形態(tài)高級化、分工細致化的階段，然而海洋產業(yè)結構依然面臨著嚴峻的問題。2015年我國海洋經濟工作提出全面對接國家提出的“長江經濟帶”、“一帶一路”和“京津冀一化”等重大戰(zhàn)略，構建具有區(qū)域特色的海洋經濟發(fā)展格局。根據(jù)《2014年中國海洋經濟統(tǒng)計公報》（以下簡稱公報）顯示，2014年我國海洋生產總值（GOP）達59 936億元，增長率為7.7%，占GDP的9.4%，海洋第一、二、三產業(yè)增加值分別為3 226億元、27 049億元、29 661億元，占GOP的比重分別為5.4%、45.1%、49.5%。

由圖1可以看出，自1996年以來我國海洋經濟增長速度持續(xù)快速增長，這與我國制定的經濟政策有關。在新常態(tài)下，我國海洋經濟應該要與時俱進地發(fā)展，產業(yè)結構不斷優(yōu)化。本文試圖探索海洋三大產業(yè)對海洋經濟增長的影響、三大產業(yè)對經濟增長各有多大影響程度以及它們之間的內在關聯(lián)。這些問題的解答有助于為政府部門制定行之有效的政策提供理論依據(jù)，對海洋經濟快速發(fā)展具有現(xiàn)實意義。

圖11996　-2014年海洋生產總值（GOP）（單位：億元）

二、文獻綜述

美國特拉華大學的Gerald J Mangone在《美國海洋政策》一書中第一次提出了“海洋經濟”的觀念。Colgan和Plunstead（1993）等人采用就業(yè)或區(qū)域經濟產出評估模型，在多個州之間或者州所轄區(qū)域層面對某些特定海洋產業(yè)對區(qū)域經濟的貢獻和影響做了深入研究［1］。美國學者Di Jin P.Hoagland（2003）等通過對海洋食物鏈相關數(shù)據(jù)的分析，采用投入-產出模型對海洋經濟和生態(tài)系統(tǒng)進行聯(lián)合分析研究［2］。韓國學者Kwaka等（2005）采用投入產出法就1975-1998年的韓國海洋產業(yè)對其國民經濟的影響進行分析，發(fā)現(xiàn)韓國海洋產業(yè)布局對海洋經濟有明顯的拉動效應和產業(yè)帶動效應，但是韓國海洋產業(yè)結構對供應短缺以及國內市場價格的變化反應相對較遲鈍［3］。Henriela和Hoagland（2006）通過分析關聯(lián)產業(yè)之間的沖突與協(xié)調矛盾，對商業(yè)捕鯨與海洋生態(tài)旅游、國際貿易、商業(yè)捕魚等相關產業(yè)之間的關系進行了探討，提出協(xié)調關聯(lián)產業(yè)間矛盾的建議［4］。Charles S.Col?gan（2013）對美國的海洋基礎數(shù)據(jù)進行分析，發(fā)現(xiàn)2007年美國的海洋經濟占國民生產總值的1.7%，其規(guī)模與其他自然資源相當，試圖構建一個國家海洋數(shù)據(jù)集，并提出了具體的操作過程［5］。Morrissey、O'Donoghue（2013）通過分析2007年愛爾蘭10個海洋產業(yè)的產值，得出海洋產業(yè)間的聯(lián)動效應［6］。我國在20世紀80年代開始對海洋經濟進行研究，雖然與國外相比遲了將近有一個世紀，但是多年以來，國內學者對海洋經濟也進了多角度、多方面的大量研究。干春陣（2011）構建了關于產業(yè)結構變遷與經濟波動影響的計量經濟模型，在測度產業(yè)結構合理化和高級化的基礎上，研究了兩者對經濟波動的影響［7］。王艷（2014）運用SVAR模型，實證分析了海洋經濟與產業(yè)結構演進的動態(tài)相關性，得到海洋經濟與內陸產業(yè)結構演進有良好互動機制的結論［8］。盧珂、吳價寶（2014）運用脈沖響應函數(shù)、VAR模型進行實證分析，得出海洋經濟的發(fā)展短期內會促進第二產業(yè)的發(fā)展，長期內第二產業(yè)所占比例呈下降趨勢，第三產業(yè)所占比例不斷提高的結論［9］。由于傳統(tǒng)的計量經濟學中簡單的線性回歸方程模型無法很好地對變量之間的動態(tài)關系進行分析，并且通常情況下變量的時間序列都是非平穩(wěn)的，采用傳統(tǒng)方法研究缺乏可靠性。鑒于此，本文在研究全國海洋生產總值時，利用格蘭杰因果關系檢驗分析海洋第一產業(yè)產值、海洋第二產業(yè)產值、海洋第三產業(yè)產值與海洋生產總值間的因果關系，運用向量自回歸模型、脈沖響應函數(shù)、方差分解等方法研究海洋經濟與產業(yè)結構演進的動態(tài)調整機制，并通過檢驗及建立協(xié)整方程，對長期均衡影響機制進行深入研究。

三、實證研究

（一）數(shù)據(jù)預處理

選取1996-2014年度的數(shù)據(jù)（其中1996-2013年數(shù)據(jù)來源于《中國海洋統(tǒng)計年鑒》，2014年數(shù)據(jù)來源于《2014年中國海洋經濟統(tǒng)計公報》），分別用GOP、IND1、IND2、IND3表示海洋生產總值、海洋第一產業(yè)產值、海洋第二產業(yè)產值、海洋第三產業(yè)產值。分別對各個變量取自然對數(shù)，這種變換不改變變量之間的協(xié)整關系和短期調整模式，可以更容易得到平穩(wěn)序列，并在一定程度上消除各個變量之間可能存在的異方差，取對數(shù)后的數(shù)據(jù)序列命名為lnGOP、ln?IND1、lnIND2、lnIND3，取一階差分后的數(shù)據(jù)序列命名為DlnGOP、DlnIND1、DlnIND2、DlnIND3。實證研究使用的計量軟件為E-views8.0。原始數(shù)據(jù)見表1所列，取對數(shù)和一階差分后的數(shù)據(jù)由于篇幅此處省略。

表1　原始變量時間序列億元

（二）單位根檢驗

只有采用平穩(wěn)的時間序列進行計量分析才不會導致偽回歸，所以本文采用ADF法來檢驗變量的平穩(wěn)性，最優(yōu)滯后期用AIC最小準則確定，以保證殘差非自相關。對上文中的取自然對數(shù)后的各變量進行單位根檢驗，結果見表2所列。

表2　ADF單位根檢驗結果

根據(jù)表2中的檢驗結果，各變量原始序列的ADF值都大于5%臨界值，存在單位根，所以各變量的原始序列不平穩(wěn)；但各變量經過一階差分后，ADF值都小于5%臨界值，不存在單位根，所以各變量的一階差分序列平穩(wěn)。

（三）確定最佳滯后階數(shù)

經過單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)lnGOP、lnIND1、lnIND2和lnIND3原序列都是非平穩(wěn)的，一階差分后的序列才平穩(wěn)，需要進行Johansen協(xié)整檢驗，否則建模容易出現(xiàn)偽回歸，而協(xié)整檢驗對滯后期的選擇很敏感，需要先確定滯后期，確定滯后期需要建立VAR模型，建模需要平穩(wěn)的數(shù)據(jù)，由于原序列經過一階差分后才平穩(wěn)，所以對原序列做一階差分后建立VAR模型，再確定最佳滯后期。

滯后期數(shù)的選擇對VAR模型中的估計非常重要，因為不同的滯后期會導致模型估計結果的顯著不同。分別采用SC信息準則、AIC信息準則、似然比檢驗統(tǒng)計（LR）、HQ信息準則和最終預測誤差（FPE）方法，確定最佳滯后階數(shù)，檢驗結果見表3所列。

表3　滯后階數(shù)取2期時各LR、FPE、AIC、SC、HQ值

Eviews軟件會自動在最佳取值后標注“*”，從表3檢驗結果可知，當滯后階數(shù)為2時五種方法推薦的最佳滯后階數(shù)都為2期，因此，VAR模型的最佳滯后階數(shù)選擇2期。

（四）Johansen協(xié)整

本文選取Johansen協(xié)整檢驗作為研究方法，相比VAR模型，協(xié)整檢驗是有約束的，因此一般情況下VAR的最優(yōu)滯后減去1為它的最佳滯后期。根據(jù)上文VAR模型的最佳滯后階數(shù)為2，則協(xié)整檢驗的最佳滯后期為1，并對上文中去自然對數(shù)后的各變量做協(xié)整檢驗，結果見表4-6所列。

表4　跡統(tǒng)計量檢驗

表5　最大特征值計量檢驗

表6　協(xié)整關系估計結果

由表4和表5可知，Johansen的跡統(tǒng)計值和極大似然值協(xié)整檢驗兩種方法均表明在5%的顯著水平下均拒絕4種原假設，即不存在、最多存在一個、最多存在兩個、最多存在三個協(xié)整關系的原假設，因此，這四個變量在5%的顯著水平上存在一個協(xié)整關系。

由表6可以得到如下的協(xié)整方程：從所估計的方程可以看出，海洋生產總值與海洋三次產業(yè)產值具有長期穩(wěn)定的均衡關系。長期來看，海洋第一產業(yè)產值、海洋第二產業(yè)產值和海洋第三產業(yè)產值對海洋生產總值增長都有促進作用，其中海洋第二產業(yè)產值對海洋生產總值增長的促進作用最大，海洋第二產業(yè)產值的對數(shù)增加1%，則海洋生產總值對數(shù)相應地大約增加0.45%；海洋第一產業(yè)產值的對數(shù)增加1%，則海洋生產總值對數(shù)相應地大約增加0.19%；海洋第三產業(yè)產值的對數(shù)增加1%，則海洋生產總值對數(shù)相應地大約增加0.36%。海洋第一產業(yè)產值的標準誤差是0.002 13，海洋第二產業(yè)產值的標準誤差是0.011 93，海洋第二產業(yè)產值的標準誤差是0.011 14，常數(shù)項的標準誤差是0.00 956。該方程只分析了當其他變量不變時，其中一個變量變化對海洋生產總值的影響，但事實上，變量之間存在相互影響，所以需要運用格蘭杰因果關系檢驗來分析變量之間的相互關系。

（五）格蘭杰因果關系檢驗

根據(jù)格蘭杰因果關系檢驗，對上文中一階差分后平穩(wěn)的數(shù)據(jù)，建立關于海洋經濟總量、海洋第一產業(yè)產值、海洋第二產業(yè)產值和海洋第三產業(yè)產值的變量模型，對原假設進行檢驗，通過選擇不同的滯后期數(shù)得到具有因果關系的結果。檢驗結果見表7所列。

表7　格蘭杰因果關系檢驗

由此可得出如下結論：

（1）海洋經濟總量與海洋第二產業(yè)產值互為格蘭杰原因；

（2）海洋第一、二產業(yè)產值與海洋第三產業(yè)產值互為格蘭杰原因；

（3）海洋經濟總量是海洋第一、三產業(yè)產值的格蘭杰原因，但海洋第一、三產業(yè)產值不是它的格蘭杰原因；

（4）海洋第二產業(yè)產值是海洋第一產業(yè)產值的格蘭杰原因，但海洋第一產業(yè)產值不是它的格蘭杰原因。

（六）穩(wěn)定性檢驗

只有平穩(wěn)的VAR模型，脈沖響應才是收斂的，分析才具有經濟意義，所以要對建立的VAR模型進行平穩(wěn)性檢測。特征多項式的值決定VAR模型平穩(wěn)性。由于模型的滯后長度為2并且有4個內生變量，所以，本模型的單位根有2×4個單位根，如圖2所示，8個單位根的模都小于1，即所有根都在單位圓內，說明估計的VAR模型是穩(wěn)定的。

圖2　單位圓和特征根檢驗

（七）脈沖響應函數(shù)

基于上文中建立的VAR模型，將刻畫海洋生產總值GOP與海洋第一產業(yè)產值、海洋第二產業(yè)產值和海洋第三產業(yè)產值之間的脈沖響應函數(shù)，以進一步分析四者之間的短期動態(tài)關系。先建立VAR模型殘差相關系數(shù)矩陣，結果見表8所列。

表8　殘差相關系數(shù)矩陣表

由殘差的相關系數(shù)矩陣可以看到，DlnGOP方程的殘差與DlnIND2方程、DlnIND3方程回歸殘差之間的相關系數(shù)分別為0.974、0.952，說明這些回歸方程的殘差之間的相關性較大，而DlnGOP方程與Dln?IND1方程的殘差之間的相關系數(shù)為-0.529，表明這兩個方程的殘差之間相關性相對較小。由此也反映了海洋生產總值GOP與海洋第二產業(yè)產值、海洋第三產業(yè)產值關系更緊密，相對來說海洋第一產業(yè)產值對其影響較小，這與本文協(xié)整檢驗的結果一致。關于脈沖響應函數(shù)結果見圖3-6所示。

圖3中橫坐標表示時期數(shù)，縱軸表示脈沖響應函數(shù)大小，實線表示海洋第一產業(yè)產值受到沖擊后的走勢，兩側的虛線表示走勢的兩倍標準誤差。海洋經濟總量對第一產業(yè)產值影響不大，第1期為負影響，第2-5期為較小的正影響，并在第5期下降到0后又上升，到第6期到達峰值0.072，但又迅速下降到趨近于0，之后趨于平穩(wěn)，海洋生產總值對海洋第一產業(yè)產值有長期較小的影響。原因是海洋資源有限，海洋第一產業(yè)發(fā)展平穩(wěn)，受海洋經濟總量影響小而穩(wěn)定。

圖3　海洋第一產業(yè)產值對海洋生產總值擾動的響應

從圖4可以看出，第1期影響較大，峰值為0.11，之后迅速下降到0附近上下波動，第5期之后下降到0以下，產生持續(xù)的負影響，海洋經濟總量對海洋第二產業(yè)產值的影響不穩(wěn)定、變動大、正影響少。原因是第二產業(yè)一些資金密集型產業(yè)和高新技術產業(yè)的前期投入巨大，如石油化工產業(yè)、生物醫(yī)藥產業(yè)，所以海洋經濟總量對其影響較大；后期投入減少，投資不平穩(wěn)，所以影響減弱甚至為負。

圖4　海洋第二產業(yè)產值對海洋生產總值擾動的響應

從圖5的脈沖響應值的軌跡中可以看出，在第1期時對海洋第三產業(yè)有較大影響，峰值為0.9，但迅速下降至0附近，在第5期之后下降到0以下后逐漸在0以下趨于平穩(wěn)，海洋經濟總量對海洋第三產業(yè)產值的影響不穩(wěn)定、變動大、正影響少。原因是我國第三產業(yè)發(fā)展薄弱，旅游、交通、港口的基礎配套設施落后不全，不利于第三產業(yè)的發(fā)展。

圖5　海洋第三產業(yè)產值對海洋生產總值擾動的響應

從圖6可以看出，對于海洋第二產業(yè)產值的擾動，海洋生產總值沒有馬上做出響應，第1-4期稍微有正向影響，第4期之后在0附近波動，保持波動狀態(tài)，海洋第二產業(yè)產值對海洋生產總值有長期的影響，但波動大、不穩(wěn)定。原因是海洋第二產業(yè)前期各項投入大，積極落實各項政策，得到較好發(fā)展，但后期對第二產業(yè)的投入不足或中斷，海洋第二產業(yè)得不到良好發(fā)展，所以無法對海洋經濟總量產生正向促進作用。

圖6　海洋生產總值對海洋第二產業(yè)產值擾動的響應

（八）方差分解

利用方程分解方法分析海洋第一產業(yè)產值、海洋第二產業(yè)產值、海洋第三年產業(yè)產值對海洋生產總值的貢獻度，其結果見表9所列。

表9　方差分解結果

表9中Period列是方差分解的時期數(shù)，即海洋生產總值標準差的預測期；S.E.列是海洋生產總值預測的標準差；DlnGOP列是海洋生產總值預測方差中由海洋生產總值自身引起的百分比；DlnIND1、DlnIND 2、DlnIND 3列分別是海洋生產總值預測方差中由海洋第一、二、三產業(yè)產值擾動引起的百分比?？梢钥闯龊Ｑ笊a總值的一期預測的標準差等于0.078，二期預測的標準差是0.119，比一期的標準差大，這是因為二期的預測包含了海洋第一產業(yè)產值、海洋第二產業(yè)產值和海洋第三產業(yè)產值在一期預測的不確定性的影響，而且隨著預測時期數(shù)的推移，海洋生產總值預測的標準差也逐漸增加，在第7期趨于穩(wěn)定。

在一期預測中，海洋生產總值預測方差全部是由海洋生產總值自身擾動所引起的，這是因為方差分解的第一個輸入的變量是DlnGOP，在第二期預測中，海洋生產總值預測方差有45.228%是由海洋生產總值自身引起的，有28.509%是由海洋第一產業(yè)產值擾動所引起的，有16.386%是由海洋第二產業(yè)產值擾動所引起的，有9.875%是由海洋第三產業(yè)產值擾動所引起的。隨著預測期的推移，海洋生產總值預測方差中由非海洋生產總值變量的擾動所引起的部分增加，而由海洋生產總值自身擾動引起的部分下降，但其所占的比例還是很大。大約在第7期左右，海洋生產總值分解結果基本穩(wěn)定，海洋生產總值預測方差有32.947%是由海洋第一產業(yè)產值擾動所引起，有17.104%是由海洋第二產業(yè)產值擾動所引起，21.445%由海洋第三產業(yè)產值擾動所引起。

四、結論與建議

海洋經濟是新常態(tài)下新的經濟增長點，重視海洋經濟是經濟發(fā)展和產業(yè)結構升級優(yōu)化的需要。本文基于全國1996-2014年海洋經濟數(shù)據(jù)，運用VAR模型對海洋生產總值與海洋產業(yè)結構演進進行實證分析，揭示了海洋生產總值與海洋三次產業(yè)的關系，并對海洋生產總值因素對海洋三次產業(yè)產值的沖擊進行預測，得到如下結論：

（1）海洋生產總值、海洋第一產業(yè)產值、海洋第二產業(yè)產值和海洋第三產業(yè)產值具有長期穩(wěn)定的均衡關系。

（2）海洋生產總值是海洋第一產業(yè)產值、海洋第二產業(yè)產值及海洋第三產業(yè)產值的格蘭杰原因，而反過來只有海洋第二產業(yè)產值是海洋生產總值的格蘭杰原因。

（3）根據(jù)協(xié)整檢驗、格蘭杰因果關系檢驗、VAR殘差檢驗得出目前海洋第二產業(yè)對海洋經濟貢獻最大；但方差分解顯示未來幾年海洋第一產業(yè)與海洋經濟相關性更大。

在我國經濟新常態(tài)的大背景下，根據(jù)我國國情和歷年來海洋經濟與海洋產業(yè)結構演進的實際情況，提出以下對策建議：

（1）目前只有海洋第二產業(yè)對海洋經濟總量有明顯推動作用，還要持續(xù)地加大基礎開發(fā)、科研投入、政策推動，重點發(fā)展海洋第二產業(yè)，承上啟下，有力支持海洋第一產業(yè)發(fā)展，大力帶動海洋第三產業(yè)發(fā)展。

（2）未來幾年海洋第一產業(yè)與海洋經濟相關性更大，要立足發(fā)展第一產業(yè)，與海洋第二產業(yè)、海洋第三產業(yè)協(xié)調促進，不斷調整、優(yōu)化創(chuàng)造更大經濟效益。

（3）在發(fā)展海洋產業(yè)時要重視海洋綠色生態(tài)保護，要走持續(xù)、穩(wěn)定、重視生態(tài)的發(fā)展道路，使三個產業(yè)和諧發(fā)展。

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［8］王艷.廣西海洋經濟與產業(yè)結構關系研究——基于SVAR模型的實證分析［J］.中國市場，2014（47）：62-64.

［9］盧珂，吳價寶.基于脈沖響應的海洋經濟與產業(yè)結構演進研究［J］.重慶交通大學學報：社會科學版，2014，14（2）：50-53.

［責任編輯：余志虎］

Research on the Dialectic Relationship between Marine Economy and Industrial Structure Development in the New Normal of Chinese Economy

WANG Yuan，ZHANG Yi-hua，LI Mei-fang
（School of Business Administration，Jimei University，Xiamen 361021，China）

The paper，taking Chinese marine industry as the study object and selecting the panel data from 1996 to 2014，Be?sides，builds a VAR model to make a quantitative analysis on the correlation between the three main marine industries and gross marine product and impulse response of marine economy and industrial structure development.In the paper，the longterm stable relationship between the three main marine industries and gross marine product is revealed，healthy interaction mechanism between marine economy and marine industries development is taking shape，and the causal relations between the three main marine industries and economic growth are verified in the“new normal”of Chinese economy.The government should develop the primary marine industry base ourselves on China's realities，give priority to the secondary marine industry and effective support to the tertiary marine industry when adjusting the industrial structure and optimizing policies.

new normal；marine industry；VAR model；impulse response function

F124.3

A

1007-5097（2016）10-0044-06

2016-05-22

福建省社會科學規(guī)劃項目（FJ2015B182）；福建省高等學校杰出青年科研人才培育計劃基金項目（JAJQ1501）；福建省軟科學項目（2016R0066）

王園（1980-），女，山東無棣人，講師，博士，研究方向：數(shù)據(jù)挖掘，產業(yè)經濟，商務數(shù)據(jù)分析；張儀華（1971-），男，福建尤溪人，副教授，碩士，研究方向：技術經濟與管理；李梅芳（1991-），女，福建泉州人，本科生，研究方向：商務數(shù)據(jù)分析。