毕节地区产业结构与经济增长关系实证分析

【摘要】运用协整和Granger因果检验等计量方法，分析毕节地区产业结构与经济增长的因果关系。研究结果表明，产业结构调整和经济增长之间存在单向的Granger因果关系，产业结构的调整促进经济增长。

【关键词】产业结构经济增长格兰杰因果检验ADF检验

一、引言

毕节地区位于贵州省西北部，是川、滇、黔三省接壤地区商贸、物流集散地和交通枢纽，改革开放三十多年来，毕节地区产业结构得到了一定的调整和优化，有效推动了经济的发展，但目前毕节地区经济发展存在不少问题，其中产业结构不合理是一个重要方面。随着西部大开发的推进，新一轮产业转移升级的不断加快，如何抢抓重大机遇和迎接竞争挑战，实现毕节地区的跨越式发展和推动区域经济社会又快又好发展，研究毕节地区的产业结构与经济增长关系具有重要意义。本文采用协整和Granger因果检验等计量分析方法，对毕节地区产业结构与经济增长之间的关系进行实证研究，以确定毕节地区产业结构与经济增长之间的因果导向，并根据毕节地区1978～2009年GDP、第一产业GDP、第二产业GDP和第三产业GDP的样本观测值作回归分析，测算产业结构对经济增长的贡献。

二、理论综述

20世纪60年代以后，许多经济学家在经济增长和产业结构的关系上进行了深入研究，也得出了不同结论。库兹涅茨认为，在总量与结构变动的关系中，首要的问题是总量增长，通过总量的增长来带动经济结构包括产业结构的变化，因而结论是第一产业在总产值中的比重逐步降低，第二、三产业在总产值中的比重逐步增加，这个趋势在各部门劳动力占总劳动力比重的变化中也同样明确的反映出来。罗斯托认为，经济增长本质上是一个部门变化的过程，它植根于现代技术所提供的生产函数的累积扩散之中。经济增长并不是脱离产业结构而单独发生的经济过程，恰恰是产业结构不断变化而使其功能不断提高的作用结果。因此,库兹涅茨着重强调的是伴随着人均收入增长而出现的结构变化,而罗斯托着重强调的则是使人均收入持续提高所必须的结构变化,研究的出发点和角度不同也就得出了对实际经济增长和产业结构变动关系的不同结论。

产业结构与经济增长之间是相互依赖、相互制约的关系，产业结构的演进会促进经济总量的增长，而经济总量的增长也会促进产业结构的加速演进，这已经被许多国家经济发展的实践所证明。在现代经济增长中，产业结构演进和经济增长的相互作用越来越明显，产业结构是经济增长的基础，经济增长在一定程度上取决于产业结构的状态。当三次产业比例关系协调时，经济增长就有保证；当三次产业比例关系不协调时，则经济增长就受到阻碍，经济增长率就不能保证持续、平稳。经济增长依赖于产业结构的转换，经济增长又必然导致产业结构的变动。

三、产业结构与经济增长因果关系研究

（一）模型建立

为了确定产业结构与经济增长的因果关系，即是产业结构调整引起经济增长，还是经济增长带动了产业结构的变化，本文采用Granger因果关系检验法对二者进行因果检验。Granger（1988）指出：如果变量之间是协整的，那么至少存在一个方向上的Granger原因；在非协整情况下，任何原因的推断将是无效的。因此，只有平稳序列之间或非平稳序列之间存在协整关系时，即回归结果有效时，才能进行Granger因果检验。

Granger因果关系检验的基本原理是：在做Y对其他变量（包括Y的滞后值）的回归时，如果包括X的滞后值在内能显著改进对Y的预测，我们就说X是Y的Granger原因；类似可定义Y是X的Granger原因。如果这种因果关系不可逆，则认为X是Y的Granger原因或存在X到Y的单向因果关系，如果这种因果关系可逆，X和Y的滞后值都是显著的，则存在双向因果关系。

为检验X是否为Y的Granger原因，需要构造以下两个回归模型：

无条件限制模型：Yt=α+αΔβ+βΔX+μ（1）

有条件限制模型：Yt=α+αΔY+μ（2）

其中，μ为白噪声序列，α、β为系数，n为样本量，m，k分别为Yt，Xt变量的滞后阶数，令（1）式的残差平方和为ESSt；（2）式的残差平方和为ESS0。

原假设为H0:βj=0，备择假设为Ht:βj≠0(j=1,2......,k)。若原假设成立则：F=～F(m,n-k-m-1)，即F的统计量服从于第一自由度为m，第二自由度为n-(k+m+1)的F分布。若F检验值大于标准F的临界值，则拒绝原假设，说明X的变化是Y变化的原因。

（二）数据选择

对于产业结构调整，本文采用分析产业结构调整问题中常用的结构调整系数S，即第一产业占地区生产总值的比重；对于经济增长，本文采用地区生产总值指数GDPI，以1978年的指数为1。样本区间为1978～2009年，数据来自《贵州统计年鉴》和毕节地区2009年国民经济和社会发展统计公报，并进行一些相关的必要数据处理。

（三）单位根检验

在进行Granger因果检验前，首先对原始数据进行单位根检验，以确定时间数列是否平稳。因为格兰杰等人指出当使用非平稳序列进行回归时，会造成伪回归，并且沃森也证明了当变量存在单位根时，即非平稳时，传统的统计量如t值、F值、DW值以及R2都会出现偏差。为了得到有效的检验统计量，本文首先采用ADF方法（增广迪基—富勒方法）来检验时间序列的平稳性。采用Eviews3.1完成，结果见表1。

表1 S和GDPI的单位根检验

表1的计算结果表明：产业结构调整指标S和经济增长指标GDPI的ADF检验值大于各自临界值，由此可以判定，GDPI和S都存在单位根，即它们是非平稳的时间序列过程。

（四）协整性检验

格兰杰因果检验的前提是非平稳序列的线性组合必须具备协整性，于是需要对GDPI和S之间的协整性作进一步的分析。Engle和Granger认为两个或多个非平稳时间序列的线性组合可能是平稳的。时间序列变量之间协整关系的基本思想在于：如果两个（或两个以上）时间序列呈现出非平稳性，但它们的某种线性组合却是稳定的，则这两个变量之间便存在长期的稳定关系，即协整关系，当两个不平稳的变量之间有协整关系，回归结果还是有效的，同样可以进行格兰杰因果检验。

同样用Eviews3.1做计算，为了分析产业结构调整指标S和经济增长指标GDPI之间是否存在协整关系，以GDPI为被解释变量，S为解释变量，用OLS回归方法估计回归模型，结果见图1。

图1 GDPI对S的回归结果

得到如下方程：

回归残差的序列估计值是

对残差序列进行单位根检验，结果如下：

表2 残差序列的单位根检验结果

由此可见，t检验统计量为-4.608453，小于1%、5%、10%相应的临界值，从而拒绝H0，表明残差序列不存在单位根，残差序列Et是平稳的，说明GDPI和S之间存在长期稳定的协整关系。对协整向量进行标准化，可以得到GDPI和S的协整关系为：

GDPI=-0.85S+0.51

此模型表明，毕节地区第一产业结构变动与经济增长变化是反向的，当第一产业的产值结构每变动1%，GDPI将反方向变动0.85%。

（五）Granger因果检验

由于经济增长指标GDPI和产业结构变动指标S两者之间存在协整关系，即两者存在长期均衡关系，这时用GDPI和S两个非平稳序列进行回归时，并不会造成为回归，回归结果是有效的，因此可以对GDPI和S两个序列进行因果关系检验。

利用上述Granger因果检验的基本原理，运用Eviews3.1计量经济学软件对GDPI和S之间的因果关系进行分析，相关计算结果见下表：

表3 Granger因果检验

根据格兰杰的理论观点，表3的计算结果表明，产业结构调整S会引起经济增长指标GDPI的变化，而GDPI的变化不会导致S的变化，由此可见，毕节地区经济增长与产业结构调整之间的作用方向应该是：产业结构调整促进了经济增长，而非经济增长促进了产业结构调整，这与大多数研究结果一致。从长期趋势来看，毕节地区的产业结构调整具有明显的增长效应，加速产业结构调整促进经济增长在理论上和实践中是可行的。

四、结论

1.产业结构调整和经济增长之间存在单向的因果关系，即产业结构调整促进了经济增长，而非经济增长造成毕节地区产业结构调整。目前，在国家产业大转移背景下，劳动、资本等资源从生产率较低的产业部门向生产力较高的产业部门转移，可以显著地带来巨大的资源配置效益。

2.本文的实证研究表明，毕节地区的产业结构尚处于演进的初级阶段。按照目前规划，毕节地区产业结构是：以能源及新型煤磷化工为代表的第二产业为支柱，以特优农产品为代表的第一产业为支撑，以旅游业和物流业为代表的第三产业为方向，三次产业协调发展，共同促进毕节地区经济增长。

3.毕节地区的城市定位是西部新型资源型城市，近期经济增长主要依靠第二产业发挥巨大拉动作用，但资源是有限的。从长期发展来看，毕节地区必将面临产业升级的问题，就是要促进资源型城市社会经济与资源环境的良性循环。因此，毕节地区可以由现在的以能源及新型煤化工产业为主导的产业结构，逐渐转向以高新技术产业、特优农业和现代服务业为主导的产业结构，进而促进区域经济协调可持续发展。

参考文献

[1]庞浩.计量经济学[M].北京:科学社会出版社，2006.

[2]张晓峒.计量经济学软件Eviews使用指南[M].天津:南开大学出版社，2003.

[3]李继云，孙良涛.云南产业结构与经济增长关系的实证分析[J].工业技术经济，2005(8)：90-115.

[4]杜超，李宇普.广西产业结构与经济增长关系的实证分析[J].经济管理者，2010(5)：221-219.

作者简介：江玉（1986-），女，贵州省遵义市人，贵州大学2009级管理科学与工程专业硕士研究生，研究方向：管理理论及应用、房地产经济。