我國服務(wù)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的統(tǒng)計檢驗

王必鋒 ，賴志花

（1.遼寧大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，沈陽 110036；2.石家莊經(jīng)濟(jì)學(xué)院 經(jīng)貿(mào)學(xué)院，石家莊 050031）

我國服務(wù)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的統(tǒng)計檢驗

王必鋒1，2，賴志花2

（1.遼寧大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，沈陽 110036；2.石家莊經(jīng)濟(jì)學(xué)院 經(jīng)貿(mào)學(xué)院，石家莊 050031）

改革開放30年來，我國服務(wù)業(yè)已經(jīng)取得了較大的發(fā)展。文章利用狀態(tài)空間模型和卡爾曼濾波對我國服務(wù)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了深入分析，得出如下結(jié)論：（1）我國服務(wù)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長之間不存在固定參數(shù)協(xié)整關(guān)系，而是時變參數(shù)模型；（2）該時變均衡比例呈現(xiàn)出平穩(wěn)上升態(tài)勢；并在此基礎(chǔ)上提出發(fā)展我國服務(wù)業(yè)的相關(guān)建議。

狀態(tài)空間模型；卡爾曼濾波；服務(wù)業(yè)；經(jīng)濟(jì)增長

0 引言

第三產(chǎn)業(yè)作為國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要組成部分，其發(fā)展水平是衡量一個國家或地區(qū)發(fā)達(dá)程度的重要標(biāo)志，對促進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級、增加就業(yè)、提高人民生活質(zhì)量具有重要作用。改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)取得了顯著發(fā)展，GDP從1978年的3645.217億元增加到2008年的300670億元，扣除物價上漲因素，平均增長速度為9.63%；第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值從1978年的872.4829億元增加到2008年的120487億元，平均增長速度為14.98%，而同時期第一產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)平均增長速度分別僅為6.34%、9.69%。與此同時，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷調(diào)整，由1978年的第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)28.19：47.87：23.94 調(diào)整為 2008 年的 11.31：48.62：40.07，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷升級，第三產(chǎn)業(yè)得到了迅猛發(fā)展。第三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)率由1990年的17.32%躍至2007年的42.32%，其吸納就業(yè)人員的比重在1995年首次超過了第二產(chǎn)業(yè)，由1995年的24.8%發(fā)展至2007年的32.4%，上升了7.6個百分點(diǎn)，而同時第一產(chǎn)業(yè)吸納就業(yè)人員的比重則下降了11.4個百分點(diǎn)，第二產(chǎn)業(yè)的比重僅上升了3.8個百分點(diǎn)。但與世界第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平相比，我國第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平是明顯滯后于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。據(jù)世界銀行公布的數(shù)據(jù)，2005年美國、英國第三產(chǎn)業(yè)吸納就業(yè)人員的比重分別高達(dá)77.8%、76.3%；2006年兩國第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重分別為76.7%、72.8%。因此，加快我國第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，提高城市化水平，對于促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速健康發(fā)展具有重要的意義。本文利用狀態(tài)空間模型對服務(wù)業(yè)與我國經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行實證分析，以更好地研究這兩者之間的關(guān)系，從而促進(jìn)我國服務(wù)業(yè)的更好發(fā)展。

1 數(shù)據(jù)的選擇與處理

為了考察我國服務(wù)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，本文選擇服務(wù)業(yè)增加值來度量服務(wù)業(yè)的發(fā)展水平，GDP來反映經(jīng)濟(jì)增長。所有數(shù)據(jù)均來自于《2008中國統(tǒng)計年鑒》(2008年相關(guān)數(shù)據(jù)來自于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站)，樣本區(qū)間為1980～2008年。為了剔除物價水平變動的影響，本文將上述兩個指標(biāo)均調(diào)整為1980年的價格水平，得到實際的服務(wù)業(yè)增加值和GDP。同時為了消除異方差的影響，對服務(wù)業(yè)增加值（SSVA）、GDP進(jìn)行自然對數(shù)變換，用變量LNSSVA、LNGDP分別表示對數(shù)變換后的我國實際服務(wù)業(yè)增加值和GDP（處理后的數(shù)據(jù)省略）。

表1 1978～2008年我國三大產(chǎn)業(yè)絕對值及相對結(jié)構(gòu)

從圖1看，我國服務(wù)業(yè)增加值（SSVA）和GDP在 1980～1992年間緩慢增長，1992～2000年之間增長速度有所加快，2000～2008年期間獲得迅猛發(fā)展，由此可以為從圖上粗略判斷前后這種結(jié)構(gòu)的變化。而建立模型時往往希望模型的參數(shù)是穩(wěn)定的，即所謂的結(jié)構(gòu)不變，這將提高模型的預(yù)測和分析能力。然而，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變化往往導(dǎo)致計量模型結(jié)構(gòu)也發(fā)生變化。為了進(jìn)一步準(zhǔn)確判斷經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)是否發(fā)生了變化，本文采用鄒氏檢驗來判斷這種變化是否發(fā)生。

本文為了研究GDP和服務(wù)業(yè)之間的關(guān)系，建立如下模型：

采用鄒氏檢驗判斷模型的穩(wěn)定性需要將樣本數(shù)據(jù)分割成兩個連續(xù)的時間序列數(shù)據(jù)，用這兩個樣本數(shù)據(jù)運(yùn)用上式進(jìn)行回歸，得到相應(yīng)的殘差平方和RSS1與RSS2；然后將兩個時序合并為一個大樣本后運(yùn)用上式進(jìn)行回歸，得到大樣本下的殘差平方和RSSR；最后通過計算鄒檢驗的F統(tǒng)計量。

如果F大于相應(yīng)的臨界值，則認(rèn)為模型的結(jié)構(gòu)發(fā)生了變化，參數(shù)是非穩(wěn)定的。

本文采用鄒檢驗首先將樣本數(shù)據(jù)分成1980～1992年、1992～2000年、2000～2008年三段，借助于統(tǒng)計軟件，得到以1992年、2000年為分割日期的鄒檢驗結(jié)果：

由上述檢驗結(jié)果可知，以1992年、2000年為分割日期的鄒檢驗F統(tǒng)計量分別為32.22、5.03，其對應(yīng)的P值分別為0和2.59%，小于顯著性水平5%，因而拒絕參數(shù)穩(wěn)定的原假設(shè)，表明我國服務(wù)業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系在1992年與2000年前后發(fā)生了顯著變化。而發(fā)生這種變化的原因主要是在這兩個分割點(diǎn)受到政策變遷的影響，1992年小平南巡講話指出要調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，發(fā)展金融業(yè)、服務(wù)業(yè)和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，把第三產(chǎn)業(yè)當(dāng)做支柱產(chǎn)業(yè)；2000年我國加入世貿(mào)組織為我國服務(wù)業(yè)發(fā)展提供了新機(jī)遇。而采用固定參數(shù)模型不能體現(xiàn)這種經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變化，因而本文構(gòu)造LNGDP、LNSSVA的變參數(shù)模型。

表2 1992年分割點(diǎn)的鄒檢驗結(jié)果

表3 2000年分割點(diǎn)的鄒檢驗結(jié)果

2 變參數(shù)模型的狀態(tài)空間表示

狀態(tài)空間模型能夠體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變化，由量測方程和狀態(tài)方程構(gòu)成，許多實際的經(jīng)濟(jì)問題可以表達(dá)或轉(zhuǎn)換成狀態(tài)空間模型加以解決。相對于經(jīng)典回歸而言，狀態(tài)空間形式一方面將不可觀測的狀態(tài)變量并入可觀測模型并與其一起得到估計結(jié)果；另一方面利用強(qiáng)有力的迭代計算—卡爾曼濾波來估計。變參數(shù)模型的狀態(tài)空間表示如下：

其中，Yt是包含k個經(jīng)濟(jì)變量的k*1維可觀測向量；Xt表示k*m矩陣，是具有變參數(shù)的解釋變量矩陣；Zt是具有固定參數(shù)的解釋變量矩陣；γ是固定參數(shù)；βt是隨時間改變的，體現(xiàn)了解釋變量對因變量影響關(guān)系改變的狀態(tài)向量，也可以表示成AR（p）過程，一般表示成一階馬爾可夫過程。并且假定μt和εt是相互獨(dú)立的，且服從均值為零，方差為σ2和協(xié)方差矩陣為Q的正態(tài)分布。

2.1 變量的平穩(wěn)性檢驗

變參數(shù)模型要求模型中的變量必須是平穩(wěn)的，或變量間存在協(xié)整關(guān)系，從而避免變量間的偽回歸問題。因而，建立變參數(shù)的狀態(tài)空間模型之間需要對變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗.本文使用ADF檢驗對各變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗，其結(jié)果見表4。

由表4的檢驗結(jié)果可知，LNGDP、LNSSVA在10%的顯著性水平下大于所對應(yīng)的MacKinnon臨界值；而LNGDP、LNSSVA的一階差分在10%的顯著性水平下小于ADF臨界值，表示這四個變量的一階差分是平穩(wěn)的。綜上所述，序列LNGDP、LNSSVA均為一階單整序列。依據(jù)協(xié)整理論，對于通過平穩(wěn)性檢驗而且單整階數(shù)的序列，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗，分析變量之間的長期均衡關(guān)系。

2.2 協(xié)整檢驗

由于絕大多數(shù)的經(jīng)濟(jì)時間序列是非平穩(wěn)的，因此不能使用經(jīng)典回歸模型，否則會出現(xiàn)虛假回歸等諸多問題。由于在客觀的經(jīng)濟(jì)活動中，許多經(jīng)濟(jì)變量是非平穩(wěn)的，這就給經(jīng)典的回歸分析方法帶來了很大限制。但是它們之間存在長期的穩(wěn)定關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。依據(jù)協(xié)整理論，只有當(dāng)變量的單整階數(shù)相同時，才可能協(xié)整檢驗。同時只有變量間存在協(xié)整關(guān)系，建立的狀態(tài)空間模型才有意義。通過上述的單位根檢驗表明，序列LNGDP、LNSSVA均為一階單整序列，因而變量之間存在長期均衡關(guān)系，即協(xié)整。本文采用Engle-Granger來檢驗兩變量間的協(xié)整關(guān)系，也稱為EG檢驗。首先，用OLS估計方程（1）并計算非均衡誤差，即殘差（et）；然后，檢驗殘差的單整性。本文仍采用ADF來檢驗殘差的單整性，由于回歸中已含有截距項，則檢驗?zāi)Ｐ椭袩o需使用截距項，檢驗結(jié)果見表5。

表4 變量的單位根檢驗結(jié)果

表5 變量間固定參數(shù)協(xié)整關(guān)系檢驗

表6 變參數(shù)空間模型估計結(jié)果

檢驗結(jié)果表明，在1%的顯著性水平下，ADF統(tǒng)計檢驗值-2.4462大于其ADF臨界值，表明在該顯著性水平下不能拒絕存在單位根的假設(shè)，即該兩變量間不存在長期穩(wěn)定的“均衡”關(guān)系，從而不存在固定參數(shù)的協(xié)整關(guān)系。

2.3 變參數(shù)狀態(tài)空間模型的建立

本文構(gòu)建的變參數(shù)狀態(tài)空間模型如下：

其中，βt為變參數(shù)，代表GDP對服務(wù)業(yè)的彈性。采用卡爾曼濾波估計結(jié)果如下，表中給出了狀態(tài)空間模型的參數(shù)估計值、Z統(tǒng)計量及對應(yīng)的臨界概率等指標(biāo)，其中SC1指的是GDP對服務(wù)業(yè)的彈性βt。檢驗結(jié)果表明，所有的參數(shù)及狀態(tài)向量的最終值都通過了顯著性檢驗。

在對參數(shù)利用極大似然估計時，利用卡爾曼濾波可以得到GDP對服務(wù)業(yè)彈性的曲線圖（圖2）?？梢钥吹紾DP對服務(wù)業(yè)彈性變化比較大，基本呈穩(wěn)健上升態(tài)勢的線性變化，其變動范圍基本上與2倍標(biāo)準(zhǔn)差相吻合，說明估計誤差較小，GDP對服務(wù)業(yè)彈性大約在0.49～0.54之間變動。服務(wù)業(yè)每增加1%，將帶動國了經(jīng)濟(jì)增長0.49%，而且隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，服務(wù)業(yè)對國民經(jīng)濟(jì)的帶動作用遂漸呈上升的態(tài)勢，而且這種帶動作用起來越明顯。

2.4 變協(xié)整關(guān)系的檢驗

上文采用卡爾曼濾波來估計狀態(tài)空間模型，變協(xié)整關(guān)系的檢驗實際是對估計出來的量測方程的誤差項平穩(wěn)性的檢驗。如果檢驗表明該誤差序列是平穩(wěn)的，則表明變量間存在著變協(xié)整關(guān)系；如果檢驗結(jié)果表明該誤差序列是非平穩(wěn)的，則表明變量間不存在變協(xié)整關(guān)系。

表7 變協(xié)整關(guān)系檢驗

檢驗結(jié)果表明，在1%的顯著性水平下，ADF統(tǒng)計檢驗值-4.40569小于其ADF臨界值，表明在該顯著性水平下拒絕存在單位根的假設(shè)，即該兩變量間存在長期均衡不斷變化的變協(xié)整關(guān)系。

3 結(jié)論及建議

上述實證分析表明：1980～2008年期間，服務(wù)業(yè)與GDP之間不存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，而是存在長期均衡不變的變協(xié)整關(guān)系，我國服務(wù)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的彈性表現(xiàn)出一個穩(wěn)定上升趨勢，大約在0.49～0.54之間波動，這說明服務(wù)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用越來越大。因此，在今后經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，要重視服務(wù)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用，采取一系列的措施促進(jìn)我國服務(wù)業(yè)的發(fā)展，利用合理算途徑實現(xiàn)服務(wù)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的潛在作用。具體來看，當(dāng)前我們應(yīng)該做到如下幾點(diǎn)：

（1）大力發(fā)展現(xiàn)代服務(wù)業(yè),改造傳統(tǒng)服務(wù)業(yè),提高服務(wù)業(yè)吸納勞動力就業(yè)的能力；

（2）服務(wù)業(yè)的發(fā)展要堅持市場化導(dǎo)向，同時也需要政策的適當(dāng)扶持；

（3）服務(wù)業(yè)的發(fā)展必須圍繞制造業(yè)的發(fā)展；

（4）加大財政投入，推動服務(wù)業(yè)發(fā)展。

[1]黃少軍.服務(wù)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長[M].北京:經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2000.

[2]劉偉，李紹榮.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2002，(5).

[3]江小涓，李輝.服務(wù)業(yè)與中國經(jīng)濟(jì):相關(guān)性和加快增長的潛力[J].經(jīng)濟(jì)研究，2004，(1).

[4]吳敬璉.中國增長模式抉擇[M].上海遠(yuǎn)東出版社，2006.

[5]劉培林，宋湛.服務(wù)來和制造企業(yè)法人績效比較[J].經(jīng)濟(jì)研究，2007，（1）

[6]羅光強(qiáng)，曾福生，曾偉.服務(wù)業(yè)發(fā)展對中國經(jīng)濟(jì)增長周期的影響[J].財貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2008，(5).

[7]時靜靜，畢濤.經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期山東省經(jīng)濟(jì)增長與經(jīng)濟(jì)增長的長期均衡關(guān)系[J].價值工程，2008，(11).

[8]董玉婷，董承章.影響中國經(jīng)濟(jì)增長最優(yōu)宏觀稅負(fù)水平研究[J].中央財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2009，(2).

[9]陳安平.中國經(jīng)濟(jì)增長與收入差距關(guān)系的經(jīng)驗研究[J].經(jīng)濟(jì)問題，2010，（4）.

[10]高鐵梅.計量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模[M].北京:清華大學(xué)出版社，2006.

F224.0

A

1002-6487（2011）02-0086-03

河北省科技廳軟科學(xué)項目(10457205D-18)；石家莊經(jīng)濟(jì)學(xué)院科研基金資助項目（XN200736）

（責(zé)任編輯/浩 天）