基于協(xié)整分析的吉林省服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究

周曉

摘 要：通過對2000-2012年吉林省第三產(chǎn)業(yè)增加值與國內(nèi)生產(chǎn)總值這一時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整分析、格蘭杰因果關(guān)系檢驗以及構(gòu)建誤差修正模型，研究吉林省服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的動態(tài)關(guān)系，結(jié)果表明：吉林省服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在長期均衡的穩(wěn)定關(guān)系，而且長期內(nèi)服務(wù)業(yè)的發(fā)展與經(jīng)濟的增長具有雙向的Granger因果關(guān)系。因此，吉林省應(yīng)從優(yōu)先發(fā)展生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)、加快信息服務(wù)公共平臺建設(shè)、完善現(xiàn)代金融服務(wù)體系、突出發(fā)展吉林特色服務(wù)業(yè)來加快服務(wù)業(yè)的發(fā)展進而促進全省經(jīng)濟的持續(xù)健康穩(wěn)定增長。

關(guān)鍵詞：吉林??；服務(wù)業(yè)發(fā)展；經(jīng)濟增長；協(xié)整分析

中圖分類號：F224 文獻標(biāo)識碼：A doi：10.3969/j.issn.1672-3309（x）.2013.09.56 文章編號：1672-3309（2013）09-125-03

一、引言

隨著國辦發(fā)〔2001〕98號文件的發(fā)布，我國城市“退二進三”政策開始逐步實施。服務(wù)業(yè)的發(fā)展逐漸成為拉動一國經(jīng)濟增長，增強國際競爭力的主要力量，成為優(yōu)化經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式的必然選擇。黨的十八大報告中，在推進經(jīng)濟結(jié)構(gòu)戰(zhàn)略性調(diào)整方面，胡錦濤強調(diào)要優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)推動服務(wù)業(yè)特別是現(xiàn)代服務(wù)業(yè)發(fā)展壯大。因此，正確認(rèn)識服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系，對于實現(xiàn)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的調(diào)整，進一步促進經(jīng)濟的增長具有重要的現(xiàn)實意義。

關(guān)于服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系這一問題，國內(nèi)外很多學(xué)者對其作了研究。從國外學(xué)者的研究現(xiàn)狀來看，Cohen和Zysman（1987）主張服務(wù)業(yè)依賴于其他產(chǎn)業(yè)活動，認(rèn)為服務(wù)業(yè)在經(jīng)濟發(fā)展中起著被動的作用。[1]Summers（1985）運用1975年34個國家的數(shù)據(jù)，計算了6個服務(wù)業(yè)部門與GDP的關(guān)系，并以人均GDP為自變量、服務(wù)業(yè)支出為因變量建立回歸模型，結(jié)果表明二者之間并不存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。[2]Clemes（2002）研究了從1965-1994年服務(wù)業(yè)的發(fā)展對東南亞國家經(jīng)濟增長的貢獻，并認(rèn)為服務(wù)業(yè)的發(fā)展可以提高資源配置率和要素生產(chǎn)率，促進經(jīng)濟增長。[3]

國內(nèi)學(xué)者對服務(wù)業(yè)與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究也大多基于實證分析的角度。魏鋒、曹中（2007）基于東、中、西部的面板數(shù)據(jù)對我國服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了實證研究，認(rèn)為三個地區(qū)服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的因果關(guān)系是有差異的。[4]王治、王耀中（2009）利用1978-2007年行業(yè)數(shù)據(jù)對中國服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系作了實證研究，認(rèn)為由于服務(wù)業(yè)的復(fù)雜性和異質(zhì)性，不同服務(wù)行業(yè)與經(jīng)濟增長的因果關(guān)系是不同的。[5]曾國平（2010）根據(jù)我國1952-2007年的時間序列數(shù)據(jù)對城市化水平、服務(wù)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長三者之間的關(guān)系進行了研究，認(rèn)為服務(wù)業(yè)和經(jīng)濟增長之間是相互促進的，城市化水平對經(jīng)濟增長作用并不明顯。[6]

目前，吉林省正處于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的關(guān)鍵時期，2012年國內(nèi)生產(chǎn)總值達(dá)11937.82億元，第三產(chǎn)業(yè)增加值4151.26億元，高于全國平均水平2.9個百分點，對全省經(jīng)濟的貢獻率為34.8%。因此，對吉林省服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長的內(nèi)在機制進行實證研究對于明確二者之間的關(guān)系，進一步促進全省經(jīng)濟的平穩(wěn)健康穩(wěn)定發(fā)展具有重要意義。

本文利用2000-2012年吉林省第三產(chǎn)業(yè)增加值與國內(nèi)生產(chǎn)總值的時間序列數(shù)據(jù)通過平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整分析、Granger因果關(guān)系檢驗和誤差修正模型的構(gòu)建對吉林省服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了研究，得出二者具有長期均衡穩(wěn)定的關(guān)系，長期來看，服務(wù)業(yè)的發(fā)展與經(jīng)濟增長具有雙向的Granger因果關(guān)系。最后，從優(yōu)先發(fā)展生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)、加快信息服務(wù)公共平臺建設(shè)、完善現(xiàn)代金融服務(wù)體系、突出發(fā)展吉林特色服務(wù)業(yè)著手來加快服務(wù)業(yè)的發(fā)展進而促進全省經(jīng)濟的增長。

二、吉林省服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析

（一）數(shù)據(jù)選取與處理

本文選取了2000-2012年吉林省服務(wù)業(yè)增加值（SRV）與國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的時間序列數(shù)據(jù)，[7]為了消除物價水平變動對SRV和GDP的影響，以1994年為基期進行指數(shù)平減，生成實際的服務(wù)業(yè)增加值（RSRV）和實際的國內(nèi)生產(chǎn)總值（RGDP）。同時為了避免時間序列數(shù)據(jù)存在異方差，在不改變原協(xié)整關(guān)系的情況下，將數(shù)據(jù)取自然對數(shù)，分別用LNRSRV和LNRGDP表示。采用雙對數(shù)模型對服務(wù)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長的關(guān)系進行實證研究。模型的回歸與檢驗均利用Eviews5.0計量軟件來完成。

（二）平穩(wěn)性檢驗

由于本文采用的是服務(wù)業(yè)增加值和國內(nèi)生產(chǎn)總值的時間序列數(shù)據(jù)，通常是非平穩(wěn)的，直接進行回歸分析可能會出現(xiàn)“偽”回歸，因此需要先對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。如果LNRSRV和LNRGDP這兩個變量是非平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)，那么再對他們差分后的序列進行檢驗看是否平穩(wěn)。在各變量為平穩(wěn)的序列的前提下，他們的線性組合也是平穩(wěn)的，變量間才存在協(xié)整關(guān)系。運用Eviews5.0軟件所做的ADF檢驗的結(jié)果如下表1所示。

由以上表1可以看出，在α=0.01的顯著性水平下，LNRSRV和LNRGDP的二階差分的ADF統(tǒng)計量均小于臨界值，從而LNRSRV和LNRGDP均為二階平穩(wěn)序列，即為I（2）序列，由此說明，服務(wù)業(yè)增加值和國內(nèi)生產(chǎn)總值可能存在長期均衡穩(wěn)定關(guān)系，進一步對其進行協(xié)整檢驗。

（三）協(xié)整關(guān)系檢驗

20世紀(jì)80年代由恩格爾和格蘭杰首次提出了協(xié)整理論，該理論用來檢驗兩個或多個時間序列之間是否具有長期均衡穩(wěn)定關(guān)系。基本理論思想為：即使兩個或兩個以上變量是非平穩(wěn)的，但是他們的某個線性組合卻是平穩(wěn)的，那么這兩個或多個變量之間就存在著長期均衡穩(wěn)定關(guān)系。[8]本文運用Engel和Granger提出的E-G兩步檢驗法對吉林省服務(wù)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長關(guān)系進行協(xié)整檢驗。

首先，利用Eviews5.0計量軟件采用普通最小二乘法（OLS）估計協(xié)整回歸模型：

LNRGDP=-0.1466+0.9909LNRSRV

t = （-0.9832） （42.5068）

然后，對殘差e進行單位根檢驗，看其是否為平穩(wěn)性序列。以下表2為e的單位根ADF檢驗結(jié)果。

由表2可以看出，殘差e的ADF值為-1.9431，其絕對值大于10%水平下的臨界值-1.6029的絕對值，所以拒絕存在單位根的零假設(shè)，說明殘差e在10%的顯著性水平下為平穩(wěn)序列，因此，吉林省服務(wù)業(yè)增加值和國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在協(xié)整關(guān)系，從而服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長之間具有長期均衡穩(wěn)定關(guān)系。

（四）格蘭杰因果關(guān)系檢驗

通過以上協(xié)整關(guān)系檢驗得出了吉林省服務(wù)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長之間存在著長期均衡穩(wěn)定的關(guān)系，二者之間是否具有因果關(guān)系，究竟是服務(wù)業(yè)的發(fā)展變化引起了經(jīng)濟增長的變化，還是經(jīng)濟增長的變化引起了服務(wù)業(yè)的發(fā)展，或者二者之間有著相互影響的作用，還需要對此進行Granger因果關(guān)系檢驗。

Granger因果關(guān)系檢驗的實質(zhì)是檢驗一個變量的滯后變量是否可以引入到其他變量方程中。一個變量如果受到其他變量的滯后影響，則稱他們具有Granger因果關(guān)系。[8]由于不同的滯后期二者之間的Granger因果關(guān)系不同，本文采用滯后1、2期對LNRSRV和LNRGDP做了格蘭杰因果關(guān)系檢驗。檢驗結(jié)果如表3所示：

由以上表3可以看出，當(dāng)滯后階數(shù)為1時，服務(wù)業(yè)發(fā)展是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，但經(jīng)濟增長卻不是服務(wù)業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因；當(dāng)滯后階數(shù)為2時，服務(wù)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長互為格蘭杰因果關(guān)系。也即長期來看，不僅經(jīng)濟的增長會促進服務(wù)業(yè)的發(fā)展而且服務(wù)業(yè)的發(fā)展也會帶動經(jīng)濟的增長，二者具有雙向的Granger因果關(guān)系。

（五）誤差修正模型（ECM）

通過對LNRSRV和LNRGDP兩個變量進行平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整關(guān)系檢驗以及格蘭杰因果關(guān)系檢驗得知二者之間存在長期均衡穩(wěn)定關(guān)系且長期內(nèi)二者相互格蘭杰因果原因，為了度量二者之間的短期偏離，將誤差修正項作為解釋變量加入模型來研究模型的短期動態(tài)和長期調(diào)整特征。利用Eviews5.0建立的回歸結(jié)果如下：

由此，誤差修正模型為：

在上述誤差修正模型中，誤差修正項的系數(shù)為-0.5586，符合反向修正機制，當(dāng)短期波動偏離長期均衡狀態(tài)時，將以55.86%的力度拉回到均衡狀態(tài)。服務(wù)業(yè)的短期波動將導(dǎo)致經(jīng)濟增長的同向變化，服務(wù)業(yè)增加值每增長1%引起國內(nèi)生產(chǎn)總值增長0.48%。模型的系數(shù)均通過檢驗，且DW約等于2，說明該模型能夠很好的解釋吉林省服務(wù)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長的短期波動和長期均衡穩(wěn)定的關(guān)系。

三、結(jié)論以及促進吉林省服務(wù)業(yè)發(fā)展的路徑

本文通過對吉林省2000-2012年服務(wù)業(yè)增加值與國內(nèi)生產(chǎn)總值在消除物價水平影響之后的時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗得知LNRSRV和LNRGDP均為二階單整平穩(wěn)序列，進一步對序列進行E-G兩步法協(xié)整檢驗的結(jié)果表明，服務(wù)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長二者之間存在著長期的均衡穩(wěn)定關(guān)系；由Granger因果關(guān)系檢驗的結(jié)果可知，滯后期為2的情況下，服務(wù)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長具有雙向的格蘭杰因果關(guān)系，不僅經(jīng)濟增長促進服務(wù)業(yè)的發(fā)展，而且服務(wù)業(yè)的發(fā)展也會促進經(jīng)濟的增長，二者相互影響，相互促進。因此，吉林省政府應(yīng)該采取相應(yīng)的政策措施來促進服務(wù)業(yè)的發(fā)展進而帶動經(jīng)濟的長久持續(xù)增長。

吉林省研究制定的《加快推進服務(wù)業(yè)跨越發(fā)展的若干政策》，在市場準(zhǔn)入、財政、稅費、土地、金融、集聚區(qū)等方面實現(xiàn)了重要突破。當(dāng)前，吉林省服務(wù)業(yè)重點領(lǐng)域發(fā)展勢頭良好，文化產(chǎn)業(yè)改革發(fā)展力度加大，吉視傳媒股份有限公司成功上市、吉林省東北亞文化創(chuàng)意科技園被命名為國家級文化產(chǎn)業(yè)試驗園區(qū)。但是，服務(wù)業(yè)總體規(guī)模尚小，對經(jīng)濟增長的貢獻率依然偏低，而且服務(wù)業(yè)集聚力較弱，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展滯后。鑒于此，吉林省將著力優(yōu)化服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)，推進服務(wù)產(chǎn)業(yè)集聚，加快服務(wù)業(yè)向集群、特色、現(xiàn)代方向轉(zhuǎn)變。

首先，優(yōu)先發(fā)展生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)。吉林省依托其自身產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢、資源稟賦和消費市場需求，沿主要交通干線和節(jié)點城鎮(zhèn)，布局建設(shè)現(xiàn)代物流業(yè)重大項目，積極發(fā)展汽車整車及零部件、石化、農(nóng)副產(chǎn)品加工、生物醫(yī)藥、輕工紡織等大宗商品的產(chǎn)業(yè)物流。

其次，重點發(fā)展電信服務(wù)、互聯(lián)網(wǎng)服務(wù)，加快信息服務(wù)公共平臺建設(shè)，以長春、吉林為重點，推進信息產(chǎn)業(yè)園區(qū)建設(shè)，吸引高端信息產(chǎn)業(yè)落戶該省產(chǎn)業(yè)園區(qū)，擴大信息服務(wù)產(chǎn)業(yè)規(guī)模。

再次，加快金融創(chuàng)新步伐，大力發(fā)展銀行、證券、保險、擔(dān)保、租賃業(yè)等，積極培育股權(quán)投資基金、網(wǎng)絡(luò)金融等新型金融服務(wù)業(yè)，完善現(xiàn)代金融服務(wù)體系。

最后，突出發(fā)展吉林特色服務(wù)業(yè)。發(fā)揮長白山品牌和鮮明的東北地理氣候、科教文化、民俗風(fēng)情等旅游文化資源優(yōu)勢，打造旅游精品路線，加快旅游產(chǎn)品開發(fā)，加強旅游基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)；加快文化體系建設(shè)，促進娛樂演出業(yè)發(fā)展繁榮，推動文化產(chǎn)業(yè)升級。[9]

參考文獻：

[1] Cohen.S，Zysman.J，Manufacturing Matters：The Myth of the Post-industrial Economy，New York：Basic Books.1987.

[2] Summers.R，Services in the International Economy in manned，Managing the Services Economy：Prospects and Problems，Cambridge University Press.1985.

[3] Clemes.M，Services and Economy Growth in ASEAN Economies，ASEAN Economic Bulleth，Thursday，August1.2002.

[4] 魏鋒、曹中.我國服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長的因果關(guān)系研究：基于東、中、西部面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].統(tǒng)計研究，2007，（02）：44-46.

[5] 王治、王耀中.中國服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究：基于1978-2007行業(yè)數(shù)據(jù)的經(jīng)驗證據(jù)[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究，2009，（05）：30-37.

[6] 曾國平、袁孝科.中國城市化水平、服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系實證研究[J].財經(jīng)問題研究，2010，（08）：9-14.

[7] 國家統(tǒng)計局.中國統(tǒng)計年鑒[Z].北京：中國統(tǒng)計出版社，2001—2012.吉林省統(tǒng)計局.吉林省國民經(jīng)濟和社會發(fā)展公報[1].2012，（03）.

[8] 孫敬水.計量經(jīng)濟學(xué)[M].北京：清華大學(xué)出版社，2004：320-380.

[9] http：//www.jl.gov.cn/jjjs/zs_jjjs/201303/t20130304_1424527.

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