產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究
——以江西省為例

張家平，尹 晉，范天一

（1.東北財經(jīng)大學 公共管理學院；2.東北財經(jīng)大學 會計學院，遼寧 大連 116023）

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究
——以江西省為例

張家平1，尹 晉1，范天一2

（1.東北財經(jīng)大學 公共管理學院；2.東北財經(jīng)大學 會計學院，遼寧 大連 116023）

本文以1978-2009年江西省GDP及各次產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)比例數(shù)據(jù)為樣本，運用協(xié)整分析理論和誤差修正（EC）模型研究江西省三次產(chǎn)業(yè)及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對經(jīng)濟增長的貢獻.研究發(fā)現(xiàn)：第一，江西省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動與經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)同互動關(guān)系；第二，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對GDP的短期影響顯著大于其對GDP的長期影響；第三，最能有效地拉動江西省經(jīng)濟增長的是其第二產(chǎn)業(yè)，其次為第三產(chǎn)業(yè).

經(jīng)濟增長；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；誤差修正模型；Granger因果關(guān)系檢驗

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的關(guān)系極為密切.不同的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有不同的整體效益，從而導致經(jīng)濟以不同的速度增長，而不同速度的經(jīng)濟增長又會對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生不同的需求.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與經(jīng)濟增長是分不開的，它們是有機統(tǒng)一的.經(jīng)濟增長促進了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，同時產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整也反過來作用于經(jīng)濟增長.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是前期經(jīng)濟增長與發(fā)展的結(jié)果和未來經(jīng)濟增長的基礎(chǔ)，是影響經(jīng)濟發(fā)展的基本要素.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生兩方面影響：一方面，如果產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理，變化的速度太慢，會阻礙經(jīng)濟增長；另一方面，如果產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)能夠不斷地調(diào)整升級，可以有效改善資源配置，促進經(jīng)濟增長.

長期以來，由于地理位置和歷史的原因，江西省經(jīng)濟發(fā)展都處于全國落后水平.雖然江西早在2001年就提出要實現(xiàn)在中部地區(qū)崛起的戰(zhàn)略目標，近年來也確實取得了一些可喜的進步，但江西省的增長主要是靠物質(zhì)資本、勞動力等生產(chǎn)要素的高投入、高消耗取得的，由產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整拉動的成分較小.這種陳舊的粗放式經(jīng)濟增長模式不僅造成了資源的巨大浪費，而且使得江西省與發(fā)達地區(qū)的經(jīng)濟差距進一步拉大.在這種情況下，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整成為江西經(jīng)濟發(fā)展的新突破口.因此，對江西省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關(guān)系進行研究，將有助于認清江西省的產(chǎn)業(yè)發(fā)展態(tài)勢，對促進地區(qū)經(jīng)濟增長具有極大的現(xiàn)實意義.本文的研究內(nèi)容可分為四個部分：第一部分是文獻綜述；第二部分介紹誤差修正模型及其建模的一般步驟；第三部分是實證研究；最后給出主要結(jié)論.

1 文獻綜述

早在300多年前，現(xiàn)代政治經(jīng)濟學的鼻祖威廉·配第（William Petty,1652）就注意到了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系.當西方發(fā)達國家紛紛進入工業(yè)化時代之后，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的問題開始受到越來越多的經(jīng)濟學家的關(guān)注.克拉克（Clark, 1940）對美國的就業(yè)結(jié)構(gòu)進行了分析，指出美國就業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變順序是從第一產(chǎn)業(yè)到第二產(chǎn)業(yè)，繼而到第三產(chǎn)業(yè)，但缺乏相應的實證分析.美國經(jīng)濟學家?guī)炱澞摹の髅桑⊿imon Kuznets,1949）在前人研究的基礎(chǔ)上研究了各國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的關(guān)系，指出在經(jīng)濟發(fā)展的不同階段產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的影響有很大的差異，然而卻沒有對各國應該采取怎樣的產(chǎn)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略提供參考.

此后，又有許多國內(nèi)外的學者對經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系進行分析和探討.分析表明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的逐漸優(yōu)化對地區(qū)GDP的增長產(chǎn)生了重大影響，鑒于各個地區(qū)的發(fā)展態(tài)勢以及模式的不同，適用于各個地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)模式也就會有所差異.錢納里（Chenery,1968）通過分析部門增長的決定要素，并利用51個國家的經(jīng)驗數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，當一個國家的經(jīng)濟規(guī)模發(fā)生變化時，服務(wù)業(yè)和農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)比例變化最小，而制造業(yè)增長最大，由此提出產(chǎn)業(yè)增長的模式應以工業(yè)化模式為主，并認為這種工業(yè)化模式能使資源得到最優(yōu)配置.羅默（Romer,1998）通過對經(jīng)濟增長的計算后認為,長期經(jīng)濟增長是由技術(shù)進步（含經(jīng)濟制度的變遷）貢獻的，而短期經(jīng)濟增長則是由資本和勞動等要素投入的增加貢獻的.Michael Peneder(2003)在傳統(tǒng)偏離-份額分析的基礎(chǔ)上，運用動態(tài)面板估計對經(jīng)濟合作與發(fā)展組織的28個國家的數(shù)據(jù)進行實證研究，研究證實，在20世紀90年代產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是經(jīng)濟增長和發(fā)展的一個重要的決定因素.

我國學者也運用不同的分析方法對國內(nèi)部分省市區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動和經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了大量的實證研究.呂鐵、周叔蓮（1999）對1979-1976年三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動及增長效應進行實證考察，從資源再配置效應對經(jīng)濟增長的貢獻看，我國三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動對增長的影響較小，沒有達到應該達到的水平；從促進經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變的角度看，應通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整增加生產(chǎn)率水平較高和生產(chǎn)率增長較快的產(chǎn)業(yè)的比重，降低生產(chǎn)率較低的產(chǎn)業(yè)所占比重，從而提高產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的資源再配置效應.劉偉、李紹榮（2002）從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對中國經(jīng)濟增長的貢獻和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟規(guī)模、要素效率的影響兩個方面進行實證研究，發(fā)現(xiàn)中國的經(jīng)濟增長主要是由第三產(chǎn)業(yè)拉動的，然而第三產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)擴張降低了第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟規(guī)模的正效應.朱慧明等（2003）運用格蘭杰因果關(guān)系檢驗對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關(guān)系進行了實證檢驗，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整促進了經(jīng)濟增長，而非經(jīng)濟增長造成了我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整；同時，通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長貢獻的研究，證明了擴大第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出在國內(nèi)生產(chǎn)總值中的比重能引導我國經(jīng)濟的良性增長.李世彬（2006）對黑龍江的相關(guān)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況分析發(fā)現(xiàn)，二者存在著長期均衡的協(xié)同互動關(guān)系，黑龍江省應有針對性地制定有效的產(chǎn)業(yè)政策,使經(jīng)濟增長盡快實現(xiàn)由依靠增加投入的粗放型方式向依靠結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換的集約型方式轉(zhuǎn)變.劉偉、張輝（2008）將技術(shù)進步和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷從要素生產(chǎn)率中分解出來,實證度量了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對中國經(jīng)濟增長的貢獻,并將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷與技術(shù)進步的貢獻相比較，研究表明,自改革開放以來的三十年中,雖然產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對經(jīng)濟增長的貢獻曾十分顯著,但隨著市場化程度的提高,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對經(jīng)濟增長的貢獻不斷降低.杜超等（2010）通過建立經(jīng)濟計量模型對廣西省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長進行了定量分析，發(fā)現(xiàn)廣西第二產(chǎn)業(yè)和實際經(jīng)濟增長之間也存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，對廣西經(jīng)濟增長貢獻顯著，第一、三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟的增長貢獻不明顯，彼此之間不存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系.

雖然國內(nèi)學者對我國部分省市區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的關(guān)系做了大量有意義的探討.但必須注意到，不同省市區(qū)在不同時段兩者間的關(guān)系一般是不同的.因此，本文擬運用誤差修正模型來刻畫江西省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的內(nèi)在依存關(guān)系，以揭示兩者間微妙的復雜關(guān)系.

2 模型簡介

2.1 誤差修正模型

協(xié)整理論指出，某些經(jīng)濟變量間確實存在著長期均衡關(guān)系.這種均衡關(guān)系意味著經(jīng)濟系統(tǒng)不存在破壞均衡的內(nèi)在機制.如果變量在某時期受到干擾后偏離長期均衡點，則均衡機制將會在下一期進行調(diào)整以使其重新回到均衡狀態(tài).長期均衡關(guān)系可由如下模型表示：

式中，α1為Y對X的長期彈性，μt是隨機擾動項.

通過對變量進行協(xié)整分析可發(fā)現(xiàn)上述長期均衡關(guān)系，但卻無法得知這些變量偏離它們共同的隨機趨勢時的調(diào)整速度，而用誤差修正模型（ECM）可以解決這個問題.

誤差修正模型是一種具有特定形式的計量經(jīng)濟學模型，它的主要形式是由Davidson,Hendry, Srba和Yeo于1978年提出的，稱為DHSY模型.模型可寫為：

其中ecm表示誤差修正項.一般情況下0<λ<1,我們可以據(jù)此分析ecm的修正作用：若t-1時刻Y大于其長期均衡解α0+α1Xt-1，ecm為正，則-λ·ecm為負，使得ΔYt減少；若t-1時刻Y小于其長期均衡解α0+α1Xt-1，ecm為負，-λ·ecm為正，使得ΔYt增大.體現(xiàn)了長期非均衡誤差對Yt的控制.并且長期非均衡模型（1）中的α1為Y對X的長期彈性，而上述短期非均衡模型中的βt可視為Y對X的短期彈性.

誤差修正模型的建模步驟如下：

第一步，對各序列數(shù)據(jù)進行單位根檢驗.這里單位根檢驗滯后項數(shù)的選擇主要用AIC、BIC等準則輔助確定.

第二步，在各變量滿足同階單整的基礎(chǔ)上，對被解釋變量和解釋變量進行協(xié)整檢驗，常用的檢驗方法包括E-G兩步法和JJ檢驗.本文所使用的方法為E-G兩步法檢驗.

第三步，將協(xié)整分析中所得的殘差項經(jīng)過適當?shù)淖儞Q作為誤差修正項引入模型，從而建立誤差修正模型進行相應的分析.

2.2 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的貢獻模型

羅默（Romer,2000）通過對經(jīng)濟增長的計算后認為：長期經(jīng)濟增長是由技術(shù)進步（含經(jīng)濟制度的變遷）貢獻的，而短期經(jīng)濟增長是由資本和勞動等要素投入的增加貢獻的.然而，技術(shù)、資本和勞動是在一定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中組織在一起進行生產(chǎn)的.對于給定的技術(shù)、資本和勞動，不同的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會導致不同的生產(chǎn)，從而對經(jīng)濟增長帶來不同的貢獻，因而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究成為人們關(guān)注的一個重要問題.

先考慮不同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對生產(chǎn)影響的函數(shù)Y=f (X1,X2,X3,A)，其中,Y表示地區(qū)生產(chǎn)總值，Xi表示第i產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值，i=1,2,3,A表示經(jīng)濟制度和技術(shù)水平.對函數(shù)Y=f(X1,X2,X3,A)求全微分得到：

方程兩邊同除以Y，則（3）式可變?yōu)椋?/p>

3 實證分析

3.1 數(shù)據(jù)來源與處理

采用江西省1978－2009年的GDP以及三次產(chǎn)業(yè)的各年結(jié)構(gòu)比例（X1、X2、X3）作為本文的研究數(shù)據(jù)，其中X1為第一產(chǎn)業(yè)在GDP中所占比例，X2為第二產(chǎn)業(yè)在GDP中所占比例，X3為第三產(chǎn)業(yè)在GDP中所占比例.數(shù)據(jù)來源于歷年《江西省統(tǒng)計年鑒》，為了消除價格因素對GDP數(shù)據(jù)的影響，用年度CPI（1978=100）對GDP序列數(shù)據(jù)進行價格調(diào)整，得到實際年度GDP.對變量取自然對數(shù)可以明顯改善數(shù)據(jù)的異方差性，也可以直接觀察到各產(chǎn)業(yè)對GDP的彈性，而且取對數(shù)的操作并不會從本質(zhì)上改變分析結(jié)果的準確性，因此對各變量取自然對數(shù)，取自然對數(shù)后的各變量分別記為lnGDP、lnX1、lnX2和lnX3.

3.2 數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

時間序列數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗常用到的方法有：DF檢驗和ADF檢驗.DF檢驗和ADF檢驗都為參數(shù)檢驗方法，它們對異常值十分敏感，檢驗的勢（power）較低.為克服異常值數(shù)據(jù)對平穩(wěn)性檢驗的影響，本文采用非參數(shù)的平穩(wěn)性檢驗方法：PP檢驗.趙進文（2009）證明了PP檢驗的穩(wěn)健性和勢要高于ADF檢驗，平穩(wěn)性檢驗的可靠性高.記lnGDP、lnX1、lnX2和lnX3的一階差分序列分別為ΔlnGDP、ΔlnX1、ΔlnX2和ΔlnX3.對原序列和一階差分序列的平穩(wěn)性檢驗的結(jié)果見表1.

由表1得出：在PP檢驗的情形下，序列l(wèi)nGDP、lnX1、lnX2和lnX3均無法拒絕存在單位根的原假設(shè)，因此這四個序列都為非平穩(wěn)序列，存在單位根.為了確定這四個序列的單位根數(shù)目，進一步對一階差分序列的平穩(wěn)性進行考察.由一階差分序列的PP檢驗結(jié)果得知，序列ΔlnGDP、ΔlnX1、ΔlnX2和ΔlnX3不存在單位根，為平穩(wěn)序列.這說明原序列l(wèi)nGDP、lnX1、lnX2和lnX3都存在一個單位根，都是一階單整序列.

表1 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

3.3 協(xié)整檢驗

經(jīng)典的回歸分析模型要求進入回歸方程的解釋變量和被解釋變量都為平穩(wěn)變量，如果這個要求不能滿足，就容易出現(xiàn)偽回歸的問題.而本文中所要研究的序列l(wèi)nGDP、lnX1、lnX2和lnX3都為非平穩(wěn)序列，因此也就無法使用在平穩(wěn)性要求下的傳統(tǒng)的回歸分析模型.Granger和Engel所提出的協(xié)整理論為研究非平穩(wěn)時間序列的建模提供了嶄新的思路.協(xié)整理論中放松了對變量具有平穩(wěn)性的硬性要求，把它拓展到只要序列間的線性組合是平穩(wěn)序列即可進行計量建模分析.結(jié)合本文所研究數(shù)據(jù)的特點，準備在協(xié)整理論的框架下進行實證分析.

進行協(xié)整檢驗的主要方法有兩種，分別為E-G兩步法和Johansen檢驗.本文應用E-G兩步法對數(shù)據(jù)序列進行協(xié)整檢驗.為此，首先建立協(xié)整方程，協(xié)整方程按照產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的貢獻模型（6）確定，并得出相應的估計結(jié)果.結(jié)果如下所示：

表2 殘差平穩(wěn)性檢驗

為了檢驗是否存在協(xié)整關(guān)系，需要對協(xié)整分析中所得的殘差進行平穩(wěn)性檢驗.在解釋變量和被解釋變量都為同階單整序列的前提下，如果可以找到一個線性組合使得估計方程（1）的殘差序列為平穩(wěn)序列，則我們說所考察的變量序列間存在協(xié)整關(guān)系，這意味變量間存在著一種內(nèi)在的長期穩(wěn)定關(guān)系.但若殘差通不過檢驗，則說明數(shù)據(jù)之間不存在穩(wěn)定的線性關(guān)系，模型估計得到的結(jié)果可能是偽回歸.表2給出了方程（1）中所得的殘差序列的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果.

由表2的檢驗結(jié)果可知，殘差通過了平穩(wěn)性檢驗，說明樣本回歸方程（1）的殘差序列是平穩(wěn)的.這進一步表明lnGDP、lnX1、lnX2和lnX3存在一個線性組合使得協(xié)整關(guān)系成立，經(jīng)濟增長和三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)所占比重間存在著一種內(nèi)在的長期均衡關(guān)系.

下面我們對模型估計所得的協(xié)整方程進行解釋.協(xié)整關(guān)系的存在意味著變量間存在著長期的依存關(guān)系，因此協(xié)整方程的解釋都是從長期關(guān)系角度進行的.（1）式表明，不同次產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的方向和大小都有不同影響.從影響方向來看，第一次產(chǎn)業(yè)所占比重對經(jīng)濟增長有負向影響，也即第一次產(chǎn)業(yè)在三次產(chǎn)業(yè)中所占的比重越大，越會抑制經(jīng)濟增長.第二次產(chǎn)業(yè)和第三次產(chǎn)業(yè)所占比重對經(jīng)濟增長有正向影響，也即第二次產(chǎn)業(yè)和第三次產(chǎn)業(yè)在三次產(chǎn)業(yè)中所占比重越大，越會促進經(jīng)濟增長.從作用的程度來看，第一產(chǎn)業(yè)的相對比例每增長1%，GDP會減少1.812%，第二、三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)每變動1%，江西省經(jīng)濟總量將長期同向變動1.017%和2.692%.同時錢納里（Chenery,1968）提出的產(chǎn)業(yè)增長模式認為，第二和第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展將會促進經(jīng)濟的進一步增長，而第一產(chǎn)業(yè)的大力發(fā)展對經(jīng)濟的促進作用不甚明顯，甚至會阻礙經(jīng)濟的增長，這說明江西省的經(jīng)濟發(fā)展模式和錢納里（Chenery,1968）提出的產(chǎn)業(yè)增長模式是相符合的.

3.4 EC模型的建立及估計

在應用計量經(jīng)濟學中，如何建立與數(shù)據(jù)特征相吻合的模型是首先需要考慮的問題.其中模型的設(shè)定又是最關(guān)鍵的問題之一，如果模型設(shè)定不當，即使參數(shù)的估計再優(yōu)美也是沒有意義的.按照Hendry（1970）的動態(tài)建模理論，最一般的線性模型形式是自回歸分布滯后（ADL）模型，它能包容常用的其他模型的設(shè)定形式.誤差修正模型(ECM)是ADL模型的等價參數(shù)變換，即沒有對ADL模型的參數(shù)作任何約束假定，因此得到了廣泛的應用.除此之外，誤差修正模型還可以將ADL模型轉(zhuǎn)換為EC模型以便能夠使經(jīng)驗性分析結(jié)果與經(jīng)濟理論相對應.EC模型能夠?qū)⒍唐诓▌雍烷L期均衡對非均衡的修正機制分離開來，便于對它們分別做出經(jīng)濟解釋.

協(xié)整方程可以對經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)間存在的長期均衡關(guān)系進行刻畫，但無法考察產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)短期的變動對經(jīng)濟增長的影響機制.誤差修正模型在協(xié)整方程的基礎(chǔ)上，將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的差分項加入估計方程，用以表示短期的變動效應，因此可以用來研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的短期波動對經(jīng)濟增長的影響.構(gòu)建誤差修正模型的具體步驟是，將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的差分項和經(jīng)濟增長差分項的一階滯后作為解釋變量加入方程，協(xié)整分析中得到的殘差項做適當?shù)奶幚砗笞鳛檎`差修正項也要加入估計方程，從而建立誤差修正模型，得到模型的具體估計形式如下：

根據(jù)模型參數(shù)的估計值來看，江西省的第二、三產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)變化，將引起該地區(qū)生產(chǎn)總值的短期同方向變化.第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化1%，經(jīng)濟總量的短期變動為1.2498%，第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化1%，經(jīng)濟總量短期將同向變動0.3296%.而上一期經(jīng)濟總量每變化1%將引起該地區(qū)本期經(jīng)濟總量同向變化1.1199%，這反映了慣性的延續(xù).

誤差修正系數(shù)符號為負，符合方向修正機制，其修正速度為1.052，表明GDP向平衡狀態(tài)收斂的力度并不大，因此江西省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動主要以短期波動的形式來影響GDP的變化，即江西省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動時模型會以1.052的速度對經(jīng)濟進行相應的修正，所以政府應該時刻關(guān)注三次產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)變化，以便及時調(diào)整確保江西省國民經(jīng)濟健康、穩(wěn)定、持續(xù)的發(fā)展.

3.5 Granger因果關(guān)系檢驗

Granger因果關(guān)系檢驗可以用來研究變量間是否存在統(tǒng)計意義上的預測關(guān)系，也即說如果說變量1是變量2的Granger原因，則表明變量1對變量2有預測作用.但這里還需要澄清的是，存在著統(tǒng)計意義上的預測關(guān)系并不意味著存在事實上的因果關(guān)系，事實上的因果關(guān)系只有通過經(jīng)濟理論和經(jīng)驗常識進行判定.因此在一般情況下使用Granger因果關(guān)系的步驟應是首先從經(jīng)驗常識和經(jīng)濟學原理上明了所要研究變量間是否存在因果關(guān)系，如果存在因果關(guān)系，我們繼續(xù)使用Granger因果檢驗時就可以從因果的角度對結(jié)果進行解釋，不然的話，只是說明變量間存在著統(tǒng)計意義上的預測關(guān)系.下面我們將使用Granger因果檢驗來研究經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)間的關(guān)系.由于Granger因果關(guān)系檢驗對變量的平穩(wěn)性以及滯后階數(shù)很敏感，因此，運用變量的一階差分序列進行檢驗.關(guān)于滯后階數(shù)的選取利用VAR模型的AIC、BIC等準則來確定，最后確定滯后階數(shù)為2階.檢驗結(jié)果見表3.

上文已經(jīng)從經(jīng)濟理論角度對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的影響作用進行了研究.經(jīng)濟理論支持產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的不同影響機制，因此，下面的分析我們可以從事實上的因果角度對檢驗所得到的結(jié)果進行分析.從結(jié)果來看，第一產(chǎn)業(yè)和GDP之間的因果關(guān)系檢驗的概率為0.1514和0.2418，均大于5%的顯著性水平，所以第一產(chǎn)業(yè)與GDP之間不構(gòu)成任何因果關(guān)系，不能形成相互促進效應；然而第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展卻可以帶動江西省的經(jīng)濟增長，p值以0.01的概率拒絕了第二產(chǎn)業(yè)不是江西省經(jīng)濟增長原因的原假設(shè).另外，由檢驗可以看出江西省的經(jīng)濟增長和第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展構(gòu)成弱因果關(guān)系，即經(jīng)濟增長可以在一定程度上帶動江西省的第三產(chǎn)業(yè).第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展分別以0.006和0.042的概率小于5%的顯著性水平，從而拒絕了第一產(chǎn)業(yè)不是第二、第三產(chǎn)業(yè)增長的原因的原假設(shè)，說明第一產(chǎn)業(yè)可以帶動第二、第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展.而且江西省第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展也可以帶動第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展.由此可見，江西省經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間的作用方向是：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整能促進經(jīng)濟增長，而經(jīng)濟增長也能促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整.從分析來看，在江西省大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，從而帶動第二產(chǎn)業(yè)快速增長，最終達到使江西省的經(jīng)濟總量發(fā)生增長，本文為這個觀點提供了強有力的支持.

表3 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

4 結(jié)論

本文運用協(xié)整分析理論和誤差修正（EC）模型對改革開放以來江西省三次產(chǎn)業(yè)及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對經(jīng)濟增長的貢獻進行研究.由實證研究可以得到以下結(jié)論：

第一，江西省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動與實際經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)同互動關(guān)系.盡管GDP與各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值數(shù)據(jù)都不具有平穩(wěn)性，但就長期而言，存在著某種經(jīng)濟機制使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長之間具有共同的變動趨勢.

第二，從模型的修正系數(shù)來看，江西省的GDP向平衡狀態(tài)收斂的力度不大，因此該省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動主要以短期波動的形式來影響GDP的變化，所以政府應該時刻關(guān)注三次產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)變化，以便及時調(diào)整以確保江西省國民經(jīng)濟健康、穩(wěn)定、持續(xù)的發(fā)展.

第三，最能有效地拉動江西省經(jīng)濟增長的是其第二產(chǎn)業(yè)，其次為第三產(chǎn)業(yè).但也必須看到，江西省第一產(chǎn)業(yè)的增長雖然從長期來看會阻礙經(jīng)濟的進一步增長，但從短期來看卻能夠帶動GDP的上升.

研究結(jié)論表明通過調(diào)整和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)可以有效推動江西省經(jīng)濟增長.通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整促進經(jīng)濟增長，是從傳統(tǒng)粗放型方式向集約型方式轉(zhuǎn)變的有效途徑.根據(jù)江西省的情況，重點發(fā)展具有較強關(guān)聯(lián)帶動效應、并且已有一定優(yōu)勢的先進制造業(yè)和高層次的為生產(chǎn)服務(wù)的金融、保險、信息、咨詢、技術(shù)、風險投資、物流等新興服務(wù)業(yè)應是江西省促進未來經(jīng)濟發(fā)展的重要發(fā)展戰(zhàn)略.另外，值得注意的是，從長期來看經(jīng)濟總量增長與第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)同向變動，而與第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)呈反向變動，這說明江西省農(nóng)業(yè)邊際生產(chǎn)力低于其他產(chǎn)業(yè)，因此對農(nóng)業(yè)部門的勞動力等資源進行再配置，對江西省的經(jīng)濟發(fā)展將具有極大的現(xiàn)實意義.

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