重慶市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的VAR模型分析

作者簡介：范海麗（1984-），女，漢族，江蘇徐州人，管理學(xué)學(xué)士，經(jīng)濟(jì)師，單位：重慶高新區(qū)管委會經(jīng)濟(jì)發(fā)展局。

摘要：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對于任何國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展都起到舉足輕重的作用，關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的理論國外已有許多研究，筆者根據(jù)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷、產(chǎn)業(yè)組織等理論，收集了1978-2011年重慶市GDP與第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)的數(shù)據(jù)，基于VAR模型和協(xié)整分析方法，分析重慶市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行實(shí)證分析，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)是經(jīng)濟(jì)增長的原因，并提出了相應(yīng)建議。

關(guān)鍵詞：重慶；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；經(jīng)濟(jì)增長；VAR模型

一、引言

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是指生產(chǎn)要素在各產(chǎn)業(yè)部門之間的比例構(gòu)成和它們之間相互依存、相互制約的聯(lián)系。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演進(jìn)與經(jīng)濟(jì)增長之間有著密不可分的關(guān)系，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，而經(jīng)濟(jì)增長也促使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。本文選取1978到2011年重慶的三大產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)，建立VAR模型，進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟(jì)增長動態(tài)影響的實(shí)證分析。

二、樣本數(shù)據(jù)和變量

本文選用1978到2011年重慶市GDP與第一、二、三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值數(shù)據(jù)，分析重慶三大產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長與發(fā)展之間的關(guān)系。本文所有數(shù)據(jù)均來源于《重慶統(tǒng)計年鑒（2013）》。為了消除異方差性以及使模型更具有現(xiàn)實(shí)意義，對數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)化處理，表示為lng_gdp、ln_ap、ln_ip、ln_sp，該變換不改變變量間長期均衡關(guān)系和短期穩(wěn)定關(guān)系。

三、實(shí)證檢驗(yàn)和分析

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)及協(xié)整檢驗(yàn)

為了避免虛假回歸，先檢驗(yàn)各時間序列的平穩(wěn)性。本文采用ADF單位根檢驗(yàn)方法。根據(jù)EViews6.0的檢驗(yàn)，只有l(wèi)n_ap時間序列為一階單整，其他序列都為二階單整，因?yàn)?，本文將所有時間序列進(jìn)行二階差分，使之都變成平穩(wěn)序列，即所有時間序列都符合二階單整序列，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。由平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果可看出，各變量均是二階差分平穩(wěn)序列，即二階單整，因此可以通過協(xié)整檢驗(yàn)來驗(yàn)證各變量之間是否存在長期均衡關(guān)系，這也是建立VEC(誤差修正模型)的前提。本文采用基于回歸系數(shù)的JJ協(xié)整檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。由表2可知，在5%的顯著性水平上，跡統(tǒng)計量為32.588>29.797，所以拒絕(At most 1)的原假設(shè)，即認(rèn)為至少存在兩個協(xié)整關(guān)系。而跡統(tǒng)計量為12.392<15.494，接受（At most 2）的原假設(shè)。綜上，我們可以判定各時間序列存在協(xié)整關(guān)系。

（二）誤差修正模型的建立

通過比較，本文最終選擇滯后3期進(jìn)行方程的回歸，得到誤差修正模型:

D(LN_GDP)＝1218*D(LN_GDP(-1))+1550*D(LN_GDP(-2))－2933*D(LN_GDP(-3))

－0140*D(LN_AP(-1))－03171*D(LN_AP(-2))+0632*D(LN_AP(-3))

－0026*D(LN_IP(-1))－0988*D(LN_IP(-2)) + 1431*D(LN_IP(-3))

－0400*D(LN_SP(-1)) －0352*D(LN_SP(-2))＋0405*D(LN_SP(-2))+0147

－0491*Vecm

其中，誤差修正項(xiàng)為:

Vecm=LN_GDP(-1)－0419*LN_AP(-1)－0588*LN_IP(-1)－0089*LN_SP(-1)－0596

筆者根據(jù)建立的模型對誤差修正項(xiàng)進(jìn)行兩點(diǎn)解釋。第一，誤差修正項(xiàng)表明三大產(chǎn)業(yè)與GDP之間精確的長期均衡關(guān)系。模型中AP、IP和SP前所對應(yīng)的系數(shù)含義為：當(dāng)?shù)谝?、二、三產(chǎn)業(yè)增長1%時，將分別引起重慶GDP0419%、0588%和0089%幅度的增長，對比可知，第三產(chǎn)業(yè)對GDP的增長貢獻(xiàn)最少，因此要積極引導(dǎo)并大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)；第二，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)符號顯著為負(fù)，這說明三大產(chǎn)業(yè)在短期一旦偏離經(jīng)濟(jì)的長期均衡，則將會在下一期進(jìn)行反向修正，調(diào)整力度為0491，從數(shù)值來看，說明三大產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長具有較強(qiáng)的修正能力。

（三）方差分解

方差分解解釋了各變量的沖擊對系統(tǒng)變量動態(tài)變化的相對重要性。通過將一個變量沖擊的均方誤差分解成系統(tǒng)中各變量隨機(jī)沖擊所做的貢獻(xiàn)，計算出變量沖擊的貢獻(xiàn)占總貢獻(xiàn)的比重，詳細(xì)結(jié)果見表3。

由表3可知，雖然GDP變動受自身沖擊影響較大，但是隨著期數(shù)的增加，這種沖擊的影響逐漸減少。具體分析如下，短期內(nèi)，第三產(chǎn)業(yè)的沖擊對GDP變動影響最大,高于第一、二產(chǎn)業(yè)對GDP變動的貢獻(xiàn)度，但在第10期時，第三產(chǎn)業(yè)的沖擊超過第一產(chǎn)業(yè)的沖擊。同時，GDP變動也受第二、三產(chǎn)業(yè)的影響。第一產(chǎn)業(yè)的影響呈線性上升，并且第10期后的增長快于前10期；第三產(chǎn)業(yè)的影響較小，但也在緩慢增加；然而，第二產(chǎn)業(yè)的影響在前9期快速增加后并達(dá)到峰值后開始逐漸減小。綜上，短期內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對GDP的影響主要由第三產(chǎn)業(yè)來解釋，長期則主要由第一和第三產(chǎn)業(yè)來解釋。

（四）脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述了在擾動項(xiàng)上加一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來值的影響。通過脈沖響應(yīng)函數(shù)可以畫出三大產(chǎn)業(yè)各自對重慶GDP沖擊的時間軌跡，滯后時期設(shè)定為20期，結(jié)果詳見（圖1、圖2、圖3）。

筆者根據(jù)結(jié)果對重慶GDP對三大產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的動態(tài)效應(yīng)進(jìn)行分析。從圖1、圖2、圖3可看出，GDP對三大產(chǎn)業(yè)的沖擊有著大致相同的軌跡，1到4期為正向響應(yīng)（第三產(chǎn)業(yè)為1到5期），5到10期為負(fù)向響應(yīng)（第三產(chǎn)業(yè)為6-10期），11到20期依然為正向響應(yīng)，但是幅度減小，整體的沖擊效應(yīng)在逐步消失?？傮w呈現(xiàn)出短期（前10期）波動，長期（6期到20期）減弱并趨于平穩(wěn)。短期內(nèi)，第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)對GDP的沖擊效應(yīng)都表現(xiàn)為快速的增加，而第三產(chǎn)業(yè)對GDP的沖擊效應(yīng)表現(xiàn)為快速增加1期后，增加幅度放緩，但還是在增加。第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)對GDP的沖擊在第4年達(dá)到相對最大值0154和0150，即第3年第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)增長1個單位，引致GDP增長0154和0150個單位，而第三產(chǎn)業(yè)在第5年達(dá)到最大值，值為0141從第6年開始，三次對GDP總體的沖擊效應(yīng)在逐步消失。

四、小結(jié)

1.通過協(xié)整檢驗(yàn)可知，雖然GDP和三大產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值時間序列本身不具平穩(wěn)性，但產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。其中，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與經(jīng)濟(jì)增長是一種反方向變化趨勢，而第二、三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值與經(jīng)濟(jì)增長呈同向變化趨勢。這一點(diǎn)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的歷史經(jīng)驗(yàn)是相符的。

2.通過誤差修正模型可知，GDP的誤差修正系數(shù)顯著為負(fù)，表明三大產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長強(qiáng)力的反向調(diào)整作用；而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的誤差修正系數(shù)為正，表明重慶第二、三產(chǎn)業(yè)實(shí)際產(chǎn)值占GDP比重呈上升趨勢，消費(fèi)結(jié)構(gòu)趨于合理。

3.重慶產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟(jì)增長有顯著影響。VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析表明，從長期來看，第一產(chǎn)業(yè)的變動對經(jīng)濟(jì)的動態(tài)沖擊和貢獻(xiàn)度最大，第三產(chǎn)業(yè)次之，第二產(chǎn)業(yè)最小。從效率角度來看，第二產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)較小。附錄：

表1各時間序列單位根檢驗(yàn)變量檢驗(yàn)形式ADF值1%臨界值5%臨界值結(jié)論ln_gdp(C ，0 ，0)0.346-3.654-2.957不平穩(wěn)D2ln_gdp(C ，0 ，2)-4.536-3.670-2.964平穩(wěn)ln_ap(C ，0 ，0)-0.559-3.654-2.957不平穩(wěn)D2ln_ap(C ，0 ，2)-6.472-3.670-2.964平穩(wěn)ln_ip(C ，0 ，0)0.668-3.654-2.957不平穩(wěn)D2ln_ip(C ，0 ，2)-5.287-3.670-2.964平穩(wěn)ln_sp(C ，0 ，0)-0.699-3.654-2.957不平穩(wěn)D2ln_sp(C ，0 ，2)-5.415-3.670-2.964平穩(wěn)注: 檢驗(yàn)類型( C， T， K) 分別表示檢驗(yàn)方程中包含的常數(shù)項(xiàng)、趨勢項(xiàng)和滯后階數(shù)。D2表示對原時間序列進(jìn)行二階差分。

表2跡統(tǒng)計量檢驗(yàn)表原假設(shè)Eigen value跡統(tǒng)計量5%臨界值P-值None * 0.609 60.832 47.856 0.002At most 1 * 0.489 32.588 29.797 0.023At most 2 0.309 12.392 15.494 0.139At most 3 0.041 1.276 3.841 0.258圖1GDP對第一產(chǎn)業(yè)的脈沖響應(yīng)軌跡

表3方差分解表 PeriodS.E.LN_GDPLN_APLN_IPLN_SP 1 0.057 100.000 0.000 0.000 0.000 2 0.122 99.652 0.006 0.065 0.276 3 0.183 98.936 0.129 0.090 0.843 4 0.233 98.675 0.109 0.121 1.094 5 0.272 98.389 0.085 0.329 1.195 6 0.298 98.186 0.235 0.446 1.132 7 0.318 98.007 0.476 0.458 1.057 8 0.333 97.849 0.614 0.483 1.052 9 0.345 97.512 0.920 0.484 1.082 10 0.354 97.008 1.424 0.476 1.090圖2GDP第二產(chǎn)業(yè)的脈沖響應(yīng)軌跡圖3GDP對第三產(chǎn)業(yè)的脈沖響應(yīng)軌跡

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