新常態(tài)下菏澤市經(jīng)濟發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進的辯證研究

李清磊，王 旺

新常態(tài)下菏澤市經(jīng)濟發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進的辯證研究

李清磊，王 旺

以菏澤市地區(qū)生產(chǎn)總值為研究對象，選取2001—2015年的數(shù)據(jù)，建立向量自回歸模型，對菏澤市三次產(chǎn)業(yè)與地區(qū)生產(chǎn)總值的關(guān)聯(lián)以及結(jié)構(gòu)演進的脈沖響應(yīng)等進行定量分析，揭示出經(jīng)濟新常態(tài)下菏澤市三次產(chǎn)業(yè)與地區(qū)生產(chǎn)總值具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，經(jīng)濟發(fā)展與三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進形成了良性的互動機制。菏澤市政府在制定經(jīng)濟發(fā)展政策時，應(yīng)當(dāng)扶持第一產(chǎn)業(yè)，重點發(fā)展第二產(chǎn)業(yè)，并且有效扶持第三產(chǎn)業(yè)，以達到協(xié)同發(fā)展。

新常態(tài)；菏澤市；經(jīng)濟發(fā)展；VAR模型

一、引言

菏澤市位于山東省西南部，魯蘇豫皖四省交界地帶，是山東省重要的陸路交通樞紐。很長一段時間內(nèi)，菏澤市的經(jīng)濟發(fā)展比較緩慢，在山東省內(nèi)比較靠后。進入“十二五”規(guī)劃以來，全國各地方的經(jīng)濟增長速度都出現(xiàn)了明顯的回落，然而菏澤市卻逆勢而為，2016年，菏澤市全年GDP共計2550億元、增長8.5%，城鄉(xiāng)居民人均可支配收入分別增長8.7%、9.1%，國稅收入增長30.3%，規(guī)模以上工業(yè)增加值增長9.9%，這五項指標增速均位居山東省第1位。本文試圖探索菏澤市三大產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的影響、以及它們之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)。

圖1 2001—2015年菏澤市地區(qū)生產(chǎn)總值與三大產(chǎn)業(yè)增加值（億元）

二、文獻綜述

Colin Clark按照經(jīng)濟活動與自然界聯(lián)系的緊密程度不同，將經(jīng)濟活動分為三大類別：即第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)。這三大類別便是廣義的農(nóng)業(yè)、制造業(yè)和服務(wù)業(yè)。Kuznets提出，隨著經(jīng)濟的發(fā)展，第一產(chǎn)業(yè)占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重會不斷下降，第二、三產(chǎn)業(yè)占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重不斷上升。羅國勛（2000）認為經(jīng)濟增長會促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，其結(jié)果會反過來推動經(jīng)濟進一步發(fā)展。朱慧明（2003）實證分析經(jīng)濟發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間的因果關(guān)系，認為中國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整促進了經(jīng)濟的增長，但是經(jīng)濟增長不能促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，二者之間是單向的Granger因果關(guān)系。孫廣生（2006）將中國經(jīng)濟的波動從產(chǎn)業(yè)層面上進行分解，并且得出了第一產(chǎn)業(yè)與宏觀經(jīng)濟波動不相關(guān)，第二產(chǎn)業(yè)與宏觀經(jīng)濟波動相關(guān)性最強，第三產(chǎn)業(yè)次之的結(jié)論。王忠平（2011）通過構(gòu)建VAR模型對江蘇省GDP增長、產(chǎn)出結(jié)構(gòu)變動與就業(yè)的動態(tài)關(guān)系，進行實證研究，認為三者具有長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。干春暉（2011）構(gòu)建了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷與經(jīng)濟增長的經(jīng)濟模型，探討二者對經(jīng)濟波動的影響，認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化進程對經(jīng)濟增長的影響有明顯的階段性特征。因此產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟的影響作用肯定存在，對此問題的研究在國內(nèi)外有大量的文獻，關(guān)于中國的分析則比較少，而以地級市為研究對象的文章幾乎沒有。本文以菏澤市為研究對象，選取2001—2015年的GDP和三大產(chǎn)業(yè)增加值數(shù)據(jù)，建立向量自回歸模型進行實證分析。

三、實證研究

（一）數(shù)據(jù)處理

選取2001—2015年度的數(shù)據(jù)（數(shù)據(jù)來源于《山東省統(tǒng)計年鑒2016》，分別用GDP、D1、D2、D3表示菏澤市地區(qū)生產(chǎn)總值、第一產(chǎn)業(yè)增加值。第二產(chǎn)業(yè)增加值和第三產(chǎn)業(yè)增加值。為了消除各個變量之間可能存在的異方差，分別對各個變量取自然對數(shù)，取對數(shù)后的數(shù)據(jù)序列命名為 lnGDP、lnD1、lnD2、lnD3，實證研究使用的計量軟件為Eviews7.0。本文首先利用單位根檢驗來確定變量的平穩(wěn)性；然后利用協(xié)整檢驗確定三大產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟總量的長期均衡關(guān)系并采用Granger檢驗判斷因果關(guān)系；最后利用穩(wěn)定性檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解反映地區(qū)生產(chǎn)總值對三大產(chǎn)業(yè)的增加值的反應(yīng)程度以及三大產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對地區(qū)生產(chǎn)總值的貢獻率。

（二）單位根檢驗

由于實際的變量中誤差的存在，從而會造成非穩(wěn)定的時間序列產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象。因此，必須使用單位根檢驗數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)。本文采用ADF法來檢驗變量的平穩(wěn)性，最優(yōu)滯后期用AIC最小準則確定，以保證殘差非自相關(guān)。對上文中取自然對數(shù)后的各變量進行單位根檢驗。

表1 ADF單位根檢驗

根據(jù)表1中的檢驗結(jié)果，各變量原始序列的ADF值都大于5%臨界值，存在單位根，原始序列不平穩(wěn)；經(jīng)過一階差分后，ADF值同樣大于5%臨界值，存在單位根序列仍舊不平穩(wěn)；經(jīng)過二階差分后，ADF值均小于5%臨界值，不存在單位根，所以各變量序列為二階單整。

（三）協(xié)整檢驗

由ADF檢驗可知，原時間序列為二階單整。為了避免出現(xiàn)偽回歸，選取Johansen協(xié)整檢驗作為研究方法，來判斷變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。采用AIC信息準則確定最佳滯后階數(shù)為2。

表2 跡統(tǒng)計量檢驗

由表2可知，Johansen的跡檢驗值協(xié)整檢驗表明在5%的顯著水平下均拒絕4個假設(shè)，即不存在、最多存在一個、最多存在兩個、最多存在三個協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，因此，這四個變量在5%的顯著性水平上存在一個協(xié)整關(guān)系。

從建立的方程可以看出，菏澤市經(jīng)濟總量與三大產(chǎn)業(yè)之間具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。長期來看，三大產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟總量的提高都具有促進作用。保持其他條件不變，第一產(chǎn)業(yè)增加1%，經(jīng)濟總量相應(yīng)地增加0.2%；第二產(chǎn)業(yè)增加1%，經(jīng)濟總量相應(yīng)地增加0.5%；第三產(chǎn)業(yè)增加1%，經(jīng)濟總量相應(yīng)地增加0.4%。第一產(chǎn)業(yè)的標準誤差是0.01578，第二產(chǎn)業(yè)的標準誤差是0.00568，第三產(chǎn)業(yè)的標準誤差是0.00287。該方程只分析了當(dāng)其他變量不變時，某一個變量的變化對保險密度的影響，但實際上各變量之間相互存在影響，所以需要用格蘭杰因果關(guān)系檢驗來分析各變量之間的相互關(guān)系。

（四）Granger因果關(guān)系檢驗

對4個變量進行Granger因果關(guān)系檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示。

表3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

由此可以得出如下結(jié)論：第一產(chǎn)業(yè)增加值與地區(qū)生產(chǎn)總值之間互不為格蘭杰原因；第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的增加值與地區(qū)生產(chǎn)總值互為格蘭杰原因。

（五）穩(wěn)定性檢驗

只有收斂的脈沖響應(yīng)函數(shù)，分析才具有經(jīng)濟意義，所以必須對建立的VAR模型進行穩(wěn)定性檢驗。通過圖2可見，聯(lián)立方程組全部解的模的倒數(shù)均落于單位圓內(nèi)，說明所建立的VAR模型具有穩(wěn)定性。

圖2 單位圓和特征根檢驗

（六）脈沖響應(yīng)函數(shù)

基于上文建立的VAR模型，擬合地區(qū)生產(chǎn)總值與三大產(chǎn)業(yè)增加值之間的脈沖響應(yīng)函數(shù)，以進一步分析它們的短期動態(tài)關(guān)系。脈沖函數(shù)中橫坐標表示時期數(shù)，縱軸表示脈沖響應(yīng)函數(shù)大小，實線表示地區(qū)生產(chǎn)總值受到?jīng)_擊后的走勢，上下的兩條虛線表示走勢的兩倍標準誤差。

圖3 一產(chǎn)增加值對地區(qū)生產(chǎn)總值擾動的響應(yīng)

圖4 二產(chǎn)增加值對地區(qū)生產(chǎn)總值擾動的響應(yīng)

圖5 三產(chǎn)增加值對地區(qū)生產(chǎn)總值擾動的響應(yīng)

圖6 地區(qū)生產(chǎn)總值對自身擾動的響應(yīng)

由脈沖響應(yīng)圖可知，三大產(chǎn)業(yè)的增加值對地區(qū)生產(chǎn)總值有較大的影響，但是第一產(chǎn)業(yè)的影響起伏較大，在第6期、第7期甚至產(chǎn)生了負影響；第二、第三產(chǎn)業(yè)增加值對地區(qū)生產(chǎn)總值產(chǎn)生正影響，并且逐漸向均衡處靠攏；地區(qū)生產(chǎn)總值對其自身的影響作用同樣為正，也逐漸向均衡處接近。

（七）方差分解

利用方差分解法分析第一產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)增加值對地區(qū)生產(chǎn)總值的貢獻度，其結(jié)果見表4所列。

表4 方差分解結(jié)果

表4中的period是方差分解的時期數(shù)，即菏澤市地區(qū)生產(chǎn)總值標準差的預(yù)測期；S.E.是菏澤市地區(qū)生產(chǎn)總值預(yù)測的標準差；lnGDP列是地區(qū)生產(chǎn)總值預(yù)測方差中由地區(qū)生產(chǎn)總值自身引起的百分比；lnD1、lnD2、lnD3列分別是地區(qū)生產(chǎn)總值預(yù)測方差中由第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)增加值擾動引起的百分比。可以看出菏澤市地區(qū)生產(chǎn)總值的一期預(yù)測的標準差等于0.0512，二期預(yù)測的標準差為0.065161，比一期的標準差大，這是因為二期的預(yù)測包含了三大產(chǎn)業(yè)增加值在一期預(yù)測的不確定性影響，隨著預(yù)測期數(shù)的增加，菏澤市地區(qū)生產(chǎn)總值預(yù)測的標準差也逐漸增加，在第8期趨于穩(wěn)定。

在第一期預(yù)測中，菏澤市地區(qū)生產(chǎn)總值預(yù)測方差全部是由其自身擾動所引起的，這是因為方差分解的第一個輸入的變量是lnGDP。隨著預(yù)測期的增加，地區(qū)生產(chǎn)總值預(yù)測方差中由其自身擾動所引起的部分逐漸下降，由非地區(qū)生產(chǎn)總值變量的擾動所引起的部分增加。

四、結(jié)論與建議

隨著我國經(jīng)濟進入新常態(tài)，如何打造經(jīng)濟增長點，切實提高經(jīng)濟增長的質(zhì)量，這成為各地區(qū)必須要面對的難點。本文基于菏澤市2001—2015年經(jīng)濟數(shù)據(jù)，運用VAR模型對菏澤市地區(qū)生產(chǎn)總值與三大產(chǎn)業(yè)增加值的結(jié)構(gòu)演進進行了實證分析，揭示了地區(qū)生產(chǎn)總值與三大產(chǎn)業(yè)增加值之間的關(guān)系，得出了以下結(jié)論：（1）菏澤市地區(qū)生產(chǎn)總值與三大產(chǎn)業(yè)增加值具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系；（2）第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)增加值與地區(qū)生產(chǎn)總值互為格蘭杰原因；（3）第二、第三產(chǎn)業(yè)增加值對地區(qū)生產(chǎn)總值始終產(chǎn)生正影響。

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F127

B

1008-4428（2017）09-62-03

李清磊，男，安徽蕪湖人，安徽財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院學(xué)生；

王旺，男，安徽宿州人，安徽財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院學(xué)生。