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浙江产业结构与经济增长关系的实证分析

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发表于 2012-3-21 05:52 | 显示全部楼层 |阅读模式
                                  
                                  
                                  

                    
                        
                      自改革开放以来,浙江省的经济增长速度一直居于全国前列。但近几年经济势头开始放缓,主要工业经济指标在全国明显后移,增长速度也在全国靠后,这与浙江的产业结构问题有很大关系。因此,需要正确认识浙江产业结构的现状。现在对浙江产业结构与经济增长关系的研究多集中于定性的描述和分析,这种关系的真实性还需要严格的实证支持。基于以上认识,本文应用动态计量经济分析方法,利用协整理论与误差修正模型对浙江产业结构与经济增长的关系进行了实证分析,同时在二者协整关系成立的条件下,研究了它们的因果关系。
  一、数据及指标说明
  本文分析使用的样本区间为1978年~2006年,数据均来自于《浙江统计年鉴》(2007)以及《新中国五十年统计数据资料汇编》。因为1978年前经济发展本身是制度驱动型的,在此框架内研究经济增长与产业结构的关系意义不大,所以只选取了改革以后至今的数据。
  本文采用浙江省各年GDP(Y)代表经济增长,用第一产业的产值结构既第一产业产值占GDP的比重(X1)以及第一产业的就业结构既第一产业从业人员占从业总人数的比重(X2)来代表产业结构。并用1978年为基期的生产总值指数对当年价格的GDP进行调整得到可比价GDP,记为RY。为了使数据的趋势线形化并消除可能存在的异方差,对各个变量做对数变换得到LRY、LX1、LX2。
  二、实证分析
  1.变量的协整关系检验
  如果直接对时间序列数据进行回归,很容易造成伪回归, 会影响回归分析的有效性。所以在用时间序列进行回归分析之前,必须进行时间序列的平稳性检验。对LRY、LX1、LX2进行ADF检验发现序列LRY、LX1、LX2在5%的显著性水平上都是非平稳的。但在二阶差分后三者在5%的显著性水平上成为平稳序列,这说明它们都是I(1)的,可以用来做协整关系的检验。
  并不是直接用非平稳时间序列数据进行的回归分析都是无效的,若变量之间存在协整关系,则对他们做回归的结果仍是有效的,因此用Engle-Granger两步法检验他们之间是否存在协整关系。
  先用LRY分别对LX1、LX2做OLS估计,结果如下:
  LRY = 11.65 - 1.77LX1 (1)
  (72.01)(-32.43)
  R2=0.975A-R2=0.974 DW=0.5136 F=1051.63
  LRY = 19.12 - 3.28LX2(2)
  (27.15)(-17.98)
  R2=0.925A-R2=0.923 DW=0.1818F=323.22
  设模型(1)的残差序列为μ1,模型(2)的残差序列为μ2。对 μ1、μ2做ADF检验。结果表明残差序列μ1、μ2在5%的显著性水平上是平稳的,既时间序列LRY与LX1、LX2之间存在长期的均衡关系。模型(1),(2)表明,浙江第一产业的结构变动与经济增长变动是反方向的,当第一产业产值结构变动1%时,实际经济产出将向反方向变动1.77%,当第一产业就业结构变动1%时,实际经济产出将反向变动3.28%,这也符合配第—克拉克定律。
  2.格兰杰因果检验
  对于一组具有协整关系的向量,可以表明它们之间存在长期稳定的比例关系,但他们是否构成因果关系,还需要通过格兰杰因果检验来判断。
  对LRY和LX1进行检验的结果如下表所示:
  注:Probability为若拒绝原假设则犯第一类错误的概率。
  由上表可知,第一产业产值结构与就业结构变化是实际产出变动的格兰杰成因,而实际产出的变化却不是第一产业产值结构与就业结构变化的格兰杰成因。
  3.误差修正模型
  协整关系只反映变量之间的长期均衡关系,为弥补长期静态模型的不足,可通过误差修正模型反映长期均衡对短期波动影响的“误差修正机制”,该模型反映了被解释变量短期波动可以由解释变量的短期波动和两个变量对长期均衡的偏离两部分解释。
  对LRY和LX1、X2建立误差修正模型,逐步剔除不显著变量后得到:
  △LRY =0.1057-0.2859△X1-0.103C1(-1) (3)
   (8.45) (-1.98) (-1.68)
  R2=0.265 A-R2=0.841DW=2.24F=19.24
  △LRY=0.0986-0.6692△X2-0.007C2(-1)(4)
  R2=0.316A-R2=0.746DW=1.79F=27.07
  由(3)、(4)可知,两个方程的误差修正项系数小于0,这符合反向修正原则。在t-1期,当LRYt-1+1.77X1t-1时,即t-1期的实际经济产出向上偏离均衡时,调整系数会以0.103的速度减少实际经济产出的增加,从而调整t期的经济增长速度向长期均衡靠近。
  三、结论
  由以上的实证分析结果,可以得到以下几点结论:
  1.浙江的产业结构变动与经济增长之间存在协整关系,既存在某种经济机制使产业结构与经济增长之间具有共同的变动趋势。虽然1978年~2006年浙江产业结构与经济增长的变动都不具有平稳性,但长期而言二者是高度统计相关的,存在惟一的长期稳定的动态均衡关系。这一动态的均衡关系,深刻揭示了浙江产业结构变动与经济发展大致走势,从而为浙江的产业结构调整提供了决策依据。由模型(1)、(2)可知它们间存在一种反向关系,说明第一产业结构比重的降低可以增加经济总量,这符合产业结构演变的历史经验。因此浙江可以通过调整产业结构来促进经济增长。
  2.产业结构的变动是经济总量变动的原因。这是因为经济总量的增长率等于以各部门产出在总产出中所占比重为权数的部门产出增长率的加权和。因此,在部门产出增长率不均衡的条件下,结构变动对总增长率将产生重要影响。本文的实证表明,浙江的第一产业的比重结构与实际产出的增长成反方向变动关系,说明浙江第一产业的边际生产力低于其他产业。而浙江的第一产业就业结构也与实际产出的增长成反向变动,这说明第一产业的就业人口向二、三产业转移,可以使劳动资源的使用效率提高,从而促进经济增长。浙江地处相对富裕的长江三角洲地区,在改革前就已经具备了相对高效率的农业劳动生产率以及大量社队企业的存在,这些都成为改革后发展乡镇企业的有利条件。改革开放至今,以生产日常用品为主的轻加工工业以成为浙江的支柱产业,从而较成功的实现了劳动和资本从边际生产力低的第一产业向具有较高边际生产力的第二产业的转移,带来了巨大的资源配置效益,促进了经济的高速增长。实证表明,劳动力转移与产业结构升级仍是经济增长的关键,为政府制定相关的产业政策提供了依据。
  3.误差修正模型的结果表明了浙江产业结构与经济增长之间的短期动态关系,浙江实际经济产出的短期变动可以分为两部分,一部分是短期产业结构变动的影响,一部分是偏离长期均衡的影响。第一产业产值结构与从业结构对实际经济产出的短期弹性分别为0.285%和0.669%,短期内第一产业产值与就业结构变动1个单位,将引起实际经济产出反向变动0.285及0.669个单位。这小于长期协整方程中的1.77和3.28.说明浙江第一产业产业结构对实际经济产出的长期影响更为显著。当产出波动偏离长期均衡时,将以0.103和0.083的速度将非均衡状态拉回均衡状态。第一产业产值结构与从业结构的误差修正系数分别为0.103和0.083,他们的绝对值都不大,这表明模型对偏离长期均衡的调整力度不大。这是因为产业结构变动的经济增长效应存在着滞后效应,它是通过:以支配产业的发展来带动从属产业发展;以“瓶颈” 产业的发展来带动被制约产业的发展;以主导产业的发展来带动相关产业的发展来实现的,也即产业结构的经济增长效应最终要通过产业结构的整体效应来实现的。因此,优化产业结构,实现我国产业结构整体的合理化、高级化和产业问的均衡发展,应是我国产业政策的最终目标。
  4.实际经济增长不是浙江产业结构变动的原因。依据国际历史经验,从经济发展的不同阶段来看,经济总量增长率高的时期,产业结构变换率也就越高。经济发展中的矛盾已由总量矛盾转化为结构矛盾,需要通过结构转换来适应需求结构和供给环境的变化,从而使产业结构发生变动。但这种理论是建立在资源的市场调节机制发挥主导作用的基础上的。但实证表明,浙江省经济增长对产业结构变动的效应不大,因为浙江建立资源配置的市场调节机制时间不长,还不能发挥市场对资源配置的主导作用,在很大程度上产业结构的调整是制度驱动型的而不是需求驱动型的,但政府主导的产业结构变动方式与实际经济总量的需要是有差距的,容易带来结构变动的失衡。因此,浙江在优化产业结构来促进经济发展的同时,也应加强市场体制的建设,通过市场调节资源在各产业间的配置,使产业结构的变动适应经济增长的需要。
  “发展就是经济结构的成功转变”,浙江省要实现经济更快更好发展的目标,就必须遵循产业结构变动与经济发展的一般规律,从战略高度认真做好三次产业结构调整的政策引导和合理配置资源的工作,不断优化三次产业结构,推进产业结构的高度化发展,最终推动经济的持续健康快速发展。
  注:本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文。

                        
发表于 2012-7-24 09:49 | 显示全部楼层
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