产业结构与经济增长关系的实证检验

S 都是二阶单整序列，因此可进一步检验产业结构和经济增
长之间的协整关系。
2.2 协整检验
通过单位根检验，时间序列 GDPI、S 是非平稳序列。
检验模型残差序列的平稳性， 从表 3 看，ADF 统计量小
于显著性水平 5%，因此是平稳的，GDPI 与 S 存在协整关系。
利 用 EVIEWS 软 件 对 GDPI 和 S 进 行 回 归 分 析 ，可 得 到
作者简介：汪 浩（1969-），男，安徽怀宁人，博士，教授，研究方向：区域经济。 沈 文 星 （1962-），女 ，安 徽 桐 城 人 ，教 授 ，博 士 生 导 师 ，研 究 方 向 ：农 业 经 济 政 策 。
112 统计与决策 2010 年第 24 期（总第 324 期）
经济纵横
现象之间的均衡关系，容易导致谬误结论，而对数据进行差
对时间序列 GDPI、S 进行格兰杰因果关系检验， 结果见 表 4。 由检验结果可以看出在 10%的显著水平上经济增长会 导致产业结构调整，产业结构调整会导致经济增长。
表4
GDPI 与 S 的格兰杰因果关系检验
原假设 GDPI 不会格兰杰导致 S S 不会格兰杰导致 GDPI
F 统计值 4．28364 3．72589
文 献 标 识 码 ：A
文 章 编 号 ：1002-6487（2010）24-0112-03
经济增长是宏观经济目标， 不仅包含经济总量的增加， 而且还包含经济结构的转变、优化和升级。 经济增长是针对 国民经济发展状况而设置的，指一国或一个地区在一定时期 的国民产出 (包括商品和劳务) 的增加或人均产出水平的提 高，通常用 GDP 来衡量。 产业结构是各产业的构成及各产业 之间的联系和比例关系。
经济纵横
产业结构与经济增长关系的实证检验
汪 浩 1，沈文星 2
(1.合肥学院经济系，安徽 合肥 230022；2.南京林业大学 经济管理学院，南京 210037）
摘 要：产业结构的调整是经济增长永恒的主题，产业结构与经济增长有着一定的关系。文章运
用 计 量 经 济 学 方 法 ，以 安 徽 省 为 例 ，对 产 业 结 构 与 经 济 增 长 关 系 进 行 了 变 量 的 平 稳 性 检 验 、协 整 检
1.0077% ；2008 年 安 徽 省 第 一 、 二 、 三 产 业 产 值 的 比 重 为
16.0% 、46.6% 、37.4% ， 因 此 ， 第 一 产 业 产 值 比 重 每 增 加
0.160% ，GDP 将 增 加 0.8757% ； 第 二 产 业 产 值 比 重 每 增 加
0.466% ，GDP 将 增 加 1.0066% ； 第 三 产 业 产 值 比 重 每 增 加
检验，考察序列是否平稳。 只有变量在一阶平稳的条件下，才
能进行协整分析。
选 取 变 量 ，GDP：安 徽 省 国 内 生 产 总 值 ；GDPI：国 内 生 产
总 值 指 数 ；X1 为 第 一 产 业 产 值 ；X2 为 第 二 产 业 产 值 ；X3 为 第 三产业产值 ；S 为第一产业产值占国内生产总值的比重 。 运
验、格兰杰因果关系检验。研究表明产业结构变动与经济增长之间存在长期稳定的均衡协同关系，产
业结构的调整能够提升经济增长的水平。 提出了要充分发挥区位优势与资源优势，提高第二产业的
比重，促进第三产业的快速发展，加快第一产业的发展，以推动安徽省经济增长。
关键词：产业结构；经济增长；检验；安徽
中 图 分 类 号 ：F224.9
2 安徽省产业结构与经济增长的关系研究
传统的经济计量方法直接运用变量的水平值研究经济
表1
安 徽 省 生 产 总 值 结 构 (%)
年份 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008
第一产业 32.3 31.9 31.4 29.3 27.5 25.6 23.4 22.2 19.1 20.0 18.0 16.5 16.3 16.0
产业结构与经济增长有着非常密切的关系，产业结构的 调整是经济增长永恒的主题。 不同的产业结构会对经济增长 产生不同的影响，而不同的经济增长速度又对产业结构产生 不同的需求。
许多专家学者对产业结构调整与经济增长之间的关系 进行过大量的理论与实践研究，但这些研究没有考虑区域发 展不平衡性[1]。 作为中部省份的安徽，自改革开放以来经济也 取得了发展，但与沿海发达省份相比存在很大差距。 本文旨 在探讨安徽省产业结构与经济增长之间的关系，提出促进其 经济长期、稳定增长的对策。
第二产业 36.5 35.5 35.3 36.2 35.9 36.4 38.7 38.0 39.1 38.8 41.3 43.2 44.7 46.6
第三产业 31.2 32.6 33.3 34.5 36.6 38.0 37.9 39.8 41.8 41.3 40.7 40.3 39.0 37.4
资料来源：安徽省统计年鉴(1996-2009 年)
S
-0.712367 -4.2207 -3.1801 -2.7349
注：GDP、GDPI、X1、X2、X3、S 都存在单位根
结论 非平稳 非平稳 非平稳 非平稳 非平稳 非平稳
协整性的前提条件是非稳序列必须是同阶单整序列。 由
表 2 可以看出，尽管 GDPI 和 S 序列都是非平稳的，但 GDPI、
最高点， 随后经济发展一直保持缓慢的稳定态势，GDP 指数 基本保持在 110 左右。
统计数据表明到 2008 年安徽省第一产业发展速度与规 模逐渐落后于第二产业和第三产业，第一产业生产总值占安 徽省生产总值的比重最小，并且有下降的趋势，第三产业次 之，第二产业所占的比重最大，形成“二、三、一”新的产业结 构，三次产业中以第二产业的增长量最大。 从 1995~2008 年 安徽省三次产业对安徽省生产总值的贡献发生了很大的变 化[3-4]：第 一 产 业 的 贡 献 从 1995 年 的 32.3%，下 降 到 2008 年 的 16.0%；第二产业的贡 献 从 1995 年 的 36.5%，上 升 到 2008 年 的 46.6%；而 第 三 产 业 的 贡 献 则 由 1995 年 的 31.2%，上 升 到 2008 年的 37.4%。
方程通过了显著性检验，估计量通过 t 检验。 由此可以 看出，GDP 的波动一部分是由产业结构调整的影响， 另一部 分是由偏离长期均衡的影响。 从系数估计值-0.1989 来看，当 短 期 波 动 偏 离 长 期 均 衡 时 ， 将 以 0.1989 调 整 力 度 将 非 均 衡 拉回均衡状态。 2.3 格兰杰因果关系检验
(0.81) (4.96) (14.14)
(15.32)
R2=0.9998 F=17815.08 DW=2.7538
从回归方程看，第一产业平均每增加 1%的产值，GDP 增
加 0.8757% ； 第 二 产 业 平 均 每 增 加 1% 的 产 值 ，GDP 增 加
1.0066% ； 第 三 产 业 平 均 每 增 加 1% 的 产 值 ，GDP 将 增 加
安徽省三次产业中第二产业的发展速度最快，对于国内
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因此，在实证检验安徽省产业结构变动的经济增长效应之前
要先检验产业结构变动数据和经济增长数据之间的平稳性，
而后检验两者之间的动态关系。
2.1 变量的平稳性检验
在现实经济中，大多数的经济变量都是非平稳的，在回
归分析中可能导致伪回归现象，从而回归结果无效[6]。 因此对
变量进行协整分析之前，首先必须对进行时间序列的单位根
GDP
3．305280 -4.2207 -3.1801 -2.7349
GDPI -1.109942 -4.2207 -3.1801 -2.7349
X1
1.293168 -4.2207 -3.1801 -2.7349
X2
3.412485 -4.2207 -3.1801 -2.7349
ຫໍສະໝຸດ BaiduX3
2.826046 -4.2207 -3.1801 -2.7349
0.374%，GDP 增加 1.0077%。
3 结论与建议
3.1 结论 3.1.1 产业结构的变动和经济增长的关系
安徽省产业结构与经济增长虽然都不具备平稳性，但是 从长期的统计数据来看，两者是高度相关的，存在着长期稳 定的均衡协同关系。 一方面，经济增长刺激了需求总量和需 求结构的变化；另一方面，产业结构的优化调整为经济总量 连续平均以两位数的速度增长拓展了空间。 3.1.2 安徽省三次产业的发展趋势
长期均衡关系的结论。 接下来建立如下误差修正模型: △GDP=0.1028-△0.3722(X1)+△0.4576（X2）+△0.70521（X3）-0.1989ε
(6.6038) (-1.7959) (2.4906) (-1.7417) (-2.1964) R2=0.3809 DW=1.2323 F=3.3839
1 安徽省经济增长与产业结构状况
改革开放以来，安徽省经济保持了发展态势，大致经历 了四 个 经 济 周 期 [2]: 第 一 个 经 济 周 期 从 1978 年 经 济 复 苏 开 始，于 1979 年到达第一个高峰(109.9)，1980 年又下降到谷底 (102.38)；第 二 个 经 济 周 期 于 1980 年 开 始 ，于 1981 年 达 到 第 二 个 高 峰(117.78)，后 又 于 1983 年 降 到 谷 底(108.78)；第 三 个 经 济 周 期 始 于 1983 年 ，1984 年 经 济 快 速 发 展 到 达 顶 峰 (120.05)之后 一 路 下 滑 ，一 直 到 1991 年 下 降 到 了 改 革 开 放 以 来的历史最 低 点(99.07)，经 济 发 展 首 次 出 现 负 增 长 。 第 四 个 经 济 周 期 从 1991 年 开 始 起 步 ， 在 经 历 1991 年 的 经 济 衰 退 后，1992 年经济发展突飞猛进， 并于 1993 年达到 118.57 的
用 ADF 单 位 根 检 验 法 检 验 变 量 的 平 稳 性 ，ADF 检 验 的 回 归
模型为：
m
Σ △Yt=α+βt+δYt-1+ βi△Yt-i+εt i=1
其中，△Yt 为变量序列的一 阶 差 分 ，α 为 常 数 项 ，m 为 最 优滞后项，t 是时间变量，εt 为白噪声序列。 检验原假设为 Yt-i， δ=0， 即存在单位根。 对时间序列数据 GDP、GDPI、X1、X2、X3 和 S 进行单位根检验，检验结果见表 2。 从检验结果看，时间
两者之间的协整回归方程为：
GDPI=111.94-3.591S+εt 根据表 3 的计算结果， 可得出 GDP 与 X1、X2、X3 存在着
表3 残差序列 εt
残差序列的平稳性检验
ADF 统计值 -2.56519
1% 临 界 值 -2.7570
5%临界值 10%临界值 -1.9685 -1.6187
分变换后进行回归，又可能丢失长期信息。 处理平稳数据的
协整方法可用于检验经济时间序列变量水平数据是否存在
长期均衡关系，要求经济时间序列变量具有单位根特征。 格
兰杰因果关系检验可用于确定经济时间序列变量之间是否
存 在 因 果 关 系 ， 也 要 求 经 济 时 间 序 列 变 量 具 有 平 稳 性 特 征 [5]。
序 列 GDP、GDPI、X1、X2、X3 和 S 为 非 平 稳 序 列 （ADF 值 大 于 临 界 值 ）， 所 以 GDP、GDPI、X1、X2、X3 和 S 存 在 单 位 根 ， 也 就 是说序列不平稳。
表2
ADF 单位根检验结果
序列 ADF 统计量 1%临界值 5%临界值 10%临界值
注：两者均拒绝原假设
概率 0．06151 0．04718
2.4 回归方程的建立
取 1995~2008 年 安 徽 省 生 产 总 值 及 第 一 、二 、三 产 业 作
为样本观测值，运用 EIVEWS 软件对安徽省产业结构演变与
经济增长的关系进行定量分析，可得如下回归模型：
Log(GDP)=73.988+0.8757log(X1)+1.0066log(X2)+1.0077log(X3)