湖北省产业结构与经济增长的实证分析

ＣＯＮＴＥＭＰＯＲＡＲＹＥＣＯＮＯＭＩＣＳ

量取值范围的假设，可得：

坠ｓ坠ｂ＝２（１＋β）２ｋ２

（２＋θ）２（４＋θ）γｂ２＞０（２７）由价格弹性的定义：

ｅ＝－ｄｑｄｐｐｑ＝１ｂｐ

ｑ（２８）可知，在本模型中，价格弹性ｅ与变量ｂ呈反比关系。另外，将均衡解ｓ分别对变量ｋ，β，θ，γ求导，得到：

ｄｓｄｋ＝－４（１＋β）２

ｋ（２＋θ）

２（４＋θ）ｂγ＜０（２９）ｄｓｄβ

＝－４（１＋β）ｋ２（２＋θ）２（４＋θ）ｂγ＜０（３０）ｄｓｄγ＝２（１＋β）２ｋ２

（２＋θ）２（４＋θ）ｂγ２

＞０（３１）ｄｓｄθ

＝２（１＋β）２ｋ２

（１８＋１４θ＋３θ２）（２＋θ）４（４＋θ）２

ｂγ＜０（３２）由以上式子可得：命题５：若企业合作创新成功可能性越小，两企业创新能力越强，创新溢出系数越小，产品替代性越弱，产品价格弹性越小，则政府应对企业采取越高的研发补贴比例；若企业合作创新成功可能性越大，两企业创新能力越弱，创新溢出系数越大，产品替代性越强，产品价格弹性越大，则政府应对企业采取越低研发补贴比例。

三、结语

本文采用三阶段完全信息动态博弈模型，分析了政府激

励行为、企业的合作创新决策和产量竞争行为三者的内在关系，并得到如下结论：一是存在政府补贴的条件下，企业合作创新带来的企业净利润和社会总福利高于企业单独创新的情况，并且在一定的条件下，企业合作创新带来的企业成本节约额高于企业单独创新所带来的成本节约额；二是提高政府补贴比例，将增加企业合作创新的投入，提高产出水平和利润水平；三是根据企业创新成功概率、创新能力、创新溢出水平以及产品的替代性和价格弹性的大小，政府应提供相应的研发补贴。此研究对企业的竞争和持续发展具有一定的现实意义，并为政府制定补贴政策提供了参考依据。

尽管通过理论模型，我们得出了若干有现实意义的结论，但是仍然存在一些有待拓展的研究领域。如在有限理性下，考虑运用演化博弈的理论研究企业合作创新决策和产量竞争问题；在信息不对称的条件下，研究政府激励行为和企业的合作创新决策及两者的关系；在市场需求不确定的条件下，研究企业群合作创新决策和政府研发补贴相互关系等。

【参考文献】

[1]Aspremont ，Claude and Jacquemin ，Alexis ．Cooperative and

No cooperative R&D in Duopoly with Spillovers[J]．American Economic Review ，1988（78）．

[2]Petit ML ，Sannarandaccio F ．Endogenous R&D and Foreign Direct Investment in International Oligopolies [J]．International Journal of Industrial Organization ，2000，18（2）．

[3]Gamal Atallah ．Information Sharing and the Stability of Cooperation in Research Joint Ventures [J]．Economics of Innovation and New Technology ，2003，12（6）．

[4]罗炜、唐元虎：企业合作创新的原因与动机[J]．科学学研究，2001，19（3）．

[5]陈旭：产业集群内双寡头企业合作创新博弈分析[J]．管理学报，2007，4（1）．

[6]林斌：基于激励相容的上下游企业合作创新问题研究[J]．福建工程学院学报，2008，6（4）．

（责任编辑：刘冰冰）

图2湖北省1990—2010年三次产业就业比重变化趋势图

【摘要】本文利用湖北省1990—2010年的数据进行实证分析，运用协整方法得出湖北省产业结构与经济增长之间存在长期均衡关系，通过格兰杰因果检验得出第三产业产值比重、就业人口比重增加与经济增长的因果关系，用普通最小二乘法对各产业对经济增长的贡献进行测度，并针对湖北省产业结构现状，提出产业结构调整建议。

【关键词】产业结构经济增长

格兰杰因果检验

贡献度

一、引言

一般来说，产业结构与经济增长是相互促进的，不同的产业结构具有不同的整体效益，从而导致经济以不同的速度增长。产业结构影响着经济增长的速度及质量，不同速度的经济增长又对产业结构产生不同的需求，从而促进产业结构的变动。湖北省是中部大省，经济发展较快，但其产业结构仍存在不合理之处，本文主要在理论分析的基础上，建立计量经济模型，分析湖北省产业结构与经济增长的因果关系及各产业对经济增长的贡献度，并根据分析结果提出了合理的产业结构调整政策。

二、湖北省产业结构的演变情况

对于产业结构的衡量，主要采取两个指标Ｓ１、Ｓ２，其中Ｓ１为克拉克定义的产业结构调整系数，即各产业的就业人员数占社会就业总人数的比重；Ｓ２为国内学者研究产业结构的问题时采用的指标，即各产业产值占国内生产总值的比重。本文采用的数据均来自于《湖北省统计年鉴》。

由图１可以看出：第一、二、三产业产值占生产总值的比重由１９９０年的３５．１，３８，２６．９转变为２０１０年的１３．４，４８．７，３７．９；从总体

湖北省产业结构与

○焦玉凤

（武汉理工大学经济学院

图1湖北省1990—2010年三次产业比重变化趋势图

理论探索

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表2

LY 与LX 1回归模型残差值平稳性检验值表

检验变量

ADF 值

临界值

结论1%5%10%

e -8.455308-4.616209-3.710482-3.297799

平稳

检验变量

ADF 值

临界值

结论1%5%10%

e -5.219163-3.920350-3.065585-2.673459

平稳

表3

LY 与LX 2回归模型残差值平稳性检验值表

趋势来看，第一产业比值呈现不断下降趋势，第二产业比重大体上来看是上升的，第三产业比重略有上升。

由图２可以看出：劳动力在第一产业中的比重逐年下降，在第二产业中趋于稳定大体不变，在第三产业中呈上升趋势。就业结构变动符合钱纳里表述，劳动力转移主要发生在农业和服务业之间。从整体来看，湖北省三次产业比重变动规律基本上符合库兹涅茨表述。

三、产业结构与经济增长的Granger 检验

由于Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验有一定的前提条件：变量是平稳的；如果非平稳则必须是协整的，而协整的前提是两个变量必须是同阶单整的。本文用湖北省ＧＤＰ（Ｙ）反映经济的增长，用产业结构的高级化率（Ｘ１）即第三产业的产值占ＧＤＰ比重，和就业结构的高级化率（Ｘ２）即第三产业就业人数占就业总人数的比重两个指标来反映产业结构在国民经济的状况。由于数据的对数变换不改变变量之间的协整关系，并能使其趋势线性化，消除时间序列中存在的异方差现象，所以本文对所有变量进行对数变换，分别用ＬＹ、ＬＸ１、ＬＸ２表示自然对数地区生产总值、产业结构的高级化率和就业结构的高级化率。

1、单位根检验

由于在现实经济现象中的时间序列通常都是非平稳的，如果直接估计的话容易导致伪回归。为了使回归有意义，可以对其实行平稳化再分析。最常用的方法是单位根检验，如ＤＦ方法、ＡＤＦ方法、ＰＰ方法，本文采用ＡＤＦ方法来检验时间序列是

否平稳。

用Ｅｖｉｅｗｓ软件对各个变量分别进行单位根检验，如果不平稳的话，就要对一阶差分、二阶差分进行检验，因为进行协整检验的前提是各变量必须是同阶单整的。检验结果如表１所示。

从表１可以看出，ＬＹ、ＬＸ１、ＬＸ２都是一阶单整序列，虽然它们自身非平稳，但其某种线性组合却平稳，这个线性组合反映

了变量之间的长期稳定的比例关系，即协整关系。

2、协整检验

根据Ｅｎｇｌｅ和Ｇｒａｎｇｅｒ对协整所做的原始定义，对变量模型进行协整检验要求各个变量具有相同的单整阶数。根据表１可以得出各个变量都是同阶单整的结论，因此可以运用Ｅ－Ｇ两步法对其进行协整关系检验。首先运用ＯＬＳ法分别对ＬＹ与ＬＸ１，ＬＹ与ＬＸ２进行回归估计，并保存残差序列ｅ，利用ＡＤＦ检验法对残差ｅ进行平稳性检验，得到结果如表２、

表３所示。从表２、表３的检验结果可以看出，在１％，５％，１０％的显著性水平下，残差序列的ＡＤＦ值都小于相应的临界值，表明残差序列是平稳序列，说明ＬＹ与ＬＸ１、

ＬＸ２之间存在着长期均衡关系。3、Granger 因果检验

协整只是反映各变量之间的长期均衡关系，并不能说明它们的回归关系，这种均衡关系是否构成因果关系还需要进一步验证。本文运用Ｅｖｉｅｗｓ对各变量因果关系进行检验，结果如表４所示。

从表４可以看出：滞后期为２时，ＬＹ是ＬＸ１的格兰杰原因，即经济增长是第三产业产值比重增加的原因，而ＬＸ１不是ＬＹ的格兰杰原因，即第三产业产值比重不是经济增长的格兰杰原因；ＬＸ２是ＬＹ的格兰杰原因，即第三产业就业人口比重的增加是经济增长的原因，而ＬＹ不是ＬＸ２的格兰杰原因，即经济增长不是第三产业就业人口比重增加的格兰杰原因；ＬＸ２不是ＬＸ１的格兰杰原因、ＬＸ１也不是ＬＸ２的格兰杰原因，即第三产业产值比重与第三产业就业人口比重互不为格兰杰原因。这表明在湖北发展的过程中，第三产业劳动力占总就业人口比重对经济增长的影响明显要强于第三产业比重对经济增长的影响。主要原

因是虽然第三产业在湖北总ＧＤＰ中比重逐年增加，但湖北服务业发展滞后，湖北省产业结构走的是劳动密集型发展道路，第三产业比重不高，因此对经济增长的效果也就不明显。

四、湖北省产业结构调整对经济增长贡献的测度

运用Ｅｖｉｅｗｓ６．０计量软件对湖北省ＧＤＰ和第一、二、三产业在１９９０—２０１１年的样本观测值进行回归分析，分析各产业对经济增长的贡献，所选定的模型是：

ｌｎｙ＝β０＋β１ｌｎＸ１＋β２ｌｎＸ２＋β３ｌｎＸ３＋ε回归结果为：

ｌｎｙ＝１．０４８３２８＋０．２２０６０８ｌｎＸ１＋０．４８８０７２ｌｎＸ２＋０．２９４６４０ｌｎＸ３（３４．３６７１３）（１７．１８６４４）（２６．０３８０７）（１８．２５８６４）

（注：回归模型中估计参数下面括号内的数是相应参数的t 统计量。）

该回归方程的判决系数Ｒ２＝０．９９９９３７，而调整后的判决系数为Ｒ２＝０．９９９９２６，说明回归方程与样本观测值拟合得很好，该回归方程均符合Ｆ统计检验和ｔ统计检验，这说明回归系数均显著，即第一、二、三产业对ＧＤＰ有解释意义，但ＤＷ＝１．０６５２３９，存在一阶序列相关，可以用一阶差分消除序列相关重新做回

表1

各变量平稳性检验表

（注：DLY 、DLX 1、DLX 2分别表示相应变量的一阶差分。）变量

ADF 值

临界值

Prob

结论1%5%10%

LY -3.746419-4.616209-3.710482-3.2977990.0470

平稳

LX 1-1.040895-4.498307-3.658446-3.2689730.9144不平稳LX 2

-0.536469-4.498307-3.658446-3.2689730.9719不平稳

DLY -4.545898-4.728363-3.759743-3.3249760.0136平稳DLX 1-5.078714-4.532598-3.673616-3.2773640.0035平稳DLX 2-3.693689-4.532598-3.673616-3.2773640.0482

平稳

经济增长的实证分析

湖北

武汉

430070）

理论探索