广东省现代服务业与经济增长关系实证分析

利 用协整理 论与误差修正 模型对广 东省现代服 务业 与 经典 回归模型 ，否则会 出现 虚假 回归等 诸多 问题 。在
经济 增长的关 系进 行 了实 证分析 ，同时在二者协 整关 经济领 域 中 ，我 们所得 到的许 多时 间序 列观测值大都 系成立 的条件 下 ，研究了它们的 因果关 系。
Ｌ ＤＰ ＤＦ Ｇ 的Ａ 值都大于 １％ ０ 显著性水平下 的临 界值 ，不 种关 系在短 期 内会被 破坏 ， 其偏离 长期的偏差 是 但
能 拒绝含有单 位根的原假设 ，说明水平序 列是非平稳 稳 的，其变 量的系数也都符合经济意义 。由回归结果可 的 ，含有 单位根 ；而经过一 阶差分 后 ，各变量ＤＬ ＸＤＦ 以看出 ， 从长期来看 ， 现代服务业增加值每变动 １ 广 ％， 和 ＤＬ ＧＤＰ 的ＡＤＦ 都小 于 １ ％ 著性水 平下 的临 界 东省经济总量将 同向变动０３ ９ ７％， 明现 代服务业 值 Ｏ显 ．６６ ９ 说 值 ，拒绝含有 单位根的原假 设 ，说明 各变量一阶差 分 是拉动经济增长的重 要力量 。
果如 Ｆ ：
ＬＧＤＰ＝０ ８ ９ ９ ＊ ． ３ ４ ４ ＬＸＤ Ｆ＋２ ８ ６ ９ ．８ ５ ５
增长 与产业结 构的误差修正模型 为 ：
Ｄ Ｄ ： ０． Ｌ Ｇ Ｐ ３ ９２ ７５ ８木Ｄ Ｄ （ 一 １ ） Ｌ Ｇ Ｐ
（ １７ ４ ０） （ ３５ ３ ６） ６ ．９ ６ ３ ．５ ３
（ ．７ ５ １） 一００ ２ ６
Ｓ Ｅ＝０ １ ８ ４ Ｆ＝３ ８ ５ ３ ．４ ３ ７ ８１ ． ７ Ｄ Ｗ ：０ ２ ６ ３ ．３ ０ １
根据上 面回归结果，由ＤＷ ＝ ． ６３ ， ０ ３０ １ 给定显著性 ２
ＳＥ＝０． ０５２７５９ Ｆ＝ ６． ６２１ ２６８
水 平０ １ 通 过查ＤＷ 统计表 ， 下限 临界值 和上限临 ．， ０ 得 界值分别为 １ ５ Ｈ ． ，根据判断区域 可知 ， 时随机 ． ￣１ ７ １ ２ 这
８ 畅 ｏ年 ９ ４辛 茂 ｆ １ 第期 栝２１
广 东 省现 代 服 务业 的 当期 波 表１
各变量单位根平稳性Ａ 检验 ＤＦ 检验 形式 （ ｃＴＬ） （ Ｃ ００） （ Ｃ ００） Ａ 统计量值 ｌ ％￣界值 ＤＦ ｏｒ 一 ．３ ９０ １ ９ ４ ３ 一 ．９ ７８ ３ ５ ９ ６ — ．２ ０７ ２６ １０ — ．２ ９９ ２ ２ ８ ６ 结论 不能拒绝原假设 拒绝原假设
年 广东省统 计局发 出了关 于建立现 代服务业增 加值核 处理非 平稳数据 的方法 ，可用于检验 经济时间序 列变
作者简介 ｔ 李红佳， 广东商学院经贸与 统计学院统计系 硕士研究生， 研究方向为统计应用与经济计量研 究。
２１第期 辛１ ０年 ９ ． １ 易
ｌ ３ ５ ３ 耗
量水平 数据是否存在 长期均衡关 系 ，其分析 的一般 步
其发达程 度是衡 量一国经 济 、社会现 代化水平 的重要 现代服 务业的准确 增加值 。为了研究 的需 要 ，本文把
２ ０ 年广东省 的第三产业增加值 比重已达４ ． ０９ ５ ％， ７
邮政 业 、批 发和 零 售业 等传 统 服 务业 之外 的所 有产
而 现 代服 务 业 增加 值 占第 三 产业 增 加 值 的比 重 已达 业 。采 用各个年 份现代服务业 增加值 与国内生产总值 ５ ．％。未来 几 年 ，广 东省 第三产 业增 加值 比重 有望 作为衡 量现代服 务业 和经济增 长的基本 指标 ，分别 用 ７４ 达 到５ ％以上 ，按传 统的 界定 ，第三产业 对经济 增长 ＸＤＦ ＧＤＰ ｏ ￣Ｉ 来表示 。同时 ，为了消除或减 小时 序数据
Ｒ 。 ）９ ２ ６ ＝（ ９ ４ ３
．
＋０２ ６ ７ ： ＸＤＦ ．２ ２ ３ ＥＣＭ （ ．７ ４ ５ｃ Ｉ ＤＬ 一００ ３ ８ ＊ 一１）＋ ．４ ０ ６ ００ ８ ５
（１ ４ ９ ３ ． １ ２ ４） （１０ ０ ５ ．２ １ ９）
１ ０ ４ Ｋ１ ４２７５８
．
（ ．８ ６ ３） ２５ ８ １
的格 兰杰因果关系。
（ ）各变量 平稳性 检验 一
关 ，可 以据此进 行进 一步分 析 。为 了检 验 回 参差 的
平稳性 ， ｖｅ ５ 中令 ｅｍ＝ ｅｉ就 叮以得到残 序 在Ｅ ｉｗｓ． ０ ｃ ｒｓ ｄ
在进 行格兰杰 因果检验之 前 ，要先分析 数据 的平 列。对残差项进￣ Ａ 单位根检验 ，得结果 见表２ Ｔ ＤＦ 。 稳 性。本文采 用ＡＤＦ 单位根检验 法来 检验数据是否 平 从 表２ 可以看出，回归残差ｅｎ的Ａ 值小于１％ ｃ ＤＦ ０ 显 稳 。运用Ｅ ｉｗｓ．计量 经济 学软件对广东省 的Ｌ ｖｅ ５ ０ ＸＤＦ 著性水 平下的临界值 ， 拒绝含有单位根 的原假设 ，说明
关键词 ：现代服 务业 中图分类号 ，Ｆ １ ７９
经 济增 长
协整检 验
格兰杰 因果检验
文献标 识码 ：Ａ
文章编号 ：４ － ６８ Ｆ （ ０ １ ９ ０ ３ － ３ ４ １ ６／ ２ １ ）０－ ０ ３ ０
现代服 务业是在 工业化高度 发展阶段 产生 的 ，主 算制度 的通 知 ，初 步界定广东 省现代服务业 包括 以下
Ｌ ＤＰ ０ ６ ６ ９ Ｌ Ｇ ＝ ． ９ ７ ＊ ＸＤＦ ３ ． １６ ＋ 【 Ｒ （ ） ３ ＋ １ ８７０ Ａ ４ １
（９ ６ ５ ］ ） ９ ２ ９ ．
动 的影 响 ，其修 正系数为负 ，符合反 向修正机制 ，但
其 回归 系数并 不显著 ，这体现 了对 ＧＤＰ 当期波 动的 的
影响不显著 ，对 ＧＤＰ 当期波动调 整幅度不大 ，单位 的
一 ． ４４ １ ９０６ ０
一 ．０ ９９ ２ ３ ５ ９
￣Ｌ ＤＰ Ｉ Ｇ 以及Ｄ ｘ 和ＤＬ ＤＰ Ｉ Ｌ ＤＦ Ｇ 进行 平稳 性检 验 ，检 验 残差序 列是平稳的 ， 该协整关系成立 ，所以上述方程是 结果如表 １ 所示 。 描述长期均衡的关系式 ，说明１７ — ０ ９ 问广一 省的 ９８ ２０年 东
通过表 １ 的检验 结果 可以看出 ，两个变量Ｌ ＸＤＦ 和 ＧＤＰ 与现代服 务业之 间存 在着长期均衡关 系。虽然这
全 国范围 内率 先建设现代 产业体系 。因此 ，对 其现代
服 务业发展 与经济增长 的关系进行研 究具有很 好的现 实 意义 。鉴于 此 ，本文应 用动态计 量经济分析方 法 ，
二 ．实证分析
经典 计量经济学 回归模型 是建立在 平稳 数据变 量 基础 上的 ，而对 于非平稳 的数 据变量 ，不能直接使 用
ＤＷ ＝１ ８ ３ ８１ ．７ ２
上述估 计结果表 明 ，国 内生产总值 的变 化 仪受
误差项存在一阶正 自 相关。 为了消除 自 相关， 采用科克 到现代服务业 的影响 ，而且取决于前 一期ＧＤＰ 对均衡 伦一 奥克特迭代法重新估计方程 ， 结果如下： 水平 的偏离 。其 中的误 差项反 映 了长期 均衡 对短期波
要依托 现代 电子 信息技术 和现代管理理 念发展起 来的 九个类 别的活动 ：信息传输 、计算机服务 和软件业 ；
知识 、技 术密集型 的生产性服 务业 ，主 要包括信 息传 金融业 ；房地产业 ；租赁和商 务服务业 ；科学研究 、
输 、计算机服务 和软件业 、金融业 、房 地产业 、租赁 技术服 务和地质 勘查业 ；水 利 、环境 与公 共设施管理
Ｕ Ｗ ＝ １． ３１８１４ ９
骤 是 ：首先 ，分析各变量 的平稳性 ，在 此基础上检 验
根 据回归结果 ，由ＤＷ＝ １ １９ Ｉ ８４ ，给定 显著性水 平 ３ 变量之 间的协 整关系 ；然后 ，给 出其 短期误差修正 模 ０ １ ． ，查ＤＷ统 计表 ， ０ 得下 限临界值和上限临 界值 ￣ ｙ ￣Ｊ －０ 型 ；最后 ，在 协整关 系成立的基础上 ，分析变量之 间 为１１和 １ ６ 根 据判断区域 可知 ， 型 已不存在 自 。 ３ ． ， ２ 模
（ ． ７ ５ ） （ ． １２ ） （ ６５２ ６） ３ ８ ９ １ ０ ０ ８ ９ ８ ． ４ ４ ４ ９
Ｒ ０ ９ ２ ９８８ ９６ ＳＥ＝ ０ ０５ ６１２ ９ Ｆ＝ １ ２２１ ４ ３６
调整比例仅为 一 ． ３ ８ 。 由模型的参数值 町以知道 ， ０ ２２３ ０
衡关 系—— 协整关系 。协整性 的检 验就是检验 回归方 关 系模 型 中各变 量以差分形 式重新加 以构造 ，并将 长
程 ห้องสมุดไป่ตู้残 差项是否存在 单位根 ，如 果序列之 间不 是协整 期关 系模型所产 生的残差序列 作为解释变 量 引入 ，对 的 ，则其残差项 中一 定存在单 位根 ，如果是 协整的 ， 短 期动态关系进行 逐项检验 ，直至找 到最合适 的表 示 则残差项是平稳的 。Ｌ ＧＤＰ ＸＤＦ 行０Ｌ 回归 ，结 方法 。利用Ｌ 对Ｌ 进 ｓ ＧＤＰ ＸＤＦ 与Ｌ 的长 期均衡方程 ，建 立经济
序列是平稳 的。因此 ，广东省Ｌ ｘＤＦ Ｇ 序列都存 和Ｌ ＤＰ
（ ） 三 误差修正模型 为 弥补协整关 系只反映变 量之 间长 期均衡 关系的
不足 ，可通过建 立误差修正模 型对序列 的短期波 动关
在单位根 ，是一阶 单整序 列。
（ ） 二 协整分析
单位根 检验结果 表明 ，所研 究的变量都 包含一个 系进行解释来 作为协整 回归模型 的补 充 ，Ｆ此 把长期 ＃ ｆ 单位 根 ，可 以进一 步检验变 量之 间是 ＿存在 长期的 均 关 系和短期动态 特征结合在 一个模型 中 。通过将 长期 否
的贡 献 已超 过 了 制造 业 ，即开始 步 入 了后工业 化时 的异方 差 ，使得数 据更为 平滑 ，再对两 个变量数据取 代 。广东省 明确提 出建设 以现代服 务业和先进 制造业 自然对数 ，分别 表示为Ｌ ＸＤＦ １ ＧＤＰ ￣Ｌ ３ ，同时 分别 以
双 轮驱动的 主体产业群 ，加快经济 发展方式转 变 ，在 Ｄ ｘＤＦ Ｌ 和ＤＬ Ｄｐ Ｇ 表示其一阶差分 。
一
不是 由平稳过程 产生的 ，这就给经典 的回归分析方 法 带来 了很大限制 ，而对随机游 走变量进 行差分使其变
．
变量 的选取和 数据的说明
本 文样本数据 均来 自广东省统 计局编 制的 《 广东 为平稳 序列 ，则忽略 了原 始序列 中包含 的有用信 息。
统 计年鉴 》，使 用的样 本区 间为 １７ — ０ ９ 。２０ 格兰杰 提 出的 “ ９ ８ ２０ 年 ０８ 协整理论 ”则提供 了一 种行之有效 的
动 对 ＧＤＰ 当期波 动存在 正 的 向影 响 ，引起 当期 ＧＤＰ 向 正
变量 Ｌ ＸＤＦ ＤＬ ＤＦ Ｘ
变 动 ０２ ６ ７ ％。 此外 ，前 ．７ ４ ５
一
期 ＧＤＰ 的变 化将 引起 本 期
ＬＤ Ｇ Ｐ
ＤＬ Ｄｐ Ｇ
（ １ Ｃ０ ）
（ Ｃ ００）
广东省现代服务业与经济增长关系实Ｉ分析 正
李 红 佳
（ 广东商学 院经 贸与统 计学院 广东广州 ５０２ ） １３ ０
摘要 ：本文运 用协整理论和误差修 正模 型对广 东省现代服 务业与经济增 长间的关系进行 了实证 分析 ， 结
果表明，两者之间呈现 长期稳定的协同互动关系，发展现代服 务业 能够保证国民经济的持 续高速增 长。
和 商务服 务业等 。现代服务 业的兴起是 产业结构 高度 业 ；教 育 ；卫生 、社 会保 障和社 会福利业 ；文化 、体
化及 经济服务 化的结果 ，是生产 力发展的必然趋 势 ，
标志 。
育和娱 乐业 。因统计 口径 的差 异 ，无法得 到各个年份 现代服 务业界定 为第三产业 中除 了交通运 输 、仓储和