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摘要：本文通过协整理论对衡阳市产业结构进行实证分析，发现衡阳市三次产业对GDP的贡献相差不大，考虑第二产业的相对比重大，因此，我们在调整产业结构时，不仅要注重发展第二产业，还要大力发展第三产业，优化产业结构，促进衡阳市经济的快速发展。
关键词：协整理论 产业结构 GDP
一、引言
产业结构是指在社会再生产过程中，一个国家或地区的产业组成，即资源在产业间的配置状态；产业发展水平，即各产业所占比重；以及产业间的技术经济联系，即产业间相互依存和相互制约的方式。现代经济增长结构主义有一观点为经济增长是生产结构转变的一方面。本文研究对象是衡阳市产业结构的状况，目的是要说明衡阳市的产业结构的现状以及其以怎样的方式影响经济增长。
1、数据来源的说明及模型设定
（1）数据说明
本文研究的样本区间是1978-2006年间得数据，数据来源于2007年《衡阳市统计年鉴》，研究的指标为：GDP、第一产业增加值I1、第二产业增加值I2、第三产业增加值I3。本文对数据进行了对数处理，以便做线性模型。
（2）模型设定
Romer(1985)认为：长期经济增长是由技术进步贡献的，而短期经济增长是由资本和劳动等要素投入的增加所贡献的，然而对于给定的资本、劳动和技术，不同的产业结构会导致不同的生产。因此，研究不同产业结构对生产影响的函数Y=F(I1,I2,…,IK)，可设定产业结构变化对经济增长的贡献的计量模型为：
LOGGDP = β0+β1LOGI1 +β2LOGI2 +β3LOGI3 + ε
2、研究方法和工具
本文采用协整的方法对数据进行分析，协整理论中有单位根检验、协整检验、格兰杰因果关系检验，检验过程通过计量经济学软件Eviews实现。
（1）单整性与单位根检验
单整性是指对于时间序列Y，如果进行d-1次差分后是一个非平稳过程，而经过d次差分之后变为一个平稳的、可逆的ARNMA,则称此序列为具有d阶单整性。检验变量是否稳定并推断单整阶数的过程为单位根检验，常用的方法有DF检验和ADF检验。
（2）协整性检验
格兰杰对其定义为，若干个有单位根过程生成的数据变量，若存在一组非均衡的线性组合向着稳定过程生成，这种组合即为变量间的协整。协整度量了几个变量之间的长期稳定性。满足协整的经济变量之间存在长期稳定的比例关系。协整检验的常用方法有E-G两步法和JJ检验法。
（3）格兰杰因果关系检验
格兰杰（1988）指出，如果变量是协整的，那么至少存在一个方向上的格兰杰原因，在非协整的情况下，任何原因的推断将是无效的。格兰杰原因是变量之间在时序上的前后关系，而不是逻辑上的因果关系。
二、实证分析
1、数据处理后的图示
从图1中，我们可以看到，对各序列数据采取对数处理后，衡阳市三次产业增加值和国民生产总值长期趋势大致相同，从而，可以假设，本市三次产业增加值与国民生产总值之间有长期稳定的关系。
2、对LOGGDP 、LOGI1 、LOGI2 、LOGI3进行单位根检验
单位根检验是检验变量之间是否存在协整关系的以及因果关系的前提，常用的单位根检验方法是ADF检验。具体的数据分析结果见下表一所示。
注：表中给出的单位根检验临界值均为MacKinnon临界值
将各序列及其一阶、二阶差分的ADF统计量值与相应的临界值进行比较容易得出，序列LOGGDP、LOGI1、LOGI2、LOGI3及其一阶差分都存在单位根，为非平稳序列，但二阶差分不存在单位根，所以二阶差分序列为平稳序列。即1978-2006年区间内LOGGDP、LOGI1、LOGI2和LOGI3的时间序列为2阶单整序列——I(2)。
3、对LOGGDP、LOGI1、LOGI2、LOGI3进行协整检验
1978-2006年间的LOGGDP、LOGI1、LOGI2和LOGI3的时间序列均为2阶单整序列，可以对其进行协整检验。针对本研究所采取的样本数量较少的情况，由于JJ检验法中有VAR模型，此模型是各变量对其滞后项的回归，因此不宜采用JJ检验法，可以采用E-G两步法。依据计量模型做LOGGDP对LOGI1、LOGI2和LOGI3的回归，可得到回归残差序列，记为E。对E进行单位根检验，检验结果见表二。
在5%的显著性水平下，检验统计量值为-2.541899，大与相应临界值，从而拒绝H0,表明残差序列不存在单位根，是平稳序列，说明原各序列之间存在协整关系，表明三次产业增加值与国民生产总值之间有长期稳定的关系。
4、LOGGDP对LOGI1、LOGI2、LOGI3进行格兰杰因果关系检验
在协整检验的基础上，对1978-2006年间的LOGGDP、LOGI1、LOGI2和LOGI3之间的关系进行了格兰杰因果关系检验，检验结果见表三。
检验结果显示，在14.8%、16.6%、8.2%的显著性水平上分别接受了“LOGI1不是LOGGDP的Granger原因”、“ LOGI2不是LOGGDP的Granger原因”、“ LOGI3不是LOGGDP的Granger原因”，在3.3%、57.8%、18.4%的显著性水平上分别接受了“LOGGDP不是LOGI1的Granger原因”、“ LOGGDP不是LOGI2的Granger原因”、“ LOGGDP不是LOGI3的Granger原因”，按1%的显著性检验水平，上面所分析的6个原假设都成立。因此，可以认为，1978-2006年间衡阳市的第一、二、三产业与GDP之间因果关系是不显著的。也可以说，衡阳市近三十年第一、二、三产业的增长不能明显引起GDP的增长，而且GDP的增长不能明显带动第一、二、三产业的增长。
5、回归分析
为了分析衡阳市GDP与三次产业之间的相关性关系大小，要根据计量经济学模型做回归分析。根据1978-2006年间衡阳市第一、二、三产业和GDP的样本观测值，运用Eviews经济计量软件可得多元线性回归模型，如下（括号内为T统计量值）：
LOGGDP = 0.494416 + 0.318 LOGI1 + 0.387 LOGI2 + 0.286 LOGI3
(75.053)(24.690)(35.422)(24.893)
该回归方程的判决系数R2 = 0.999956，而调整后的判决系数R2 = 0.999950，F = 188389.7，这说明第一、二、三产业对GDP在整体上来说有解释意义。但是，DW值为1.223，这说明回归方程的残差项存在一定程度的序列相关性，方程的参数估计在统计意义上是不可置信的。因此为了消除序列相关性，可以考虑带残差项的一阶自回归方程，再对计量模型估计得方程(*)：
LOGGDP=0.467+0.365 LOGI1+0.340 LOGI2+0.303 LOGI3+0.819 AR(1)
(21.506) (22.661)(17.363)(14.932)(5.526)
该回归方程的判决系数R2 = 0.999968，而调整后的判决系数R2 = 0.999962，F = 178377.7，DW值为1.499，这说明在回归方程中考虑带残差项的一阶自相关比前一个回归方程的估计结果得到了明显的改进。
可以用方程(*)分析衡阳市第一二三产业与GDP之间的相关关系。计量模型中各变量的系数代表经济学中的弹性，也就是说，方程(*)中解释变量的系数可以表达第一二三产业与GDP之间的相关关系。由分析可知，当衡阳市第一产业增加值变动1%时，GDP相应变动36.5%；当第二产业增加值变动1%时，GDP相应变动34.0%；当第三产业增加值变动1%时，GDP相应变动30.3%。由上述分析数据可知，衡阳市三次产业中促对GDP增长贡献最大的是第一产业，其次是第二产业，最后是第三产业，只是相差不大。
三、结论
产业结构的发展趋势是由第一产业占主导地位的产业结构转向第二产业比重大幅提高的产业结构，进一步发展为第三产业占较大比重的新型产业结构。以2006年数据计算三次产业增加值各占GDP的比重大小，第二产业为首，第三产业次之，最后是第一产业。所以，从相对率、贡献率方面看，衡阳市的产业结构有待调整。从贡献率方面看，由于三次产业相差不大，说明都有大力发展的空间，三次产业要协调发展，应该在加快发展新型工业化的同时，以新技术加快第三产业服务业的发展步伐，并以新型工业化促进第一产业农副业的现代化发展。从相对率方面看，第二、三产业的相对份额还必须增加。另外，本文采取的样本属于小样本，而各项检验针对小样有偏误，尤其表现在格兰杰检验中，所以本文研究在格兰杰检验中不对分析数据做严格限定。
参考文献：
[1]范金，郑庆武，梅娟.应用产业经济学[M].北京：经济管理出版社，2004.
[2][美]J.M.伍德里奇.计量经济学[M].北京：经济科学译丛，2007.
[3]衡阳市统计局.衡阳统计年鉴-2007[M]
（作者单位：南华大学经济管理学院）
关键词：协整理论 产业结构 GDP
一、引言
产业结构是指在社会再生产过程中，一个国家或地区的产业组成，即资源在产业间的配置状态；产业发展水平，即各产业所占比重；以及产业间的技术经济联系，即产业间相互依存和相互制约的方式。现代经济增长结构主义有一观点为经济增长是生产结构转变的一方面。本文研究对象是衡阳市产业结构的状况，目的是要说明衡阳市的产业结构的现状以及其以怎样的方式影响经济增长。
1、数据来源的说明及模型设定
（1）数据说明
本文研究的样本区间是1978-2006年间得数据，数据来源于2007年《衡阳市统计年鉴》，研究的指标为：GDP、第一产业增加值I1、第二产业增加值I2、第三产业增加值I3。本文对数据进行了对数处理，以便做线性模型。
（2）模型设定
Romer(1985)认为：长期经济增长是由技术进步贡献的，而短期经济增长是由资本和劳动等要素投入的增加所贡献的，然而对于给定的资本、劳动和技术，不同的产业结构会导致不同的生产。因此，研究不同产业结构对生产影响的函数Y=F(I1,I2,…,IK)，可设定产业结构变化对经济增长的贡献的计量模型为：
LOGGDP = β0+β1LOGI1 +β2LOGI2 +β3LOGI3 + ε
2、研究方法和工具
本文采用协整的方法对数据进行分析，协整理论中有单位根检验、协整检验、格兰杰因果关系检验，检验过程通过计量经济学软件Eviews实现。
（1）单整性与单位根检验
单整性是指对于时间序列Y，如果进行d-1次差分后是一个非平稳过程，而经过d次差分之后变为一个平稳的、可逆的ARNMA,则称此序列为具有d阶单整性。检验变量是否稳定并推断单整阶数的过程为单位根检验，常用的方法有DF检验和ADF检验。
（2）协整性检验
格兰杰对其定义为，若干个有单位根过程生成的数据变量，若存在一组非均衡的线性组合向着稳定过程生成，这种组合即为变量间的协整。协整度量了几个变量之间的长期稳定性。满足协整的经济变量之间存在长期稳定的比例关系。协整检验的常用方法有E-G两步法和JJ检验法。
（3）格兰杰因果关系检验
格兰杰（1988）指出，如果变量是协整的，那么至少存在一个方向上的格兰杰原因，在非协整的情况下，任何原因的推断将是无效的。格兰杰原因是变量之间在时序上的前后关系，而不是逻辑上的因果关系。
二、实证分析
1、数据处理后的图示
从图1中，我们可以看到，对各序列数据采取对数处理后，衡阳市三次产业增加值和国民生产总值长期趋势大致相同，从而，可以假设，本市三次产业增加值与国民生产总值之间有长期稳定的关系。
2、对LOGGDP 、LOGI1 、LOGI2 、LOGI3进行单位根检验
单位根检验是检验变量之间是否存在协整关系的以及因果关系的前提，常用的单位根检验方法是ADF检验。具体的数据分析结果见下表一所示。
注：表中给出的单位根检验临界值均为MacKinnon临界值
将各序列及其一阶、二阶差分的ADF统计量值与相应的临界值进行比较容易得出，序列LOGGDP、LOGI1、LOGI2、LOGI3及其一阶差分都存在单位根，为非平稳序列，但二阶差分不存在单位根，所以二阶差分序列为平稳序列。即1978-2006年区间内LOGGDP、LOGI1、LOGI2和LOGI3的时间序列为2阶单整序列——I(2)。
3、对LOGGDP、LOGI1、LOGI2、LOGI3进行协整检验
1978-2006年间的LOGGDP、LOGI1、LOGI2和LOGI3的时间序列均为2阶单整序列，可以对其进行协整检验。针对本研究所采取的样本数量较少的情况，由于JJ检验法中有VAR模型，此模型是各变量对其滞后项的回归，因此不宜采用JJ检验法，可以采用E-G两步法。依据计量模型做LOGGDP对LOGI1、LOGI2和LOGI3的回归，可得到回归残差序列，记为E。对E进行单位根检验，检验结果见表二。
在5%的显著性水平下，检验统计量值为-2.541899，大与相应临界值，从而拒绝H0,表明残差序列不存在单位根，是平稳序列，说明原各序列之间存在协整关系，表明三次产业增加值与国民生产总值之间有长期稳定的关系。
4、LOGGDP对LOGI1、LOGI2、LOGI3进行格兰杰因果关系检验
在协整检验的基础上，对1978-2006年间的LOGGDP、LOGI1、LOGI2和LOGI3之间的关系进行了格兰杰因果关系检验，检验结果见表三。
检验结果显示，在14.8%、16.6%、8.2%的显著性水平上分别接受了“LOGI1不是LOGGDP的Granger原因”、“ LOGI2不是LOGGDP的Granger原因”、“ LOGI3不是LOGGDP的Granger原因”，在3.3%、57.8%、18.4%的显著性水平上分别接受了“LOGGDP不是LOGI1的Granger原因”、“ LOGGDP不是LOGI2的Granger原因”、“ LOGGDP不是LOGI3的Granger原因”，按1%的显著性检验水平，上面所分析的6个原假设都成立。因此，可以认为，1978-2006年间衡阳市的第一、二、三产业与GDP之间因果关系是不显著的。也可以说，衡阳市近三十年第一、二、三产业的增长不能明显引起GDP的增长，而且GDP的增长不能明显带动第一、二、三产业的增长。
5、回归分析
为了分析衡阳市GDP与三次产业之间的相关性关系大小，要根据计量经济学模型做回归分析。根据1978-2006年间衡阳市第一、二、三产业和GDP的样本观测值，运用Eviews经济计量软件可得多元线性回归模型，如下（括号内为T统计量值）：
LOGGDP = 0.494416 + 0.318 LOGI1 + 0.387 LOGI2 + 0.286 LOGI3
(75.053)(24.690)(35.422)(24.893)
该回归方程的判决系数R2 = 0.999956，而调整后的判决系数R2 = 0.999950，F = 188389.7，这说明第一、二、三产业对GDP在整体上来说有解释意义。但是，DW值为1.223，这说明回归方程的残差项存在一定程度的序列相关性，方程的参数估计在统计意义上是不可置信的。因此为了消除序列相关性，可以考虑带残差项的一阶自回归方程，再对计量模型估计得方程(*)：
LOGGDP=0.467+0.365 LOGI1+0.340 LOGI2+0.303 LOGI3+0.819 AR(1)
(21.506) (22.661)(17.363)(14.932)(5.526)
该回归方程的判决系数R2 = 0.999968，而调整后的判决系数R2 = 0.999962，F = 178377.7，DW值为1.499，这说明在回归方程中考虑带残差项的一阶自相关比前一个回归方程的估计结果得到了明显的改进。
可以用方程(*)分析衡阳市第一二三产业与GDP之间的相关关系。计量模型中各变量的系数代表经济学中的弹性，也就是说，方程(*)中解释变量的系数可以表达第一二三产业与GDP之间的相关关系。由分析可知，当衡阳市第一产业增加值变动1%时，GDP相应变动36.5%；当第二产业增加值变动1%时，GDP相应变动34.0%；当第三产业增加值变动1%时，GDP相应变动30.3%。由上述分析数据可知，衡阳市三次产业中促对GDP增长贡献最大的是第一产业，其次是第二产业，最后是第三产业，只是相差不大。
三、结论
产业结构的发展趋势是由第一产业占主导地位的产业结构转向第二产业比重大幅提高的产业结构，进一步发展为第三产业占较大比重的新型产业结构。以2006年数据计算三次产业增加值各占GDP的比重大小，第二产业为首，第三产业次之，最后是第一产业。所以，从相对率、贡献率方面看，衡阳市的产业结构有待调整。从贡献率方面看，由于三次产业相差不大，说明都有大力发展的空间，三次产业要协调发展，应该在加快发展新型工业化的同时，以新技术加快第三产业服务业的发展步伐，并以新型工业化促进第一产业农副业的现代化发展。从相对率方面看，第二、三产业的相对份额还必须增加。另外，本文采取的样本属于小样本，而各项检验针对小样有偏误，尤其表现在格兰杰检验中，所以本文研究在格兰杰检验中不对分析数据做严格限定。
参考文献：
[1]范金，郑庆武，梅娟.应用产业经济学[M].北京：经济管理出版社，2004.
[2][美]J.M.伍德里奇.计量经济学[M].北京：经济科学译丛，2007.
[3]衡阳市统计局.衡阳统计年鉴-2007[M]
（作者单位：南华大学经济管理学院）