趙陽 張藍瀾 楊媛

[提要] 隨著中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重不斷上升，第三產(chǎn)業(yè)逐步替代第一、二產(chǎn)業(yè)成為主導產(chǎn)業(yè)拉動經(jīng)濟增長。利用單位根檢驗、協(xié)整檢驗、面板回歸模型等方法，研究2000～2018年湖南省湘西州各縣市第三產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系。結(jié)果表明：第三產(chǎn)業(yè)與GDP之間呈顯著的正相關(guān)，第三產(chǎn)業(yè)每增加1%，GDP增加0.803%，第三產(chǎn)業(yè)對于經(jīng)濟發(fā)展具有重大促進作用。

關(guān)鍵詞：第三產(chǎn)業(yè);經(jīng)濟發(fā)展;面板回歸模型

基金項目：湖南省自然科學基金面上項目（項目編號：2020JJ4503）;湖南省研究生科研創(chuàng)新項目（項目編號：CX20190878）

中圖分類號：F12 文獻標識碼：A

收錄日期：2020年6月10日

一、引言

改革開放40多年以來，中國經(jīng)濟迅猛發(fā)展，已于2010年躍居成為世界第二大經(jīng)濟體。在經(jīng)濟高速度發(fā)展的同時，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也在加速升級，第三產(chǎn)業(yè)逐步替代其他兩大產(chǎn)業(yè)成為主導產(chǎn)業(yè)拉動經(jīng)濟增長。2018年，中國國內(nèi)生產(chǎn)總值為90.03萬億元，第三產(chǎn)業(yè)所占比重為57.9%，比2000年的36.2%增加了21.7%。根據(jù)配第—克拉克定理，在經(jīng)濟快速發(fā)展的背景下，人均收入的水平不斷提高與生產(chǎn)結(jié)構(gòu)方式的變化，使得各地區(qū)的人力和物力資源不斷地從第一產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)向第二產(chǎn)業(yè)，再逐步由第二產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)向第三產(chǎn)業(yè)，同時，在第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部也會以滿足生活消費轉(zhuǎn)向以物質(zhì)生活服務(wù)為主。隨著第三產(chǎn)業(yè)的高速發(fā)展，其在國民經(jīng)濟中的地位日益提升，所占GDP比重不斷上升。那么，第三產(chǎn)業(yè)是否必然促進經(jīng)濟增長，如果是，有多大程度的促進作用？本文以相對貧困地區(qū)的湘西自治州為對象，利用單位根檢驗、協(xié)整檢驗、面板回歸模型等方法，研究2000～2018年湘西州各縣市第三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟發(fā)展的促進效應(yīng)，以期為該地區(qū)優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)提供理論依據(jù)。

關(guān)于第三產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系的研究，國內(nèi)最早可以追溯到20世紀80年代，主要是探討第三產(chǎn)業(yè)的定義、與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系及實際應(yīng)用。在明確第三產(chǎn)業(yè)的相關(guān)定義后，學者將研究重點放在分析國外第三產(chǎn)業(yè)對各自國家經(jīng)濟的影響，希望借鑒國外的數(shù)據(jù)與情況探討中國模式;隨著中國經(jīng)濟的發(fā)展，三大產(chǎn)業(yè)的內(nèi)涵與量級有所擴展，研究的視角逐漸匯集到中國，特別是經(jīng)濟較為發(fā)達的地區(qū);研究的重點主要集中在以下兩個方面：一是側(cè)重于以第三產(chǎn)業(yè)中某一具體行業(yè)探討對于經(jīng)濟發(fā)展的影響，如旅游產(chǎn)業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟之間的協(xié)調(diào)發(fā)展狀況、各地區(qū)金融業(yè)的發(fā)展對于實體經(jīng)濟增長是否存在促進作用、房地產(chǎn)業(yè)在不同經(jīng)濟體量的地區(qū)對于經(jīng)濟增長的影響;二是以全國或省級層面探討第三產(chǎn)業(yè)對于經(jīng)濟發(fā)展的影響，利用時間序列數(shù)據(jù)或者面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建相關(guān)模型，探討在中國工業(yè)化進程中，第三產(chǎn)業(yè)在保持較快發(fā)展的同時，對于全國或地區(qū)的經(jīng)濟增長貢獻，以提供相關(guān)政策支撐。但理論界對于市級層次特別是對于貧困地區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系研究還很欠缺。

二、數(shù)據(jù)來源及模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來源。為了更好地反映出當?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展情況，使用人均生產(chǎn)總值（PerGDP）指標表示地區(qū)經(jīng)濟增長。本文使用2000～2018年湘西州各縣市面板數(shù)據(jù)，主要涵蓋地區(qū)人均生產(chǎn)總值（PerGDP）和地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)（TI）。數(shù)據(jù)來源于2001～2019年《湖南省統(tǒng)計年鑒》以及湘西州統(tǒng)計年報。

（二）模型構(gòu)建。以地區(qū)生產(chǎn)總值為因變量，第三產(chǎn)業(yè)為自變量，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型：

LnPerGDPit=？茁0+？茁1LnTIit+？著it

其中，i=1，…，8;t=2001，…，2019

式中：PerGDPit、TIit分別表示湘西州2000～2018年8個縣市（吉首市、鳳凰縣、古丈縣、花垣縣、保靖縣、龍山縣、永順縣和瀘溪縣）的各地區(qū)人均生產(chǎn)總值和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值。為了計算的方便性以及預(yù)先克服面板數(shù)據(jù)可能存在的異方差等現(xiàn)象，對各變量進行對數(shù)化處理，為LnPerGDPit與LnTIit。

（三）描述性分析。為了更好地了解時間段內(nèi)研究對象的數(shù)據(jù)特征，對所有變量進行描述性統(tǒng)計分析，探討自變量與因變量的數(shù)據(jù)分布特點，并為后續(xù)回歸分析提供基礎(chǔ)。具體結(jié)果見表1。（表1）

由表1可知，2000～2018年湘西州各縣市的人均GDP最大值為47，486元，最小值1，817元，說明樣本區(qū)間的差異較大，地區(qū)之間的經(jīng)濟水平呈現(xiàn)不均衡狀態(tài);第三產(chǎn)業(yè)最大值為112.0572億元，遠高于平均水平17.5503億元，最小值9，795萬元，遠低于平均水平，說明變量的樣本區(qū)間差異較大且呈分散狀態(tài)。

三、實證分析

（一）單位根檢驗。由于經(jīng)濟系統(tǒng)慣性的作用，經(jīng)濟中具有時間趨勢的序列往往存在著前后依存的關(guān)系，這種前后的依存關(guān)系是時間預(yù)測的基礎(chǔ)。對于面板數(shù)據(jù)而言，在進行具體的模型估計之前，首先需要對原始數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，以判斷數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。如果非平穩(wěn)，可能會導致自回歸系數(shù)的估計值向左偏向于0，使得傳統(tǒng)的T檢驗失效從而導致實證結(jié)果出現(xiàn)假相關(guān)關(guān)系或回歸關(guān)系，得出錯誤的結(jié)論。根據(jù)備擇假設(shè)的不同，現(xiàn)有常見的面板單位檢驗可分為：同根檢驗和異根檢驗方法，本文參考相關(guān)文獻，采用常見的四種單位根檢驗檢驗方法為LLC、IPS、Frisher-ADF和Frisher-PP，結(jié)果如表2所示。（表2）

由表2可知，LnPerGDP與LnTI的各變量單位根檢驗結(jié)果并不顯著。由Levin、Lin & Chu（LLC）的檢驗可知，自變量和因變量結(jié)果均顯著;PP檢驗結(jié)果顯示，LnPerGDP未通過檢驗，LnTI通過檢驗;但從IPS和ADF檢驗看出，LnPerGDP和LnTI均未通過檢驗，拒絕原假設(shè)，認為LnGDP和LnTI存在單位根過程。綜上所述，結(jié)合四種檢驗結(jié)果，認為LnPerGDP與LnTI變量是非平穩(wěn)序列。因此，還需對變量做一階差分，進一步檢驗數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，結(jié)果如表3所示。（表3）

表3結(jié)果顯示，LnPerGDP與LnTI經(jīng)過一階差分之后，在1%的顯著性水平下，均通過四種檢驗，不拒絕原假設(shè)，數(shù)據(jù)變?yōu)槠椒€(wěn)序列，表明各變量為一階單整。

（二）協(xié)整檢驗。協(xié)整的主要思想是將存在一階單整的變量放在一起分析，通過這些變量進行線性組合，從而消除它們的隨機趨勢，得到長期聯(lián)動趨勢。協(xié)整檢驗的主要目的是為了防止偽回歸現(xiàn)象的出現(xiàn)，面板檢驗協(xié)整關(guān)系的主要方法有Kao檢驗、Westerlund（2005）VR-P統(tǒng)計量檢驗、Pedroni檢驗和Fisher檢驗等。本文主要采用常見的Kao檢驗和Pedroni檢驗，見表4。（表4）

Kao和Pedroni面板協(xié)整檢驗結(jié)果表明，在1%的顯著性水平下，均拒絕原假設(shè)，即變量Per GDP與第三產(chǎn)業(yè)之間存在長期協(xié)整關(guān)系。

（三）回歸方程估計。由于變量之間存在長期協(xié)整關(guān)系，為進一步探討各變量之間的關(guān)系，對其進行回歸檢驗和估計?；貧w結(jié)果如表5所示。（表5）

由表5可知，通過比較三種估計模型結(jié)果，模型（1）和模型（2）的Adj-R2值遠大于模模型（3）的結(jié)果。所以從調(diào)整后R2值判定，固定效應(yīng)模型與隨機效應(yīng)模型優(yōu)于混合效應(yīng)模型;同時，從AIC（赤池信息準則）、SC（施瓦茨準則）和HQ檢驗結(jié)果判定，模型（1）的值均小于模型（3），根據(jù)越小越優(yōu)原則，固定效應(yīng)模型優(yōu)于混合效應(yīng)模型。

對于面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果是采用固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型，需要對模型進行Hausman Test（豪斯曼檢驗），檢驗的原假設(shè)是使用隨機效應(yīng)，備擇假設(shè)是固定效應(yīng)，檢驗結(jié)果見表6。（表6）

由Hausman Test（豪斯曼檢驗）檢驗可知，P=0.048<0.05，在5%的顯著性水平下，拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)。

綜上所述，本文選取固定效應(yīng)模型。從模型（1）可知，第三產(chǎn)業(yè)與GDP之間呈顯著的正相關(guān)，由于各變量均取了對數(shù)，所以方程中回歸系數(shù)為彈性系數(shù)，即第三產(chǎn)業(yè)每增加1%，GDP增加0.803%，這表明對于相對貧困地區(qū)湘西自治州，第三產(chǎn)業(yè)對于當?shù)氐慕?jīng)濟增長具有重大的促進作用。

四、結(jié)論及政策建議

本文利用2000～2018年湘西州各縣市的面板數(shù)據(jù)，通過平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗，發(fā)現(xiàn)湘西州第三產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長之間存在長期的穩(wěn)定的動態(tài)均衡關(guān)系。固定效應(yīng)模型實證結(jié)果表明，第三產(chǎn)業(yè)每增加1%，GDP增加0.803%。

基于以上結(jié)論，建議從以下幾個方面采取相應(yīng)的對策：（一）湘西州作為相對貧困地區(qū)，要充分利用本地的資源和環(huán)境特點，釋放當?shù)氐谌a(chǎn)業(yè)活力，利用豐富的旅游資源及特色文化傳統(tǒng)優(yōu)勢，調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，吸引游客，大力發(fā)展旅游業(yè)及服務(wù)業(yè)等第三產(chǎn)業(yè)。（二）適應(yīng)經(jīng)濟新常態(tài)，正確處理好第三產(chǎn)業(yè)與一二產(chǎn)業(yè)之間關(guān)系，形成相互關(guān)聯(lián)、相互促進的良性市場環(huán)境。加快產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型，以信息化、科技化的服務(wù)業(yè)帶動工業(yè)發(fā)展。（三）優(yōu)化湘西州內(nèi)部的資源配置，重視職業(yè)培訓工作，特別是對于農(nóng)村勞動力的技術(shù)培訓，縮減縣域之間、城鄉(xiāng)之間收入差距，利用第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展更好地解決當?shù)鼐蜆I(yè)等問題，保持經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展，促進各縣市經(jīng)濟的協(xié)同發(fā)展。

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