中国服务业发展与经济增长、农业发展与工业发展关系的实证研究
Empirical Research of the Relations among Economy Growth, Industrial and Agricultural Development and Service Industry Development

作者: 张雯睿 :杜伦大学商学院,英格兰 达勒姆;

关键词: 服务业发展Johansen协整检验Granger因果检验脉冲响应函数Service Industry Development Johanson Co-Integration Test Granger Causality Impulse Response

摘要:
服务业发展对经济增长的关系一直是国内外学者研究的热点话题之一。本文采用我国1978年~2016年的时间序列数据,并运用Johansen协整检验、Granger因果检验、向量自回归VAR模型和脉冲响应函数等时间序列数据研究方法,实证分析了服务业发展对经济增长、农业发展与工业发展三者之间的关系。结果显示:1) 服务发展对经济增长的推动作用最强;2) 服务业发展对经济增长、工业发展与农业发展均有一定的促进作用;3) 服务业发展对经济发展的推动作用需要长期来实现。

Abstract: The relationship between service industry development and economy growth has been a heated academic topic among scholars. Based on times series data from 1976 to 2016, this paper applies Johansen Co-integration Test, Granger Causality Test Vector Auto-Regressive Model and Impulse Response Function to analyze the relationship among economy growth, industrial and agricultural development, and service industry development. The result shows, 1) service development level has the most significant impact on promoting the economy development; 2) service industry de-velopment has a certain impact on promoting industrial and agricultural development; 3) it takes long time to realize the improvement of GDP from promotion in service industry.

1. 研究背景

现代服务业的发展是工业化发展到一定阶段的产物。自20世纪60年代开始,世界上各主要发达国家经济体的经济发展重心就开始向发展现代服务业转变。在世界经济一体化的浪潮下,现代服务业在世界各国就业和经济发展中的重要性不断上升,对经济和就业的贡献比重不断加大。全球产业结构也因此出现了从“传统工业经济”向“现代服务业经济”的转型。

在学术界普遍认为,有关服务业发展的研究始于Clark (1940)提出的产业结构理论。文章支出,随着一个国家或地区的经济发展水平的提高,以就业和经济产出总值为代表的产业结构有着从传统农业向工业转变,进而向服务业再转变,实现“二次转型”的趋势。此后,西方的学者如Kuznets (1971) [1] 、Chenery和Syrquin (1975) [2] 均通过实证的方法进一步支持了上述论断。因此,在学术界有着“发达经济体的发展已经超越了传统工业社会,服务业是现代经济发展的方向” [3] 的看法。

然而,以美国为代表的西方发达经济体一战以来的经验数据表明,传统工业的发展依旧是经济体增长的核心动力,服务业迅速发展并非是经济体迅速发展的产物,而是经济长期衰退,甚是出现经济危机的表象。在此阶段,经济增长的显著特征通常表现服务业对传统农业和工业的“挤出效应” [4] 。社会资源普遍流向服务业,传统农业和工业受资源配置掣肘发展滞后。国内的学者赵儒煜(2003) [5] 指出与发达国家一战时期类似,我国改革开放以来经济增长的主要动力亦来自于农业与工业部门实现的迅速发展而非服务业。由已有的文献可以看出,一方面服务业发展不断发展壮大给国民经济发展带来活力,并在经济发展中占主体地位;另一方面服务业的发展也会给国民经济带来种种问题,例如对其他产业的挤出效应等 [6] 。和西方发达国家经济发展体制不同,我国有着社会主义市场经济体制特色。服务业对我国经济水平的发展以及产业结构转变的影响还不得而知,这就引发了许多学者的研究兴趣,对我国服务业增长与发展过程中的诸多问题予以关注。

本文在我国经济发展转型的大背景下,运用时间序列分析的方法以企图提出并解决如下问题:1) 基于我国的经济发展背景与模式,服务业的发展对经济增长究竟起到何种作用?2) 相比较于传统农业与工业的发展,服务业对经济增长的贡献有多大?3) 现代服务业的发展对传统农业和工业的发展会带来“挤出”效应还是推动作用?

2. 实证分析

(一) 数据选取

国内生产总值(GDP)是指一个国家或地区在一定时间内以货币计量的所有最终产品或提供服务的价值总和,是世界银行等主要国际经济金融机构用以衡量一个国家或地区经济发展水平的主要衡量指标。而实际GDP是扣除通胀因素的,以基准年价格基础计量的国民生产总值,能够体现生产力发展的实际状况。因此本文选取实际GDP作为衡量我国经济发展情况的基准。为了和实际GDP指标相对应,衡量我国农业、工业和服务业发展水平的指标则采用农业(记为agr)、工业(记为ind)与服务业(记为ser)的实际年度总量。本文选取的样本时间跨度为1978年至2016年的年度数据,且选取1978年的物价基准为基期价格水平。本文的数据来源为万得(Wind)中国宏观数据库,数据处理用eviews7.0进行。

一般而言,由于时间序列数据都有一致的大走势规律而可能存在异方差影响,从而对实证分析的结构可能带来偏差,因此本文将四组时间序列数据采用对数化处理,从而消除异方差带来的影响。对数化处理后,各经济变量的走势如图1所示。

(二) 单位根检验

一般而言,在进行时间序列分析时,需要对原序列进行单位根检验其是否平稳,否则会出伪回归的现象,即两个没有任何经济关系的时间序列变量因为共同增长的趋势而存在的显著的回归系数 [10] 。如果使用非平稳时间序列数据直接进行回归分析,则会带来很多荒谬的结论。对于平稳序列才可进行协整分析,以及格兰杰因果检验,以分析长期协整关系;对于不平稳序列,常用的方法是将原有序列进行差分,再将加工后的数据进行单位根检验,直到生成平稳的时间序列为止。各变量单位根检验结果如表1所示。

表1所示,国内生产总值 ln ( g d p t ) 、农业生产总值 ln ( a r g t ) 、工业生产总值 ln ( i n d t ) 和服务业生产总值 ln ( s e r t ) 单位根检验的ADF统计量在均大于10%置信度下的t值,这说明这四个变量都未拒绝原变

Figure1. Time series trends of variables (in LN term)

图1. 各变量对数趋势图

Table 1. Unit root tests

表1. 各变量单位根检验

量存在单位根的假设,因此这四个时间序列都为非平稳序列。将上述四个变量进行一阶差分,可得 Δ ln ( g d p t ) Δ ln ( a r g t ) Δ ln ( i n d t ) Δ ln ( s e r t ) ,并对差分过后的变量进行ADF检验。结果显示在1%的显著性水平下,国内生产总值(lngdp)、服务业年度生产总值(lnser)与农业年度生产总值(lnagri)是平稳序列,而在5%的显著性水平下,工业年度生产总值(lnindus)是平稳序列。由此可见,在对各变量进行一阶差分后,上述变量均变成一阶单整 I ( 0 ) ,因此上述变量之间可能存在长期两两协整关系,还需进一步进行实证分析。

(三) Johanson协整检验

由之前的分析可知, Δ ln ( g d p t ) Δ ln ( a r g t ) Δ ln ( i n d t ) Δ ln ( s e r t ) 可能存在一个或多个长期均衡协整关系。由于变量个数大于两个,文本采用Johanson迹检验法对上述变量进行协整检验,结果如表2所示。

表2迹检验结果来看,首先,在假定不存在协整关系的前提下,迹检验统计量为49.731,大于5%置信度下的临界值,且伴随概率为0.031,因此拒绝没有协整关系的原假设,存在长期协整关系。将原假设放宽至至少1组协整关系,迹检验统计量为21.554小于5%置信度下的临界值,伴随概率为0.323,因此不能拒绝至少1组协整关系的原假设。再将原假设放宽至至少2组协整关系、至少3组协整关系,结果显示均不能拒绝相关假设。这可以说明在原有的四组时间序列变量中,存在1组长期的协整关系。

为了检验协整关系的准确性,需要对原有协整结果的所有特征根进行模检验,检验结果如表3所示。

表3给出了上述Johanson协整检验的所有4组特征根,且相应的模均小于1,由此可见协整检验的结果是正确的,即四个变量之间存在着长期协整方程。

(四) Granger因果检验

Granger因果检验是用于分析时间序列变量之间的因果关系的检验方法。假定两组时间序列变量为 [ x t ] [ y t ] ,且有关 [ x t ] [ y t ] 每一变量的预测信息全部包含在这些变量的时间序列当中。构造以下回归方程:

y t = i = 1 p α i x i 1 + j = 1 q β i y i 1 + μ 1 t

x t = i = 1 s λ i x i 1 + j = 1 r γ i y i 1 + μ 2 t

其中, [ μ 1 t ] [ μ 2 t ] 是两个假定不相关的白噪声序列。从以上式子中可以看出,假定 y t y t 自身以及 x t 的过去值相关;类似的,假定 x t x t 自身以及 y t 的过去值相关。对于以上两个式子,对第一个式子的零假

Table 2. Johanson test

表2. Johanson检验结果

Table 3. Cointegration test

表3. 协整检验验证结果

设一 H 0 α 1 = α 2 = = α p = 0 ,对第二个式子的零假设二 H 0 γ 1 = γ 2 = = γ r = 0 。而格兰杰因果关系被定义为:1) 零假设一被拒绝,零假设二被接受;或者2) 零假设二被拒绝,零假设一被接受。这说明一个变量再加入另一个变量滞后阶数,解释能力大幅提高即两个变量之间存在着信息重合。

本文选取5为滞后阶数,具体的Granger因果检验结果,如表4所示。

表4的检验结果可以看出,在10%的显著性水平之下:1) 中国服务业发展与国内生产总值发展之间不存在Granger因果关系,但是两者之间存在双向的因果关系,即中国服务业的发展会推动经济增长;反过来,国内经济增长也会拉动服务业发展。服务业作为服务业,与国民生活水平息息相关。服务业的增长会拉动居民消费、投资水平的提升,从而带动国内生产总值的提高,因此服务业增长是国民经济增长的一个原因。而国民经济水平增长会带来居民可支配收入的提高。在满足了基本的衣食住行之外,居民对以满足精神文化需求为主的服务业产生了一定的消费需求,拉动了服务业的发展。2) 服务业发展与农业发展之间存在着一定的Granger因果关系,即服务业发展为因,农业发展为果。即服务业的发展会拉动农业的发展,但农业的发展却不能拉动服务业的发展。在传统农业的基础之上发展出来的特色农业旅游观光、科技农业小镇等服务业,在自身发展的同时,也拉动了传统农业的发展。3) 服务业和工业之间存在着Granger因果关系,即服务业发展为因,工业发展是果;服务业的发展会拉动工业的发展,但是工业的发展却不能够带动服务业的发展。

由上文的Granger因果关系分析可知,服务业发展对农业、工业的发展并不存在挤出效应,而是存在协同效应。因此,各地地方政府在建设地方经济发展之时,应该优先发展服务业。在服务业健康发展的同时,会带动农业、工业的发展,从而拉动当地整个地方经济的发展,实现资源的有效配置。

(五) 向量自回归(VAR)模型

在建立向量自回归模型之前,首先要确定回归模型的最佳滞后阶数。一般而言,滞后阶数越高,模

型越完整,滞后变量反应的信息越多。但同时需要估计的参数也就越多,模型损失的自由度也就越高。因此需要一个准则来判定最佳滞后阶数。用SC和AIC信息准则的方法计算模型的信息统计量,如表5所示。

表5可知,无论是SC还是AIC统计量,当滞后阶数达到2阶时,对应的信息准则统计量均达到最小,因此本文建立 的模型。定义新的变量矩阵

y t = [ Δ L N ( g d p ) t , Δ L N ( arg ) t , Δ L N ( i n d ) t , Δ L N ( s e r ) t ]

VAR ( 2 ) 模型的数学表达形式为

y t = A 1 y t 1 + A 2 y t 2 + ε t .

Table 4. Granger causality test

表4. 各变量之间Granger因果检验结果

Table 5. SC and AIC information criterion

表5. SC和AIC信息准则

其中, A 1 A 2 分别为两个 3 × 3 的系数方阵, ε t 3 × 1 的白噪声向量。运用极大似然估计法估计出系数方阵的值,具体如表6所示。

表6给出了上文所建立的向量自回归 VAR ( 2 ) 模型的参数方阵估计情况,每一个具体参数估计值下面的方括号内为对应估计参数的 统计量。整体而言,无论是短期还是长期服务业发展情况的变动,均会对GDP、农业和工业的发展带来正向影响。但是就长期变化和短期变化而言,短期服务业发展的变动(DEL_LNSER(-1))对其他几个经济指标的影响的回归系数并不显著。而长期服务业发展的变动(DEL_LNSER(-2))对农业发展的影响不够显著,但是对其他三个经济指标的影响均显著为正。

(六) 脉冲响应函数

前文所提出的向量自回归(VAR)模型,只是静态的分析,其假设前提为外部经济环境影响不变,即随机扰动项 ε t 是一个白噪声, ε t ~ N ( 0 , Σ ) ,其中 Σ ε t 的方差协方差矩阵,且保持不变。但是从实际经济情况来看,外部经济环境往往是不断变化的,需要分析和预测服务业发展对GDP和农业以及工业发展的长期影响,还需要建立脉冲相应函数来加以分析。脉冲响应函数用于考察随机扰动项一个或几个标准

Table 6. Estimation results of VAR(2) model

表6. VAR(2)模型估计结果

Figure 2. The impulse response of service industry

图2. 服务业发展脉冲响应图

差冲击对内生变量当前和未来取值的影响。

图2为蒙特卡洛模拟法模拟的服务业发展对GDP和农业、工业发展的脉冲相应函数图。本文选取的追踪期为20年,图中纵轴表示经济增长、农业发展与工业发展对服务业发展的相应程度,虚线代表响应函数值加减一倍标准差的置信区间。

首先考察服务业发展对经济增长的一个标准差扰动的相应。从图2中可以看出,前4期服务业发展对经济增长带来显著的呈上升趋势的冲击,从第4期向后,冲击呈缓慢上升趋势。从长期来看,服务业发展对经济增长存在着显著的正向冲击作用。

其次考察服务业发展对工业增长的脉冲相应。服务业发展对工业发展的冲击与服务业发展对经济增长的冲击具有大体相同的趋势。不同之处在于从第16期开始,冲击呈下调趋势。不过从长期来看,服务业的发展对工业的发展同样存在显著的正向冲击作用。

最后就是服务业发展对农业发展的一个标准差的长期冲击影响。前三期冲击处于激烈上升期,在第三期时达到了峰值0.0075。第3期之后,冲击开始稳步回落,在第10、11、12期达到谷底0.0050。而从第12期开始,冲击又稳步上升。这说明短期内,服务业发展对农业发展有着强烈的促进作用。但是这种促进作用在中期会慢慢减缓,但是从长期来看,服务业发展还是对农业发展起到了促进作用。脉冲相应函数的结果和VAR模型估计结果相一致:服务业发展对农业发展在存在着正向促进作用,但是效果不显著。

3. 结论分析

本文利用1978年至2016年之间的年度时间序列数据,运用Johanson协整分析、Granger因果关系、向量自回归(VAR)模型及脉冲响应函数对我国服务业发展水平、经济增长水平、工业发展水平与农业业发展水平之间的关系进行了实证研究,研究的结论如下:

第一,从Johanson协整分析的结果来看,经济发展水平、服务业、工业和农业发展水平之间的确存在一组长期稳定的协整关系。这说明服务业发展对中国经济发展的确存在长远的影响。

第二,从Granger因果检验的结果来看,1) 服务业的发展会拉动经济的增长,而经济的发展又会反过来促进服务业的发展。这与现实相符,服务业作为许多发达国家的支柱性产业对经济发展起到不可磨灭的作用;而当经济发展到一定程度,人们在满足了农业与工业对其生活物资提供之外,开始追求服务业对其提供的精神享受,从而促进了服务业的发展。2) 服务业的发展会带动农业的发展。合理的解释为服务业的发展(如观光农业旅游等)为农业的发展带来了更大的需求,从而促进了农业的发展。3) 服务业的发展会带动工业的发展。解释与农业发展相同,服务业的发展创造出工业发展的需求,促进了工业的发展。

第三,从向量自回归(VAR)模型分析的结果来看,无论是从长期来看还是从短期来看,服务业发展都会对我国经济、农业和工业的发展带来正向的影响。而从影响的期限来看,服务的变化在短期内对其他几个经济指标带来的正向作用有限,但是长期的正向促进作用是显著的,这也与实际经济发展情况相符。经济发展的过程中往往会存在一定的粘性,改变一个经济变量对经济体的作用一般需要很长的一段时间才能体现。

第三,从脉冲响应函数的结果分析来看,尽管在不同的时间点对不同的变量推动作用不同,但服务业的发展至始至终都推动着经济的增长、工业的发展与农业的发展。服务业的发展促使产业结构升级,为农业、工业的发展提供支持与保障,是经济发展的中坚力量。

4. 政策建议

从前文的实证分析结果来看,服务业发展对我国经济增长、以及传统农业和工业的发展有着积极的促进推动作用。为了引导我国服务业又好又快发展,笔者提出如下四个方面提出促进服务业增长的政策建议。

(一) 完善法律环境,强化政策支持

完善的法制化环境是促进我国服务业合理、健康和科学发展的前提 [7] 。从西方发达国家的发展经验来看,服务业要想走的更远,发展的更好,就必须有配套法制的规范与约束。目前我国服务业尚未形成统一规范的法制体系,立法机构要针对我国社会主义市场经济的特色体系,加强完善我国服务业法制体系建设,对服务业相关的政策法规进行修改与完善,要使服务业各行各业发展均有法可依、有法可循,使得大行业在公平、公正和公开的法制环境中茁壮成长,为服务业促进传统农业、工业和我国经济增长创造出有利条件。

为了引导市场资源逐渐向服务业聚积,政府可以通过一系列财政、税收和产业发展优惠措施,积极引导和鼓励市场逐步向服务业尤其是高端服务业的投资。此外,中央和地方政府还可积极推行一系列人才引进、税费减免、财政补贴和研发支持等配套导向性政策支持。通过这些政策充分发挥政策在调节社会资源配置,促进产业经济发展方面的功能。

(二) 建立统一化的服务标准

和传统农业和工业提供标准化产品不同,服务业的一大特点是其质量和水平只有在服务的过程中才能够体现,并且缺乏行业统一化的标准。而从各行各业发现的历程来看,建立起统一化的标准是行业走向成熟的标志。统一化的服务标准不仅可以促进行业创新和开拓市场,而且有助于创造出公平的竞争环境和积极进取的氛围。服务业是人力资源和资金资源高度密集的行业,这就强调服务应当增强更为人性、更为便利的服务特点,以及诚信和规范的重要性。基于此,政府部门需要加快建立统一的行业及个人信用评价体系,要根据行业的子类别提供对应的标准化要求,将行业自律、外部监管和职业道德教育紧密结合。推动并实施旅游业等传统服务业发展标准化进程,促进行业尽快实现规范化和标准化。对不同内容的服务指定不同的服务标准,以使相同的服务能进行对比从而有利于提高服务质量促进服务进行更新升级以达到更高标准,在市场也就更具影响力。

(三) 逐步推动服务业市场化进程

中国特色社会主义市场经济的特点是以市场公平竞争为主,政府调节。在这样的经济体制中,市场发挥着它对外开放、公平竞争和实施有效资源配置的功能 [8] 。基于此,政府应当分步骤逐步开放对服务业的发展,放宽对服务业项目投资的审批,逐渐打开市场公平竞争壁垒,实现生产要素的自由流动。此外,政府应当规范管理服务业市场参与主体资质和服务标准,实施高度透明的行业奖惩标准以及适应行业发展环境的行业准入制度。要积极调动非国有经济体在服务业中生产积极性,在税收、财政、土地和人才引进方面实施和国有经济同等的待遇,从而形成与非国有经济与国有经济良性竞争格局。

(四) 加快行业协会和行业监管机构的建立步伐

从发达国家行业发展历程来看,任何一个行业从发展到走向成熟的过程中,都会伴随着行业协会和行业监管机构的建立 [9] 。行业协会和监管机构是规范行业发展,形成良性趋势的重要平台。协会是联接企业和政府的第三方机构,一方面代表企业利益诉求,能够最大化反应企业的心声;另一方面,协会又能实现企业和政府的沟通作用,帮助企业更好的解读相关的政策法规,并为企业提供相应咨询服务。

文章引用: 张雯睿 (2018) 中国服务业发展与经济增长、农业发展与工业发展关系的实证研究。 商业全球化, 6, 15-24. doi: 10.12677/BGlo.2018.62003

参考文献

[1] Kuznets, S. (1971) Modern Economic Growth of Nations: Total Outputs and Population Structure. The MIT Press.

[2] Chenery, H.B. and Syrquin, M. (1975) Patterns of Development, 1950-1970. Oxford University Press.

[3] 郭文杰. 服务业增长, 城市化与经济发展——改革开放后中国数据的经验研究[J]. 当代经济科学, 2006(9).

[4] 李金昌, 程开明. 中国城市化与经济增长的动态计量分析[J]. 财经研究, 2006( 9).

[5] 赵儒煜. 关于产业结构理论问题的思考[J]. 税务与经济, 2003(6).

[6] 刘成林. 现代服务业发展的理论与系统研究[D]: [博士学位论文]. 天津: 天津大学, 2007(12).

[7] 刘丹鹭. 中国服务业生产率及其影响因素研究[D]: [博士学位论文]. 南京: 南京大学, 2012(5).

[8] 杨玉霞. 论中国产业结构的优化[J]. 社会科学辑刊, 2004(1).

[9] 岳希明, 张曙光. 我国服务业增加值的核算问题[J]. 经济研究, 2002(12).

[10] 曾国平, 袁孝科. 中国城市化水平, 服务业发展与经济增长关系实证研究[J]. 财经问题研究, 2010(8).

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