基于VAR模型的山西省产业结构、就业结构、经济增长与消费结构的互动关系分析

王玉丹

(山西财经大学 山西 太原 030000)

基于VAR模型的山西省产业结构、就业结构、经济增长与消费结构的互动关系分析

王玉丹

(山西财经大学 山西 太原 030000)

本文借助山西省1978-2012年间的地区生产总值、各次产业的增加值、各次产业的就业人数、恩格尔系数等数据，构建山西省产业结构、经济增长和消费结构的衡量指标。通过VAR模型、Johansen协整检验、Granger因果检验、脉冲响应函数与方差分析，分析山西省产业结构、经济增长与消费结构的互动关系。研究结果主要如下：消费结构与产业结构存在着单向的因果关系，消费结构变动是产业结构变动的原因，而产业结构变动不是消费结构变动的原因。产业结构变动与经济增长不存在相互的因果关系。但是Granger因果检验结果显示，产业结构变动与消费结构变动共同构成经济增长的原因。消费结构与经济增长共同构成产业结构变动的原因。经济增长与消费结构变动不存在相互的因果关系。山西省产业结构高级化程度达到了比较高的水平，但是产业结构不合理问题仍然十分严重。

VAR模型；产业结构；就业结构；经济增长；消费结构

一、描述性统计分析

1.变量的选择与处理

由于本文旨在具体研究第二、第三产业如何影响经济增长和消费结构，因此选用第三产业与第二产业的增加值之比记为grate。

就业结构指标。选择第三产业与第二产业的就业人数之比作为就业结构指标，记为lrate。

经济增长指标。选择山西省GDP作为经济增长指标，记为gdp。

消费结构指标。这里选用山西省城镇居民家庭恩格尔系数，记为engel。

本文的数据均来自山西省统计年鉴。实际GDP采用山西省GDP指数与山西省名义GDP反推换算得到，各次产业的实际GDP由各次产业的GDP指数换算得到。grate、lrate、gdp、engel均代表经过价格平减以后的指标。

为了降低异方差，将除恩格尔系数以外的指标均取自然对数，记为lgrate、llrate、lgdp、lengel。输出结果由Eviews8.0实现。

2.山西省产业结构合理化和高度化

本文采用泰尔指数(TL)测算山西省产业结构合理化程度，TL的取值区间是0～1，TL越接近1，产业结构越不合理，TL越接近0，产业结构越趋向于合理；采用靖学青(2005)提出的产业结构层次系数w来测算山西省产业结构的高级化程度，w越大，产业结构高级化程度越高。可以看出，山西省产业结构的合理化程度不高，而产业结构高级化程度达到了一个比较高的水平。

图1 山西省产业结构合理化

图2 山西省产业结构高级化

二、实证分析

1.模型设定

向量自回归模型(VAR)克服了传统的以经济理论为基础的研究，将全部变量作为内生变量来研究相互之间的动态关系。VAR模型的一般表达式为：

Xt=a+Φ1Xt-1+Φ2Xt-2+∧+ΦkXt-k+Ut

其中，Xt均为g维列向量，a、Φ1、Φ2、Φk均为待估系数矩阵，Ut为误差向量。文中建立由dlgrate、dllrate、dlgdp、dengel四个变量建立的VAR模型。具体形式为：

2.平稳性检验

由于经典的回归模型均要求变量是平稳序列，但是经济社会生活中的很多变量都不平稳，如果继续采用经典回归模型，检验结果可能会出现伪回归，因此需要对变量进行平稳性检验，以便之后的协整、VAR模型等使用。本文采用ADF单位根检验法检验变量序列的平稳性。检验结果显示，产业结构的自然对数、就业结构的自然对数、经济增长的自然对数、恩格尔系数均为非平稳序列，而四个变量的对数的一阶差分均为平稳序列，因此lgrate～I(1)，llrate～I(1)，lgdp～I(1)，engel～I(1)，他们的一阶差分均为I(0)序列。

3.VAR模型的建立

由于在建立VAR模型时，需要保证每个变量都是平稳序列，因此根据单位根检验的结果，我们对dlgrate、dllrate、dlgdp和dengel四个变量建立VAR模型。

(1)确定滞后阶数

为了消除误差项可能存在的自相关，使模型的解释力度更强，首先确定VAR模型的最优滞后阶数。使用AIC准则作为选择最优滞后阶数的检验标准。如图检验结果显示，按照AIC准则，滞后阶数为3时，AIC最小，因此VAR模型最优滞后阶数为3。

(2)检验VAR模型的稳定性

确定滞后阶数为3后，进一步确定VAR模型是否稳定，利用Eviews8.0进行VAR的稳定性检验，图3为F矩阵单位根分布情况。因此可知，单位根都在单位圆内，因此VAR模型是稳定的。

图3 模型的稳定性检验

(3)VAR模型参数估计结果

4.协整检验

Granger因果检验之前，首先要对变量进行协整检验。协整检验结果显示如下表1，原假设为“不存在协整关系”时，迹统计量为58.643，大于5%临界值，p值为0.0035，因此拒绝原假设，存在至少一个协整关系。原假设为“至多存在一个协整关系”时，p值为0.6585，因此接受原假设，至多存在一个协整关系。因此，只存在唯一的一个协整关系。

表1 Johansen协整检验结果

5.Granger因果检验

根据Granger因果检验的结果显示，在dlgrate的方程中，dengel的p值为0.0037，因此拒绝原假设，也就是说山西省消费结构变动是产业结构变动的原因；dllrate、dlgdp、dengel的p值为0.0006，拒绝原假设，因此就业结构变动、经济增长、消费结构变动共同是产业结构变动的原因。在dlgdp的方程中，dlgrate、dllrate、dengel的p值为0.0340，因此产业结构变动、消费结构变动是经济增长的原因。

因此，综合Granger因果检验的结果，消费结构是产业结构变动的原因，就业结构、经济增长、消费结构共同构成产业结构的原因。产业结构、就业结构、消费结构共同构成经济增长的原因。

表2 Granger因果检验表

四、结论与建议

通过运用VAR模型、Granger因果检验、脉冲响应函数等方法，对山西省以上的实证分析，我们得出以下主要结论：1.山西省产业结构、经济增长和消费结构的互动关系中，消费结构与产业结构存在着单向的因果关系。消费结构变动是产业结构变动的原因，而产业结构变动不是消费结构变动的原因，也就是说，产业结构的变动却不会长期影响消费结构的变化。脉冲响应函数也显示，消费结构的变化会在很大程度上影响产业结构的变动，但是这种影响持续时间短，不存在长期效应；产业结构对消费结构的影响不明显，这与Granger因果检验的结果是一致的。2.经济增长与消费结构变动不存在相互的因果关系。经济增长与消费结构变动不存在长期的相互影响关系。但是脉冲响应函数表明，经济增长对消费结构有短期的负向影响，经济增长带动人民收入水平的提高，很大程度上降低了城镇居民恩格尔系数，促进消费结构的转变。

建议：1.由于产业结构变动与消费结构变动共同构成经济增长的原因。因此要加快产业结构的变化，加快产业重心由第二产业向第三产业的转移。对第三产业的发展不能只靠政策的扶持，而要提高第三产业的技术水平，提高第三产业的相对劳动生产率。因地制宜发展服务业，充分利用山西省丰富的历史文物资源优势，在山西省各地区发展有特色有优势的旅游业，促进第三产业的发展。2.加快推进农业的现代化。关注“三农”。注重现代农业的发展，加大投入。关注“三农”，在农村建立专业合作组织，政策方面要加强实施农业产业化的政策，财政方面要给予农业更多支持，以实现农村金融发展整体水平的快速提升。

[1]张雯月.基于VAR模型的延边地区产业结构与经济增长的实证分析[J].企业技术开发,2015,17:110-112.

[2]张菊伟.基于VAR模型的上海市经济增长、产业结构变动与就业的动态关系分析[J].齐齐哈尔大学学报(哲学社会科学版),2013,05:55-58.

[3]朱智文,柳晨.甘肃省产业结构与经济增长研究——基于VAR模型的实证分析[J].开发研究,2012,05:26-29.

王玉丹(1993-)，女，汉族，山西省高平市，山西财经大学统计学院在读研究生，研究方向:宏观经济统计分析。