韓衛(wèi)平，陳曦，趙陽

1.2.山西師范大學(xué)，山西 臨汾 041000；3.吉首大學(xué)，湖南 吉首 416000

一、研究背景

伴隨著科學(xué)技術(shù)以及人工智能的不斷發(fā)展，居民的生活水平不斷提高，第三產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟(jì)體系中所占的比重越來越大。作為第一、二產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)的第三產(chǎn)業(yè)，其占比越高，預(yù)示著國家第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)越發(fā)達(dá)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越高度化，社會發(fā)展越良好。歐美等發(fā)達(dá)國家，第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比達(dá)到70%以上，部分國家和地區(qū)甚至達(dá)到80%左右。2017年我國第三產(chǎn)業(yè)高速增長，占國內(nèi)生產(chǎn)總值的51.6%，2018年占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重為53.4%。山西是典型的資源型省份，主要以煤炭產(chǎn)業(yè)為主，共有13個資源型城市（大同、朔州、陽泉、長治、晉城、忻州、晉中、臨汾、運城、呂梁、古交、霍州、孝義），占山西所有城市的60%。近幾年來，煤炭市場持續(xù)低迷，嚴(yán)重影響著山西的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，使山西經(jīng)濟(jì)倍感壓力，2012-2016年山西省經(jīng)濟(jì)處于平穩(wěn)不前的狀態(tài)，其生產(chǎn)總值指數(shù)增長率分別為 7.8%、4.0%、1.3%、0.04%、2.2%。可見，山西經(jīng)濟(jì)增長速度出現(xiàn)斷崖式下滑，到2017年和2018年才稍稍“回暖”，生產(chǎn)總值指數(shù)增長率分別為18.99%、8.3%。山西經(jīng)濟(jì)抗波動能力差，僅能維持穩(wěn)健向前，作為資源豐富的煤炭大省，山西省的主要經(jīng)濟(jì)支柱為采礦、采煤等重工業(yè)，但隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型調(diào)整，以及新時代對于環(huán)境資源的保護(hù)及其他資源市場出現(xiàn)了越來越多的替代品，使得近幾年的可持續(xù)發(fā)展受到一定的阻礙；因此調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、優(yōu)化資源配置、促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的占比是穩(wěn)定山西省經(jīng)濟(jì)發(fā)展、提高居民生活水平的重中之重。

二、文獻(xiàn)綜述

經(jīng)濟(jì)學(xué)家克拉克提出了三次產(chǎn)業(yè)分類法，將服務(wù)業(yè)與第一、第二產(chǎn)業(yè)做了區(qū)分，奠定了理論基礎(chǔ)。隨后美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家鮑默爾用“四重奏”的例子將服務(wù)性部門歸為經(jīng)濟(jì)中的“停滯部門”，所以在早期，第三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的意義并沒有被充分認(rèn)識到，但鮑默爾的論斷很快就遭到批判，第三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用并不容易顯露，僅從勞動生產(chǎn)率的角度不足以說明第三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。鮑默爾和福克斯對其模型做出調(diào)整，從服務(wù)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)、服務(wù)業(yè)就業(yè)容量等宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)角度進(jìn)行分析，提出了“成本病”理論、非均衡增長模型、增長滯后論等一系列分析框架。之后國內(nèi)外的經(jīng)濟(jì)學(xué)家對第三產(chǎn)業(yè)做了大量的研究。貝爾的后工業(yè)理論、Haig對澳大利亞1960～1970年服務(wù)業(yè)的研究及萊韋森對美國服務(wù)業(yè)的研究都對第三產(chǎn)業(yè)的理論及發(fā)展做出了極大的貢獻(xiàn)，并以實證經(jīng)驗驗證了鮑默爾的理論。近些年我國關(guān)于第三產(chǎn)業(yè)的研究集中在第三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長影響的實證分析，以便找到更合適的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)模式。李江帆（2005）主編的《中國第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)分析》和《第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)》系統(tǒng)地闡述了第三產(chǎn)業(yè)相關(guān)內(nèi)容，并通過研究構(gòu)建了第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)新體系，建立了中國第三產(chǎn)業(yè)模型，首次通過引用投入產(chǎn)出分析法進(jìn)行第三產(chǎn)業(yè)的實證研究。程大中（2010）采用中國多年來總體數(shù)據(jù)與省級面板數(shù)據(jù)對服務(wù)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長之間的一般均衡關(guān)系進(jìn)行了經(jīng)驗分析和數(shù)值模擬。周蕾、鄭吉昌（2005）運用聚類分析模型，對全球25個國家和地區(qū)的1992～2001年數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，總結(jié)第三產(chǎn)業(yè)國際競爭力的影響因素，為國內(nèi)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供了發(fā)展方向。

山西作為傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)增長方式的典型代表，資源型區(qū)域的轉(zhuǎn)型實踐對我國轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式有著重大的啟示作用。山西省第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，就業(yè)總量增大，從2005年的472.6萬人增加到2018年的824.7萬人，但仍然存在占比偏低、就業(yè)結(jié)構(gòu)不合理、就業(yè)人員彈性系數(shù)不穩(wěn)定等諸多問題。根據(jù)多方數(shù)據(jù)，第三產(chǎn)業(yè)對山西省經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用越來越明顯，正確引導(dǎo)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，對山西省經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著重要意義。因此，對資源型城市產(chǎn)業(yè)模式和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的研究，有利于引導(dǎo)資源型企業(yè)走出困境，實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的健康協(xié)調(diào)發(fā)展，并且有助于人們厘清轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式的基本思路。本文運用EVIEWS8.0軟件分析得出第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展能夠很好地促進(jìn)山西GDP的增長，并根據(jù)回歸方程的結(jié)果，為山西更好地發(fā)展經(jīng)濟(jì)提出相應(yīng)的建議。

三、第三產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)描述性分析

山西省多種礦產(chǎn)資源居全國前列，曾為我國的能源、經(jīng)濟(jì)等做出了巨大的貢獻(xiàn)。近年來，受國家經(jīng)濟(jì)宏觀調(diào)控以及有關(guān)環(huán)境政策的影響，作為一直以來主要依靠傳統(tǒng)行業(yè)維持經(jīng)濟(jì)增長的山西省而言，導(dǎo)致煤炭、焦炭等產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值連年縮減，經(jīng)濟(jì)下行壓力空前增大，經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度放緩。自從改革開放以來，山西省第三產(chǎn)業(yè)得到快速發(fā)展，如圖1所示，從折線圖來看，山西省的GDP與第三產(chǎn)業(yè)持續(xù)增長，但前期增長速度較慢，1994年以后增長速度逐漸加快。2018年山西省第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值為8988.28億元，比1988年增長了85.77倍。

由圖2可知，雖然部分年份，第三產(chǎn)業(yè)在山西省生產(chǎn)總值所占比重較上一年有所下降，但從總體上來說，所占比重基本處于不斷上升的趨勢。具體為，占全省生產(chǎn)總值的比重由1988年的33.1%上升到2018年的53.4%?？梢钥闯觯谌a(chǎn)業(yè)對于山西省的經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用越來越明顯。

四、數(shù)據(jù)來源與研究方法

圖1 1988-2018年山西省GDP與第三產(chǎn)業(yè)增長情況

圖2 1988-2018年山西省第三產(chǎn)業(yè)所占比重

1.數(shù)據(jù)來源

本文所需數(shù)據(jù)主要來自于新中國五十年統(tǒng)計資料1949-1999、2000-2019年山西統(tǒng)計年鑒，以1988-2018年的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計研究。用生產(chǎn)總值（GDP）反映山西省經(jīng)濟(jì)增長狀況，用第三產(chǎn)業(yè)增加值（SS）反映第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r。為消除物價的影響，本文以1988年為基期對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行處理；同時為了消除各變量之間可能存在的異方差影響，對所有數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)化處理。

2.研究方法

對于具有時間趨勢的數(shù)據(jù)，需要檢驗其平穩(wěn)性，根據(jù)圖1可以看出第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長存在很強(qiáng)的時間趨勢性。因此，本文主要采用ADF檢驗法對其進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。

五、實證分析

1.樣本數(shù)據(jù)相關(guān)性分析

運用SPSS 25軟件得出Ln GDP與Ln SS之間的Person相關(guān)系數(shù)為0.997**，說明兩者之間具有很強(qiáng)的相關(guān)性。從圖1可以看出，在1988-2018年期間，GDP及第三產(chǎn)業(yè)均呈現(xiàn)出波動上升趨勢，數(shù)據(jù)非平穩(wěn)。

2.樣本數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

在做具體的回歸方程之前，需要對數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。所謂時間序列的平穩(wěn)性，是指其數(shù)據(jù)的統(tǒng)計規(guī)律不會隨著時間的推移發(fā)生改變，即數(shù)據(jù)的隨機(jī)過程在時間段上保持一致。由于經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)存在慣性作用，往往時間序列的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)存在著前后依存的現(xiàn)象。本文運用Unit Root Test（單位根檢驗）方法，分別對Ln GDP、Ln SS以及其一階差分項進(jìn)行檢驗，結(jié)果如表1所示。

表1 變量ADF檢驗

從表1結(jié)果看出，在5%的顯著性水平上，初始序列Ln GDP和Ln SS的ADF檢驗值均大于臨界值-2.968，拒絕原假設(shè)，即數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的。在此基礎(chǔ)上進(jìn)行滯后一期ADF檢驗，結(jié)果表明兩者t統(tǒng)計量均小于5%的臨界值。說明其一階差分為平穩(wěn)序列。Ln GDP和Ln SS均為一階單整序列，在此基礎(chǔ)上，再對其進(jìn)行協(xié)整檢驗。

3.樣本數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗

對于存在單位根的變量，傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)處理方法是對其進(jìn)行一階差分，使其變?yōu)槠椒€(wěn)序列。但是，一階差分后變量的經(jīng)濟(jì)含義會發(fā)生變化，與原序列并不相同，因此，人們?nèi)匀幌Ｍ褂迷蛄羞M(jìn)行回歸，使其可以更好地保留數(shù)據(jù)本身的完整性，同時也能讓實證結(jié)果更具可靠性。實際上，如果多個存在單位根的變量之間由于某種經(jīng)濟(jì)力量而具有“長期均衡關(guān)系”，則有可能進(jìn)行此種回歸。其基本思想是：如果多個單位根序列擁有“共同的隨機(jī)趨勢”，則可以對這些變量做線性組合，進(jìn)而消去隨機(jī)趨勢。自變量能否被因變量的線性組合解釋，兩者之間是否存在著穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系，都需要對其進(jìn)行協(xié)整檢驗。協(xié)整檢驗的主要思想是檢驗協(xié)整回歸方程的殘差項是否存在單位根。如果自變量與因變量之間不是協(xié)整的，則殘差序列中一定存在單位根；相反，如果這兩個序列是協(xié)整的，則殘差序列趨于平穩(wěn)。

首先，使用最小二乘線性（OLS）回歸模型對Ln GDP和Ln SS進(jìn)行回歸，得到協(xié)整回歸方程，見式（1）：

由回歸的結(jié)果可以看出，DW=0.437＜dL=1.442，表明所得的回歸方程殘差項具有明顯的序列正相關(guān)性，因此需要對原模型進(jìn)行調(diào)整，在加入適當(dāng)?shù)臏箜椈A(chǔ)上，得Ln GDP和Ln SS的分布滯后模型，見式（2）：

由于 dU=1.544＜DW=1.602＜4-dU=2.456，其值處于可判斷區(qū)間內(nèi)，方程不存在自相關(guān)，另外從回歸結(jié)果可以得出，F(xiàn)=3241.017較大，通過顯著性檢驗，并且擬合優(yōu)度為0.997接近于1，表明第三產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長存在長期的線性關(guān)系。

注：dL、dU分別為DW檢驗時的臨界值，DW 值在 0～dL區(qū)間為正相關(guān)、dL～dU以及（4-dU）～（4-dL）為不可確定區(qū)域、dU～（4-dU）區(qū)間為無一階回歸形式、（4-dL）～4區(qū)間為負(fù)相關(guān)。

在此基礎(chǔ)上，根據(jù)上述估計方程計算的結(jié)果，求出對應(yīng)的殘差項，進(jìn)行單位根檢驗。在EVIEWS中，選擇Proc里的Make Residual Series求出殘差序列，并對e進(jìn)行ADF檢驗，研究其平穩(wěn)性，結(jié)果如表2所示。

表2 殘差項的ADF檢驗表

從表2中可以得出，在10%的顯著性水平下，由于 P=0.0787＜0.1，拒絕原假設(shè)，故殘差序列為平穩(wěn)序列，即經(jīng)濟(jì)增長與第三產(chǎn)業(yè)之間存在協(xié)整關(guān)系，因此可以計算得出第三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的長期影響度為（0.7-0.603）/（1-0.881）=0.815， 因 GDP 及第三產(chǎn)業(yè)均取了自然對數(shù)，所以其方程回歸系數(shù)為彈性系數(shù)，即第三產(chǎn)業(yè)每增加1%，GDP相應(yīng)增加0.815%，表明第三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長具有重要的促進(jìn)作用。

六、政策建議

通過上述回歸方程結(jié)果可以看出，山西省第三產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。從短期來看，第三產(chǎn)業(yè)增加值對經(jīng)濟(jì)增長具有一定的促進(jìn)作用，但是這種促進(jìn)作用還有進(jìn)一步提升的空間，可以采取以下措施加快山西省第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

第一，正確處理好政府與第三產(chǎn)業(yè)之間的關(guān)系。要通過政策的引導(dǎo)，擴(kuò)寬投資渠道，為第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的投資選擇相應(yīng)合理的投資方向，加強(qiáng)對于教育、科技及創(chuàng)新能力的培養(yǎng)，由要素驅(qū)動轉(zhuǎn)變?yōu)閯?chuàng)新驅(qū)動，要特別重視對第三產(chǎn)業(yè)中信息產(chǎn)業(yè)、新興產(chǎn)業(yè)的投入。

第二，刺激第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展環(huán)境。推進(jìn)地區(qū)城市化的進(jìn)程，充分利用山西省當(dāng)?shù)氐奶厣珒?yōu)勢，形成一個完整的結(jié)構(gòu)產(chǎn)業(yè)鏈，以體制改革推進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，進(jìn)一步深化體制的改革和創(chuàng)新，以活躍第三產(chǎn)業(yè)市場，擴(kuò)大第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)規(guī)模。

第三，大力扶持中小企業(yè)。第三產(chǎn)業(yè)是以中小型或小微型企業(yè)為主的商貿(mào)企業(yè)，推行并落實好國家及地方所出臺的關(guān)于財政、融資和稅收政策，解決中小企業(yè)發(fā)展過程中出現(xiàn)的融資難、融資貴等問題，擴(kuò)大第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)容量。