計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)課程論文論產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對我國GDP與經(jīng)濟(jì)增長的影響

1、論 產(chǎn) 業(yè) 結(jié) 構(gòu) 對 我 國 經(jīng) 濟(jì) 增 長 的 影 響（朱迎，經(jīng)貿(mào)與會(huì)展學(xué)院，國際貿(mào)易學(xué)，）【摘要】產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長互相依賴，相互促進(jìn)。在一定條件下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)是經(jīng) 濟(jì)增長的基礎(chǔ)，是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的主要因素。強(qiáng)調(diào)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變也是當(dāng)前經(jīng)濟(jì)增長的發(fā) 展要求。本文采用 1992年至2010年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，通過建立多元線性回歸模型，運(yùn)用 Eviews6.0軟件，研究三大產(chǎn)業(yè)的增長對我國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，從而得出調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對 轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要性?！娟P(guān)鍵詞】經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、 GDP回歸模型一、問題提出20世紀(jì)以來，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與經(jīng)濟(jì)增長相互之間的關(guān)系研究一直是國內(nèi)外

2、學(xué)者關(guān)注的 重要課題。同時(shí)隨著經(jīng)濟(jì)的不斷增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的逐步調(diào)整，越來越多的學(xué)者關(guān)注到二者 之間的關(guān)系，研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長的影響對于我國調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)科 學(xué)健康發(fā)展具有極大地理論推動(dòng)作用。二、經(jīng)濟(jì)理論陳述（一）三大產(chǎn)業(yè)的劃分世界各國把各種產(chǎn)業(yè)劃分為三大類：第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)。通常的三大產(chǎn) 業(yè)是聯(lián)合國使用的分類方法：第一產(chǎn)業(yè)包括農(nóng)業(yè)、林業(yè)、牧業(yè)和漁業(yè)；第二產(chǎn)業(yè)包括制造 業(yè)、采掘業(yè)、建筑業(yè)和公共工程、上下水道、煤氣、衛(wèi)生部門；第三產(chǎn)業(yè)包括商業(yè)、金融、 保險(xiǎn)、不動(dòng)產(chǎn)業(yè)、運(yùn)輸、通訊業(yè)、服務(wù)業(yè)及其他非物質(zhì)生產(chǎn)部門。（二）西方經(jīng)濟(jì)理論在一定的技術(shù)條件下，一個(gè)經(jīng)濟(jì)通過專業(yè)化和社會(huì)

3、分工會(huì)形成一定的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在一定意義上又決定了經(jīng)濟(jì)的增長方式。經(jīng)濟(jì)增長主要是通過一國國民生產(chǎn)總值的增加來度量的。早在1949年庫茲尼茨(Kuznets) 論述國民收入的度量問題時(shí)就提出： 一個(gè)國家國民收入的度量必須從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的角度去衡量， 而一個(gè)經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)又是由其生產(chǎn)方式所決定的。為此，庫茲尼茨用50個(gè)國家的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行比較后發(fā)現(xiàn)，制造業(yè)部門的增加將伴隨著人均國民收入的增長。因此，有必要從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的角度去研究和分析經(jīng)濟(jì)增長。錢納里 (Chenery) 通過分析部門增長的決定要素出發(fā)， 并利用 51 個(gè)國家的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)說明，當(dāng)一個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)規(guī)模發(fā)生變化時(shí)，服務(wù)行業(yè)和農(nóng)業(yè)變化最小，而制

4、造業(yè)增長最大，由此提出產(chǎn)業(yè)增長的模式，并認(rèn)為這種工業(yè)化模式能使資源得到最優(yōu)配置。為此，許多經(jīng)濟(jì)學(xué)家通過國別的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)從不同角度紛紛說明經(jīng)濟(jì)增長的工業(yè)化模式，但有經(jīng)濟(jì)學(xué)家發(fā)現(xiàn)存在著大量經(jīng)濟(jì)事實(shí)與錢納里的經(jīng)濟(jì)增長模式相反，他們通過經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)說明在人均收入水平很高時(shí)，服務(wù)行業(yè)的快速增長會(huì)降低制造業(yè)的規(guī)模彈性。(三)近年來我國學(xué)者對我國某些省份或全國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長做出的分析研究1、對某個(gè)或某些省份產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系的研究中，大多數(shù)學(xué)者對第一、二、三產(chǎn)業(yè)進(jìn)行了分析，得到的結(jié)論基本上認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長起到了一定的作用，但對于哪個(gè)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的影響最顯著，看法不一，有的省份是第二產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)

5、增長影響最大，經(jīng)濟(jì)增長又反過來推動(dòng)第一、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。對于第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)，不同省份的影響程度不一，但基本上認(rèn)為第三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的作用最小。2、 對我國整體的分析， 大多數(shù)學(xué)者是運(yùn)用協(xié)整理論和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)理論進(jìn)行實(shí)證分析，來研究經(jīng)濟(jì)增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間關(guān)系，得到的結(jié)論認(rèn)為，在 2002年之前中國經(jīng)濟(jì)增長主要是依靠制度改革和第三產(chǎn)業(yè)拉動(dòng)，第三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的影響最大。近幾年來，學(xué)者對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行研究，認(rèn)為主要是第二、第三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長起到拉動(dòng)作用，但近一兩年來，又存在一定的不適應(yīng)性。三、數(shù)據(jù)收集表11992-2010年累計(jì)國內(nèi)生產(chǎn)總值表單位：億元年份GDP第一產(chǎn)業(yè)第二產(chǎn)

6、業(yè)第二產(chǎn)業(yè)199226923.55866.611699.59357.4199335333.96963.816454.411915.7199448197.89572.722445.416179.8199560793.712135.828679.519978.5199671176.614015.433834.923326.2199778973.114441.937543.026988.1199884402.314817.639004.230580.5199989677.114770.141033.633873.4200099214.614944.745555.938713.92001109655.

7、215781.349512.344361.62002120332.716537.153896.849898.92003135822.817381.762436.356004.72004159878.321412.773904.364561.32005184937.42242087598.174919.32006216314.424040103719.588554.92007265810.328627125831.4111351.92008314045.433702149003.41313402009340902.835226157638.8148038.02010397983.24049718

8、6480.8171005.4數(shù)據(jù)來源：中華人民共和國國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站分析各產(chǎn)業(yè)對GDP的影響，可以借助增長率這個(gè)指標(biāo)，通過對上述表格中數(shù)據(jù)的計(jì)算 整理，可以得到下表，即各年的增長率。表21993-2010年GD吸各產(chǎn)業(yè)的增長率單位：年份GDP增長率第一產(chǎn)業(yè)增長率第二產(chǎn)業(yè)增長率第二產(chǎn)業(yè)增長率199331.238318.701940.642227.3405199436.406737.464436.409435.7849199526.133726.775327.774323.4781199617.078815.487917.976316.7570199710.95373.043110.959215.6

9、98619986.87482.60173.892013.310719996.2496-0.32125.203010.7682200010.63541.182811.021014.2900200110.52335.59768.684714.588220029.73744.78898.855312.4822200312.87275.107815.844212.2363200417.710923.191118.367515.2784200515.67394.704218.529116.0437200616.96637.225718.403818.2004200722.881519.080721.31

10、8925.7434200818.146417.728018.415117.950420098.55214.52205.795412.7136201016.743914.963418.296215.5145數(shù)據(jù)來源：由表1四、模型建立通過對數(shù)據(jù)觀察，根據(jù)搜集的1993年至2010年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，建立模型。具模型表達(dá)式為：Y t 01X12X23X3其中：Yt表示國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的年增長率，X1、X2、X3分別表示第一、二、三產(chǎn) 業(yè)的年增長率°表示在不變情況下，經(jīng)濟(jì)固有增長率?？山普J(rèn)為，國內(nèi)生產(chǎn)總值增長為 三大產(chǎn)業(yè)增長率的加權(quán)之和，而i分別表示各產(chǎn)業(yè)部門在經(jīng)濟(jì)增長中的權(quán)數(shù)；i Xi

11、則表示各產(chǎn)業(yè)部門對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。i表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。通過上式，我們可以了解到，各產(chǎn)業(yè)每增長1個(gè)百分點(diǎn)，國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP信如何變化，從而進(jìn)行經(jīng)濟(jì)預(yù)測和產(chǎn)業(yè)政策調(diào)整提供依據(jù)與參考。五、模型檢驗(yàn)我們可以得到如下回歸分析結(jié)果：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/14/13 Time: 21:03Sample: 1993 2010Included observations: 18VariableCoeffic Std.t-Statis Prob.X1X2X3R-squaredientErrortic0.043570.170430.44

12、1120.387620.998630.3040800.0149330.0177090.029579Mean0.14331411.4131024.9089713.104690.88810.00000.00000.0000dependent 16.409var97Adjusted0.99834S.D.dependent 8.3066R-squared6var29S.E.of 0.33784Akaikeinfo 0.8606regression5criterion71Sum squared 1.59795 Schwarz1.0585resid0 criterion31Log likelihood -

13、3.7460F-statistic3420.94078Durbin-Watson 1.160560.0000stat5 Prob(F-statistic) 00說明回歸直線對觀測值的擬合程度越差。由回歸參數(shù)估計(jì)結(jié)果可得，樣本決定系數(shù) R2 =0.9986,修正的可決系數(shù)為0.9983,這說明 模型對樣本的擬合很好。(2) F檢驗(yàn)針對H。：1= 2= 3=0,給定顯著性水平=0.05,在F分布表中查出自由度為k-1=3和n-k=14的臨界值F (3,14)=3.34。由OLS回歸分析表得到F=3420.978,由于F=3420.978> F (3,14)= 3.34 ,應(yīng)拒絕原假設(shè)H。，說

14、明回歸方程顯著，即第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、第三 產(chǎn)業(yè)、等變量聯(lián)合起來確實(shí)對國內(nèi)收入總值GDPT顯著影響。(3) t檢驗(yàn)分別針對H0： j=0 (j=1、2、3、4),給定顯著性水平=0.05,查t分布表得自由度為n-k=14的t_(n k) =2.145。由上表中數(shù)據(jù)可得，與0,1， 2,3對應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量分萬別為 0.143314、11.41310、24.90897、13.10469,因而，1 的 t 檢驗(yàn)量小于 t (n k) =2.145, -2其t檢驗(yàn)不顯著，但是模型的可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗(yàn)值也明顯顯著，這表明很可能存在多重共線性。(4) 多重共線性檢驗(yàn)表3相關(guān)系數(shù)矩陣X1X2X3X11.00

15、00000.8093280.835497X20.8093281.0000000.877514X30.8354970.8775141.000000由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，各解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)較高，證實(shí)可能確實(shí)存在 多重共線性。采用逐步回歸法，去檢驗(yàn)和解決多重共線性問題。分別作Y對Xi、X2、X3的一元回歸，結(jié)果如表4所示。表4一元回歸估計(jì)結(jié)果變量X1X2X3參數(shù)估計(jì)值0.71570.80161.2228t統(tǒng)計(jì)量8.195016.719112.09970.80760.94590.9015一 2修正R0.79560.94250.89532 -其中，加入X2的方程修正的R最大，因而以X2為基礎(chǔ)

16、，順次加入其他變量逐步回歸結(jié)果如下表5所示。X1, X20.2575(5.47130)0.5859(12.0288)0.9795X2, X30.4995(9.5015)0.5378(6.5463)0.98412 .當(dāng)分別加入Xi、X3后，修正R均有所增加，t檢驗(yàn)也均顯著。由于選取變量為相對 數(shù)，可能降低了其共線性問題發(fā)生的可能性。最后回歸結(jié)果為： Yt 0.0436 0.1704Xi 0.4411X2 0.3876X3(5)異方差檢驗(yàn)利用White檢驗(yàn)，得到已下結(jié)果：White Heteroskedasticity Test:F-statistic1.36418Probability0.336

17、1462Obs*R-squared10.8985Probability0.2827294Test Equation:Dependent Variable: RESIDA2Method: Least SquaresDate: 12/14/13 Time: 22:26Sample: 1993 2010Included observations: 18VariableCoefficStd.t-StatistProb.ientErroricC-0.28170.562185-0.5012270.6297826X1-0.00050.031866-0.0179810.986173X1A20.001400.0

18、012571.1166820.2965X1*X2-0.00030.003956-0.0912980.929561X1*X3-0.00220.004225-0.5385090.6049X2750.014700.0427340.3441190.7396X2A20.001450.0021020.6898260.50980X2*X3-0.00330.005342-0.6297830.546464X30.010220.0925080.1105450.91476X3A20.002660.0047920.5561060.59335R-squared0.60547Meandependent 0.088777v

19、ar5Adjusted0.16163S.D.dependent 0.10689R-squared9var4S.E.of 0.09787Akaikeinfo-1.5100regression4criterion82Sum squared0.07663Schwarz-1.0154resid5criterion31Log likelihood23.5907F-statistic1.3641846Durbin-Watson1.503230.33614statProb(F-statistic)從結(jié)果看出，nR2=0.605477*18=10.898586<臨界值16.9190,所以表明模型不存在異

20、 方差。(6)序列相關(guān)檢驗(yàn)DW=1.1606給定顯著性水平=0.05 ,查DurbinWatson表，n=18, k=3,得下限臨界值dL = 0.933 , d =1.696,因?yàn)閐L <DW=1.1606： d 。根據(jù)判斷區(qū)域知，不能判定是否有自 相關(guān)。利用科克倫-奧克特迭代法進(jìn)行修正，得到如下結(jié)果：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/14/13 Time: 22:50Sample(adjusted): 1994 2010Included observations: 17 after adjusting endpoin

21、tsConvergence achieved after 6 iterationsVariableCoeffic Std. t-Statist Prob.ient Error ic-0.3674 0.286155 -1.284047 0.223436X10.144310.012425 11.61430 0.0000X20.47822 0.019522 24.497110.0000633X30.39856 0.026029 15.31245 0.00007AR(1)0.25299 0.196506 1.287453 0.2222squared 0.7391162.529910.9992140.9

22、98952of 0.248179dependent 15.53771dependent 7.6656R-squaredAdjustedR-squaredS.E.regressionSum residLog likelihoodMean varS.D.varAkaike criterionSchwarz criterionF-statistic21info 0.2905980.5356613813.1Durbin-Watson 1.706340.0000stat0 Prob(F-statistic) 00Inverted AR .25Roots經(jīng)過修正，DW=1.7063 查表 n=17, k=

23、3,得至 11dL =0.897 , d =1.710,止匕時(shí) DWS大于 dLl值，但接近d的值，雖然沒有沒有完全消除自相關(guān)性，但我們認(rèn)為認(rèn)為該模型與上述DW=1.1606相比有了好轉(zhuǎn)。修正后的回歸方程為：六、經(jīng)濟(jì)預(yù)測利用Eviews軟件進(jìn)行預(yù)測，結(jié)果如下:年份GDPGD預(yù)測值199226923.531212.387758199335333.934025.517106199448197.943117.53047199560793.759236.195448199671176.672988.386582199778973.082279.069674199884402.387924.961801

24、199989677.091016.141271200099214.695325.3967882001109655.2107275.22562002120332.7119351.524822003135822.8130729.677822004159878.3149471.524872005184937.4180275.893362006216314.4208633.209942007265810.3245022.076452008314045.4307914.866112009340902.8360728.112342010397983.2375264.92054201147156444603

25、0.17602七、根據(jù)數(shù)據(jù)進(jìn)行對GDP勺影響分析由模型可知，當(dāng)?shù)谝划a(chǎn)業(yè)增長1個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，我國經(jīng)濟(jì)增長0.1443個(gè)百分點(diǎn)；當(dāng)?shù)诙a(chǎn)業(yè)增長1個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，我國經(jīng)濟(jì)增長0.4782個(gè)百分點(diǎn)；當(dāng)?shù)谌a(chǎn)業(yè)增長1個(gè)百分點(diǎn)時(shí),我國經(jīng)濟(jì)增長0.3986個(gè)百分點(diǎn)因而，由以上回歸數(shù)據(jù)以及相關(guān)檢驗(yàn)，我們得出了各個(gè)產(chǎn)業(yè)與我國GD團(tuán)曾長的變動(dòng)關(guān)系。結(jié)論是：目前，第二產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率最高，其次是第三產(chǎn)業(yè)、第一產(chǎn)業(yè)。就目前我國三大產(chǎn)業(yè)的發(fā)展情況可以得出：在我國，第二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，而第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展相對平穩(wěn)，說明我國已優(yōu)化了其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，尤其是加大了第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，使得我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速。第一產(chǎn)業(yè)農(nóng)業(yè)是“衣食之源，生存之本” ， 是國民經(jīng)濟(jì)賴以獨(dú)立和