畢業(yè)設(shè)計(論文)-基于協(xié)整理論的我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關(guān)系分析

基于協(xié)整理論的我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關(guān)系分析華北科技學(xué)院畢業(yè)論文PAGEIVPAGEIII提供全套畢業(yè)論文圖紙，歡迎咨詢目錄摘要 IIIAbstract IV第1章緒論 11.1國內(nèi)外關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系的研究水平概述 11.1.1國外學(xué)者的研究水平概述 11.1.2 我國學(xué)者的研究水平概述 21.2研究的背景 21.3 研究的意義 51.4 研究的預(yù)期目標(biāo) 5第2章我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的關(guān)系分析 6第3章我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關(guān)系的理論分析 93.1 單位根檢驗 93.2協(xié)整檢驗 103.2.1EG（Engle-Granger）兩步法 113.2.2Johansan協(xié)整檢驗 113.3 誤差修正模型 133.4 因果關(guān)系檢驗 143.5 脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解 15第4章我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析 164.1數(shù)據(jù)采集和處理 164.1.1數(shù)據(jù)的采集 164.1.2數(shù)據(jù)的處理 174.2單位根檢驗 184.3協(xié)整檢驗 204.4 誤差修正模型 214.5 模型的預(yù)測 214.6因果關(guān)系檢驗 244.7 脈沖響應(yīng)分析 274.8方差分解 28第5章本文結(jié)論 29參考文獻 31致謝 32

基于協(xié)整理論的我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關(guān)系分析摘要：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化與升級，已經(jīng)成為經(jīng)濟增長重要推動力。本文根據(jù)協(xié)整理論、格蘭杰因果關(guān)系檢驗理論和誤差修正理論,表明我國的經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間存在惟一的動態(tài)均衡關(guān)系即協(xié)整關(guān)系,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整能夠顯著提升經(jīng)濟增長的水平，證明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長之間短期波動與長期均衡關(guān)系存在于根據(jù)協(xié)整方程建立的誤差修正模型之中。應(yīng)用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析，分析我國第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重的變化對人均GDP的脈沖影響及貢獻率。在運用軟件EViews6.0進行實證分析的基礎(chǔ)上，利用1979～2008年的時間序列數(shù)據(jù)進行實證分析，并根據(jù)協(xié)整模型和誤差修正模型分別對2009年數(shù)據(jù)做預(yù)測。2009年的實際值為1912.003（剔除價格影響后的值），協(xié)整模型的預(yù)測值為1941.6628，預(yù)測值與實際值的相對誤差為1.55%。誤差修正模型的預(yù)測值2060.4919，短期的預(yù)測相對于實際值的相對誤差為7.77%，造成數(shù)據(jù)異常的主要原因為2009年的金融危機。關(guān)鍵詞：經(jīng)濟增長；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；協(xié)整理論；格蘭杰因果關(guān)系檢驗Co-integrationAnalysisonindustrialstructureandeconomicgrowthinChinaAbstract：Industrialstructure'schangeandpromotionhavealreadybecametheeconomicgrowth'simportantpropellingforce.AccordingtotheCo-integrationtheory,GrangercausalitytestsandErrorcorrectionmodel

,Itindicatesthatitexistsauniquedynamicequilibriumrelations—Co-integrationrelationbetweenourcountry'seconomicgrowthandtheindustrialstructureandadjustmentofindustrialstructure

can

enhance

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ofeconomicgrowthsignificantly.Theshort-termfluctuationandlong-termequilibriumrelationshipbetweenIndustrialstructureand

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whichisbuiltbyco-integrationequation.Thispaperanalysesthechangeofproportionoftertiaryindustry

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is7.77%.Thereasonisfinancialcrisisin2009.Keywords：economicgrowth;industrialstructure;co-integrationtheory;Grangercausalitytests華北科技學(xué)院畢業(yè)論文第32頁共32頁第33頁共32頁緒論改革開放以來，中國經(jīng)濟取得了舉世矚目的成就。其中結(jié)構(gòu)變革，伴隨著高速經(jīng)濟增長，成為經(jīng)濟增長重要推動力，尤其是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化與升級。產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學(xué)的經(jīng)典理論表明,一個國家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動是與經(jīng)濟增長緊密地聯(lián)系在一起的,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化與調(diào)整是經(jīng)濟良性發(fā)展的內(nèi)在體現(xiàn),因此,研究經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的關(guān)系，已成為一個重要課題。1.1國內(nèi)外關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系的研究水平概述1.1.1國外學(xué)者的研究水平概述早在17世紀(jì),威廉·配第(W.Petty)就發(fā)現(xiàn)了導(dǎo)致世界各國國民收水平差異的關(guān)鍵性因素在于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不同。英國的經(jīng)濟學(xué)家克拉克(C.Clark)又進一步研究證明,伴隨著國民收入的提高,就業(yè)人口會逐步由第一產(chǎn)業(yè)通過第二產(chǎn)業(yè)向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移,這一結(jié)論稱為配第—克拉克定律。美國經(jīng)濟學(xué)家西蒙·庫茲涅茨[1](S.Kuznets)首次對總產(chǎn)值中的部門份額和就業(yè)人數(shù)的各部門份額的內(nèi)在聯(lián)系及其總趨勢進行了開創(chuàng)性的跨國比較研究。他的實證結(jié)果表明“按人口平均產(chǎn)值的差異所代表的要素結(jié)合,是生產(chǎn)結(jié)構(gòu)上國際差異的主要決定因素”,“按人口平均的產(chǎn)值對各個部門和細分部門份額的差異的影響,幾乎存在于所有主要的按國家大小劃分的組別中?！?，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動受人均國民收入變動的影響，人均國民收入是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的原因，這一結(jié)論稱為庫茲涅茨人均收入決定論。另外，他還得出就業(yè)人口向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的結(jié)論。但是這樣的實證分析僅僅是一種經(jīng)驗性研究,庫茲涅茨所用的數(shù)據(jù)是截面數(shù)據(jù),只能說明世界上大多數(shù)國家某一特定時期經(jīng)濟結(jié)構(gòu)狀況符合人均收入決定論，無法驗證一個國家經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間關(guān)系的動態(tài)性演進，更無法說明它們之間是否具有長期的均衡關(guān)系。錢納里[2](H.Chenery)等人的研究更進一步,得出每個結(jié)構(gòu)變量隨收入增長而變化的邏輯曲線。他們在后來的研究中,又論證了經(jīng)濟結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，“收入增長引起國內(nèi)需求和生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的變化；反之，提高投資率以及重新分配勞動力資源又會推動總量經(jīng)濟增長?！蔽覈鴮W(xué)者的研究水平概述國內(nèi)諸多學(xué)者都是在庫茲涅茨、錢納里等人的論斷的基礎(chǔ)上對我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行了應(yīng)用性研究?！艾F(xiàn)代經(jīng)濟增長方式本質(zhì)上是結(jié)構(gòu)主導(dǎo)型增長方式,即以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動為核心的經(jīng)濟增長”。[3]“產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在整個經(jīng)濟結(jié)構(gòu)中居于主導(dǎo)地位,它的變動對經(jīng)濟增長有著決定性的影響”[4]?！坝绊懳覈?jīng)濟增長的主要是結(jié)構(gòu)問題而不是總量問題”[5]。但是,這些學(xué)者的研究大多依靠各個產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重來說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況,無法揭示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長之間聯(lián)系的內(nèi)在生成機制,盡管他們的結(jié)論富于創(chuàng)見性,論證卻沒有說服力。國內(nèi)也有學(xué)者利用錢納里模型,采用回歸分析的方法得出了我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的關(guān)系方程,并通過部門分解法估計了我國產(chǎn)業(yè)的貢獻力和產(chǎn)業(yè)部門的GDP彈性。但采用這種估計方法就可能會產(chǎn)生虛假回歸的問題。國內(nèi)還有學(xué)者采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗方法對我國的經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系進行了實證檢驗,但其結(jié)論只能說明經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的因果關(guān)系,仍然沒有從根本上論述其是否存在協(xié)整關(guān)系,自然也就無法建立起它們之間關(guān)系的協(xié)整方程及其長期均衡模型。1.2研究的背景產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不同對經(jīng)濟發(fā)展的影響早在17世紀(jì)就已經(jīng)由威廉·配第(W.Petty)發(fā)現(xiàn)，并經(jīng)過其他研究者不斷地探究、發(fā)展，將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變分為以下三個階段：第一階段：現(xiàn)代經(jīng)濟增長的準(zhǔn)備階段，即工業(yè)化前的準(zhǔn)備階段。這一階段，是一個國家從農(nóng)業(yè)國向工業(yè)國的轉(zhuǎn)變階段，是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由以落后農(nóng)業(yè)為主的傳統(tǒng)結(jié)構(gòu)向工業(yè)化結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變時期。在這一階段，人均國民生產(chǎn)總值約為300美元，尚未能穩(wěn)定地形成較高的積累率，從而基本上沒有形成比較完備的工業(yè)體系以及具有出口競爭能力的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)。因而，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)與現(xiàn)代工業(yè)的二元結(jié)構(gòu)經(jīng)濟特征十分明顯，第一產(chǎn)業(yè)與第二、三產(chǎn)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率差異較小，資本增長率與勞動增長率相比不占絕對優(yōu)勢，經(jīng)濟增長速度慢，全社會的恩格爾系數(shù)也較高。第二階段：工業(yè)化的實現(xiàn)和經(jīng)濟高速增長階段。在這一階段，人均國民生產(chǎn)總值在300美元以上，一般在300—2000美元區(qū)間。這一階段是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生劇烈變動的時期，也是經(jīng)濟發(fā)展的一個關(guān)鍵階段。這一階段的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化特征為：第二產(chǎn)業(yè)高速增長，在國民生產(chǎn)總值中占最大比重；第一產(chǎn)業(yè)比重迅速下降，農(nóng)業(yè)勞動力向第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)已逐步實現(xiàn)高度化，最主要的標(biāo)志是具有出口競爭力的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)（制造業(yè)）形成并帶動著整個經(jīng)濟的高速增長；第二產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)的變動也在加快，處于結(jié)構(gòu)高變換率時期，重工業(yè)一般占較大比重。這時，二元結(jié)構(gòu)經(jīng)濟出現(xiàn)重大變化，現(xiàn)代工業(yè)已占主要地位，恩格爾系數(shù)降到0.20左右。因此，這一時期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的更新已進入良性循環(huán)軌道，進入高增長——高收入——高儲蓄——高投資——高增長的良性循環(huán)，并能夠較順利地形成國民經(jīng)濟的持續(xù)高速增長。第三階段：工業(yè)化后的穩(wěn)定增長階段。在這一階段，人均國民生產(chǎn)總值達2000美元以上，有的達3000美元以上，進入“高額消費階段”。經(jīng)濟增長出現(xiàn)較平穩(wěn)的趨勢，經(jīng)濟波動乃至經(jīng)濟震蕩的沖擊減弱，第三產(chǎn)業(yè)在國民生產(chǎn)總值的比重迅速上升，甚至超過第二產(chǎn)業(yè)；第二產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的資本密集型產(chǎn)業(yè)逐漸下降，知識密集型產(chǎn)業(yè)比重迅速上升，反映當(dāng)代科技進步的產(chǎn)業(yè)成為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)；二元結(jié)構(gòu)經(jīng)濟特征基本消失，全社會的恩格爾系數(shù)明顯下降到一個較低水平。而我國自改革開放以來，正處于工業(yè)化的經(jīng)濟高速增長階段，但總的發(fā)展水平還處于較低層次和較低階段，工業(yè)化的任務(wù)還遠未完成。因此，經(jīng)濟迅速增長與結(jié)構(gòu)加速轉(zhuǎn)換對于我國的經(jīng)濟發(fā)展尤為重要。就經(jīng)濟發(fā)展處于工業(yè)化、城市化和結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換階段的我國來說，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整對于國民經(jīng)濟的突進發(fā)展與和諧增長有著不可低估的作用。總的來說，我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演變過程大致可分為三個階段。（1）1978-1984年是我國經(jīng)濟從文革的嚴重破壞中得到恢復(fù)，農(nóng)村改革全面展開的時期。這個時期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的顯著特點是第一產(chǎn)業(yè)的比重迅速上升，由1978年的28%提高到1984年的32%，同期第二產(chǎn)業(yè)下降了5%，第三產(chǎn)業(yè)只上升了1%。可見，我國農(nóng)村和農(nóng)業(yè)改革極大解放了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力，反映了資源配置向第一產(chǎn)業(yè)的傾斜。從1985年開始，第一產(chǎn)業(yè)的比重就逐步下降。在這個時期，紡織輕工等消費品工業(yè)也取得了很大發(fā)展，滿足了市場需要，但重工業(yè)處于調(diào)整之中，因此，第二產(chǎn)業(yè)的比重下降明顯。（2）1985-1992年是我國非農(nóng)產(chǎn)業(yè)較快發(fā)展的時期。第三產(chǎn)業(yè)的比重從28%左右上升到32%左右。同時，第二產(chǎn)業(yè)比重保持在43%左右，而第一產(chǎn)業(yè)下降7%。在這個時期，人民生活基本解決了溫飽問題，但就業(yè)的壓力和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展不足的矛盾日益突出出來，勞動力大量轉(zhuǎn)移到第三產(chǎn)業(yè)，社會其他資源的配置也逐步轉(zhuǎn)向第三產(chǎn)業(yè)，推動了第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。（3）1993-1996年及以后一段時間是我國重化工業(yè)主導(dǎo)的時期。這個時期的顯著特點是基礎(chǔ)設(shè)施包括能源、交通和通信設(shè)施的建設(shè)加強，使第二產(chǎn)業(yè)的比重迅速上升了6%。1996年，第一產(chǎn)業(yè)的比重跌至20%，第二產(chǎn)業(yè)的比重接近49%，第三產(chǎn)業(yè)下降至31%。這個時期，經(jīng)濟增長明顯地具有重化工業(yè)為主導(dǎo)的特征，電力、鋼鐵、機械設(shè)備、汽車、造船、化工、電子、建材等工業(yè)成為經(jīng)濟增長的主要動力。長期以來，我國受能源、交通、通信等產(chǎn)業(yè)“瓶頸”制約的矛盾十分突出，經(jīng)過十幾年的迅速發(fā)展，我國開始具備解決上述矛盾的實力。隨著能源、交通、通信基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的加強，帶動了電力、運輸車輛、建筑材料、鋼鐵、有色、石油化工和機械電子等產(chǎn)品和建筑業(yè)的需求，推動了第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。不僅如此，我國在政策上也對經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變也給予重視。1995年制定“九五”計劃，首次提出要從根本上轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式，即從粗放型向集約型轉(zhuǎn)變。2005年中央關(guān)于制定“十一五”規(guī)劃的建議再次強調(diào)轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式，同時其內(nèi)涵有所擴展，提出要形成低投入、低消耗、低排放和高效率的節(jié)約型增長方式，并且明確了具體要求，如提出到2010年單位國內(nèi)生產(chǎn)總值能源消耗比“十五”期末降低20%左右，著力自主創(chuàng)新，大力發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟，建設(shè)資源節(jié)約型、環(huán)境友好型社會等。2007年黨的十七大提出加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，這意味著轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式進一步豐富發(fā)展為轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，其內(nèi)涵也從一個轉(zhuǎn)變擴展為三個轉(zhuǎn)變，即促進經(jīng)濟增長由主要依靠投資、出口拉動向依靠消費、投資、出口協(xié)調(diào)拉動轉(zhuǎn)變，由主要依靠第二產(chǎn)業(yè)帶動向依靠第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)協(xié)同帶動轉(zhuǎn)變，由主要依靠增加物質(zhì)資源消耗向主要依靠科技進步、勞動者素質(zhì)提高、管理創(chuàng)新轉(zhuǎn)變。2010年初以來，中央一直強調(diào)加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，指出國際金融危機爆發(fā)后，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式已刻不容緩。加快經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變是適應(yīng)全球需求結(jié)構(gòu)重大變化、增強我國經(jīng)濟抵御國際市場風(fēng)險能力的必然要求，是提高可持續(xù)發(fā)展能力的必然要求，是在后國際金融危機時期的國際競爭中搶占制高點、爭創(chuàng)新優(yōu)勢的必然要求，是實現(xiàn)國民收入分配合理化、促進社會和諧穩(wěn)定的必然要求，是適應(yīng)實現(xiàn)全面建設(shè)小康社會奮斗目標(biāo)新要求、滿足人民群眾過上更好生活新期待的必然要求。正是基于上述背景原因，本文選擇“基于協(xié)整理論的我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關(guān)系分析”為題目，以實證分析的方法研究最近30年來我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動，尤其是第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動，對我國經(jīng)濟增長的影響，及其因果關(guān)系。研究的意義不同的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有不同的整體效益，從而導(dǎo)致經(jīng)濟以不同的速度增長，而不同速度的經(jīng)濟增長又對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生不同的需求，從而促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動?，F(xiàn)代經(jīng)濟增長的過程，是經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動相互促進、聯(lián)系和不斷發(fā)展的過程。因此，研究經(jīng)濟增長不能不研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演進。更何況，自我國改革開放至今，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動對我國經(jīng)濟的影響巨大。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變遷關(guān)系著社會經(jīng)濟資源的配置和國民經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展，只有把握我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的內(nèi)在機制和外在表現(xiàn)，才能制定科學(xué)的產(chǎn)業(yè)戰(zhàn)略性調(diào)整政策，完善產(chǎn)業(yè)組織，從整體上提高宏觀經(jīng)濟結(jié)構(gòu)效益，建立一個和諧運行的產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟系統(tǒng)。所以對我國改革開放以來產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟增長進行實證分析，探究其內(nèi)在聯(lián)系是很有必要的。從實證分析方法上講，就是如何對非平穩(wěn)時間序列當(dāng)作平穩(wěn)時間序列進行回歸分析，并在不產(chǎn)生虛假回歸的前提下，客觀地研究我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的因果關(guān)系；揭示出我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長之間的長期均衡關(guān)系，即我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系統(tǒng)在樣本期間存在協(xié)整關(guān)系，雖然每個產(chǎn)業(yè)各自在樣本期間是非平穩(wěn)的，在短期內(nèi)可能表現(xiàn)為非一致性，但就長期而言，產(chǎn)業(yè)系統(tǒng)構(gòu)成了穩(wěn)定的均衡關(guān)系，表現(xiàn)出協(xié)同變化的一致趨勢。通過構(gòu)建我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關(guān)系的協(xié)整模型，可以預(yù)測未來我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動與經(jīng)濟發(fā)展大致走勢,從而為我國研究制定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整提供決策依據(jù)。研究的預(yù)期目標(biāo)本文主要研究基于協(xié)整理論的我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的關(guān)系，在總結(jié)國內(nèi)外有關(guān)文獻的基礎(chǔ)上，利用相關(guān)的統(tǒng)計計量分析方法對采取的31年來相關(guān)數(shù)據(jù)進行實證分析。具體包括以下目標(biāo)：（1）驗證我國的經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間存在惟一的動態(tài)均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長之間短期波動與長期均衡關(guān)系存在于根據(jù)協(xié)整方程建立的向量誤差修正模型之中，從而推出協(xié)整方程并構(gòu)造誤差修正模型,從而揭示我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長之間的長期均衡關(guān)系。（2）對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的因果關(guān)系及其性質(zhì)進行檢驗。（3）對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟增長的脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析。（4）在實證研究的基礎(chǔ)上，針對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系進行總結(jié)。

我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的關(guān)系分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演變與升級是經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展的關(guān)鍵，結(jié)構(gòu)調(diào)整和經(jīng)濟發(fā)展相伴而行，我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整概況如表2-1所示。表2-1三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值及就業(yè)所占比重年份GDP產(chǎn)值結(jié)構(gòu)（%）就業(yè)結(jié)構(gòu)（%）產(chǎn)值位序第一產(chǎn)業(yè)第二產(chǎn)業(yè)第三產(chǎn)業(yè)第一產(chǎn)業(yè)第二產(chǎn)業(yè)第三產(chǎn)業(yè)197828.247.923.970.517.312.2二一三198068.718.213.1二一三198528.442.928.762.420.816.8二三一199027.141.331.660.121.418.5二三一199519.947.232.952.223.024.8二三一200015.145.939.050.022.527.5二三一200512.147.440.544.823.831.4二三一200910.346.343.438.127.834.1二三一我國三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重從1978年的28.2∶47.9∶23.9轉(zhuǎn)變?yōu)?009年的10.3∶46.3∶43.4，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值持續(xù)下降，第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值不斷上升，產(chǎn)值位序轉(zhuǎn)變經(jīng)歷了兩個階段，變化比較平穩(wěn)。勞動力就業(yè)結(jié)構(gòu)從1978年的70.5∶17.3∶12.2轉(zhuǎn)變?yōu)?009年的38.1∶27.8∶34.1，非農(nóng)業(yè)勞動力就業(yè)比重上升了32.4%，勞動力開始由第一產(chǎn)業(yè)向二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。但到1994年為止，勞動力位序一直呈現(xiàn)“一二三”的格局，勞動力沒能隨著產(chǎn)值結(jié)構(gòu)的調(diào)整而有效的向二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，且存在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏差。用結(jié)構(gòu)偏差系數(shù)（產(chǎn)值比/就業(yè)比-1）來衡量各產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏離程度。通過對我國1978-2009年相關(guān)數(shù)據(jù)進行分析，如圖2-1所示。圖2-1我國三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏離度由上圖可看出，我國第一產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏差呈擴大趨勢，第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏差逐漸趨于零，表明第三產(chǎn)業(yè)將成為我國主要動力之一。而第二產(chǎn)業(yè)就夠偏差一直居于0.5以上，造成了我國工業(yè)化與城市化的不協(xié)調(diào)發(fā)展，但其已有下降趨勢，說明正在改進這種不協(xié)調(diào)。從長期的變動趨勢來看，三次產(chǎn)業(yè)之間的比例關(guān)系有了明顯的改善，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)正向合理化方向變化，從圖2-2可看出。圖2-2我國三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重第一產(chǎn)業(yè)在GDP中的比重呈現(xiàn)持續(xù)下降的態(tài)勢，同時內(nèi)部結(jié)構(gòu)逐步得到改善；第二產(chǎn)業(yè)的比重經(jīng)歷了不斷波動的過程，但長期穩(wěn)定保持在40%～50%之間，工業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)得到升級；第三產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟中的比重處于不斷上升的過程之中，增加值比重由1979年的21.6%大幅上升至2009年的43.4%。更具體地說，改革開放以來我國三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動情況具有如下特點：第一，從總體上看，第一產(chǎn)業(yè)的比重呈不斷下降的趨勢。在改革開放初期，第一產(chǎn)業(yè)占全國GDP的比重約30%，但是到2009年，已經(jīng)下降到10.3%，降幅非常明顯。但需要注意的是，從改革開放初期到20世紀(jì)80年代中期以前，第一產(chǎn)業(yè)在國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重呈現(xiàn)上升趨勢，到了80年代中期以后才轉(zhuǎn)為下降，進入20世紀(jì)90年代以后，呈現(xiàn)出明顯下降的趨勢。第一產(chǎn)業(yè)在80年代中期以前的上升趨勢，與當(dāng)時在全國推廣家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制、極大地釋放了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力等相關(guān)國家政策有關(guān)。由于制度性釋放勞動生產(chǎn)率是一次性的，因此在80年代中期以后，第一產(chǎn)業(yè)在國內(nèi)生產(chǎn)總值中所占的比重就呈現(xiàn)出不斷下降的趨勢。第二，第二產(chǎn)業(yè)在GDP中所占的比重呈出先降后升的趨勢，但總體上看，沒有發(fā)生大幅度的變化，變化平穩(wěn)。在GDP結(jié)構(gòu)中，第二產(chǎn)業(yè)的比重從1980年的48.2%下降到1990年的41.3%，到2007年，再次回升到47.4%。從整體上看，第二產(chǎn)業(yè)始終在GDP結(jié)構(gòu)中占據(jù)最重要的地位，自改革開放以來，第二產(chǎn)業(yè)在GDP中的比重沒有發(fā)生大的變化。第三，第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重總體呈現(xiàn)上升趨勢。但是2002年以來，卻呈現(xiàn)出緩慢下降的趨勢。由圖2-2可以看出，自改革開放到20世紀(jì)80年代前期，第三產(chǎn)業(yè)在GDP結(jié)構(gòu)中所占比重一直沒有發(fā)生變化，而在1983年以后，第三產(chǎn)業(yè)的比重迅速上升，在1985年超過了第一產(chǎn)業(yè)。2002年，第三產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)的差距最為微小，僅相差3.32個百分點，但是自2002年以后，第三產(chǎn)業(yè)在GDP結(jié)構(gòu)中的比重卻開始呈現(xiàn)下降的趨勢，而2009年，第三產(chǎn)業(yè)在GDP結(jié)構(gòu)中的比重突增到43.4%。圖2-3是改革開放以來三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)和組成結(jié)構(gòu)的變化趨勢。從圖中，我們可以清楚地看到：第一，就勞動力投入的變動趨勢而言，和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動趨勢是基本一致的。第一產(chǎn)業(yè)的勞動力占總勞動力的比重自改革開放以后就不斷下降，從1978年超過70%下降到2009年不足40%；與之相對的，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人員不斷增加，分別從1978年的17.3%和12.2%提升到2009年的27.8%和34.1%。第二，雖然就業(yè)結(jié)構(gòu)的變動趨勢和產(chǎn)出結(jié)構(gòu)的變動趨勢大致一致，但在構(gòu)成比重上，兩者仍然有巨大的差異。表14.3顯示了這種對比性差異。第一產(chǎn)業(yè)在GDP結(jié)構(gòu)中所作出的貢獻和其吸納的勞動力數(shù)量是不成比例的。即使考慮到第一產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率相對較低，人均勞動生產(chǎn)率低于第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)，這樣反差巨大的勞動力投入水平和產(chǎn)出水平仍然是驚人的。同時，必須注意的是，中國第三次產(chǎn)業(yè)吸納的勞動力人數(shù)非常有限，單位勞動力產(chǎn)出遠遠低于第二產(chǎn)業(yè)，這與通常的觀點存在差異。圖2-3我國三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重

第3章我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關(guān)系的理論分析單位根檢驗單位根檢驗運用于檢驗時間序列的平穩(wěn)性。平穩(wěn)的時間序列主要指其均值和方差與時間無關(guān)，保持恒定，且兩個時期的協(xié)方差僅依賴于兩個時期間的距離，從直觀上可看作一條圍繞其均值上下波動的曲線。檢驗時間序列是否平穩(wěn)，是做協(xié)整檢驗的前提。如果是平穩(wěn)時間序列，就可以使用最小二乘回歸等模型進行研究。如果是非平穩(wěn)時間序列，直接回歸分析，就會造成虛假回歸，即，當(dāng)變量屬于非平穩(wěn)過程時，要由經(jīng)濟變量間的統(tǒng)計關(guān)系推斷它們之間是否存在因果關(guān)系是相當(dāng)困難的。所以一般利用差分的方法消除單位根，從而得到平穩(wěn)序列。若一個非平穩(wěn)序列經(jīng)過階差分（）后為平穩(wěn)序列，則稱這個序列為階單整序列，記作。單位根檢驗的方法有很多種，主要有DF檢驗，ADF檢驗和PP檢驗，本文采用的是ADF檢驗。ADF檢驗是在DF檢驗的基礎(chǔ)上的擴展。由于序列存在高階滯后相關(guān)，從而破壞了隨機擾動項是白噪聲的假設(shè)，所以ADF檢驗對此作出改進。它假定序列服從過程，其中指p階自回歸模型，即時間序列是它的前期值和隨機項的線性函數(shù)，可表示為：。則ADF檢驗通過下面三個模型完成的。模型（1）模型（2）模型（3）模型（3）中的t是時間變量，代表了時間序列隨時間變化的某種趨勢。原假設(shè)都是,即存在一個單位根。實際檢驗時從模型（3）開始，然后模型（2），模型（1）。何時檢驗拒絕原假設(shè)（），即原序列不存在單位根，為平穩(wěn)序列，合適停止檢驗。否則，就要繼續(xù)進行檢驗，直到檢驗完模型（1）為止。只要其中一個模型的檢驗結(jié)果拒絕了原假設(shè)，就可以認為時間序列是平穩(wěn)的。這里，每個模型中要選取適當(dāng)?shù)臏蟛罘猪?，以使模型的殘差項是一個白噪聲（主要保證不存在正相關(guān)）。一般選擇能保證殘差項是白噪聲的最小的p值。在計量經(jīng)濟學(xué)中有兩個參數(shù)值A(chǔ)IC和SC可以幫助我們在實際操作中，選取參數(shù)p的值。其中AIC和SC的含義如下：（1）AIC是赤池信息準(zhǔn)則的簡稱，該準(zhǔn)則運用下面的統(tǒng)計量評價模型的好壞：AIC的大小取決于L和k，k取值越?。ń^對值），AIC值越小，模型越簡潔；L取值越大，AIC值越小，模型越精確。（2）SC是施瓦茨準(zhǔn)則的簡稱，該準(zhǔn)則運用下面的統(tǒng)計量評價模型的好壞：SC的的特點和用法與AIC十分接近，所以SC取值也越小越好。所以在實際操作中，一般找到使AIC和SC值達到最小的參數(shù)p。只有確定序列平穩(wěn)或差分后同階平穩(wěn)，才能接著做協(xié)整檢驗。3.2協(xié)整檢驗在介紹協(xié)整檢驗之前，先解釋什么是協(xié)整關(guān)系。假設(shè)一些經(jīng)濟指標(biāo)被某個經(jīng)濟體聯(lián)系在一起，那么從長遠來看這些經(jīng)濟變量存在的長期穩(wěn)定的關(guān)系，但由于季節(jié)的影響或隨機干擾，有可能在短期內(nèi)出現(xiàn)偏離現(xiàn)象，但最終會回到均衡狀態(tài)，這種長期穩(wěn)定的關(guān)系就是協(xié)整關(guān)系。協(xié)整的正式定義為：如果序列都是階單整的，存在向量，使得，其中，則稱序列是階協(xié)整。協(xié)整理論是由恩格爾和格蘭杰（EngleandGranger,1978）提出，主要研究對象是在兩個以上非平穩(wěn)時間序列中尋找一種均衡關(guān)系，主要應(yīng)用于短期動態(tài)關(guān)系易受隨機擾動的顯著影響，而長期關(guān)系又受經(jīng)濟均衡關(guān)系約束的經(jīng)濟系統(tǒng)。其意義可歸為以下三點：（1）避免偽回歸對非平穩(wěn)的一組變量構(gòu)造回歸模型，就容易產(chǎn)生偽回歸。大量實驗證明，互不相關(guān)的非協(xié)整變量在統(tǒng)計檢驗時表現(xiàn)為顯著相關(guān)。所以變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗非常重要。（2）估計量的“超一致性”如果一組非平穩(wěn)時間序列之間存在協(xié)整關(guān)系，則可直接建立回歸模型，而且，其參數(shù)的最小二乘估計量具有超一致性，即以更快的速度收斂于參數(shù)的真實值。（3）區(qū)分變量之間的長期均衡關(guān)系和短期動態(tài)關(guān)系格蘭杰、恩格爾證明：如果變量之間存在長期均衡關(guān)系，則均衡誤差將顯著影響變量之間的短期動態(tài)關(guān)系。其中誤差修正模型就是描述均衡誤差對變量的短期動態(tài)影響。3.2.1EG（Engle-Granger）兩步法協(xié)整檢驗主要有EG（Engle-Granger）兩步法和Johansan協(xié)整檢驗。本文采用EG兩步法。Engle-Granger兩步協(xié)整檢驗法考慮了如何檢驗零假設(shè)為一組變量的無協(xié)整關(guān)系問題。他們用普通最小二乘法估計這些變量之間的平穩(wěn)關(guān)系系數(shù)，然后用單位根檢驗來檢驗殘差。拒絕存在單位根的零假設(shè)是協(xié)整關(guān)系存在的證據(jù)。此方法是基于回歸殘差的檢驗，可以通過建立最小二乘法模型，檢驗其殘差的平穩(wěn)性，若平穩(wěn)，則變量之間存在協(xié)整關(guān)系。以本文為例，建立回歸模型為：（3-1）則殘差估計值為：，若，則稱式（3-1）是協(xié)整回歸方程，三個變量之間存在協(xié)整關(guān)系。3.2.2Johansan協(xié)整檢驗Johansan協(xié)整檢驗是指，當(dāng)長期靜態(tài)模型中有兩個以上變量時，協(xié)整關(guān)系就可能不止一種。此時若采用Engle-Granger協(xié)整檢驗，就無法找到兩個以上的協(xié)整向量。Johansen和Juselius提出了一種在VAR系統(tǒng)下用極大似然估計來檢驗多變量之間協(xié)整關(guān)系的方法，通常稱為Johansen協(xié)整檢驗。具體做法是如下：設(shè)一個VAR模型如下 (3-2)其中為m維隨機向量，（）是階參數(shù)矩陣，。我們將(3-2)式轉(zhuǎn)換為 (3-3)式(3-3)稱為向量誤差修正模型(VECM)，即一次差分的VAR模型加上誤差修正項，設(shè)置誤差修正項的主要目的是將系統(tǒng)中因差分而喪失的長期信息引導(dǎo)回來。在這里，。參數(shù)矩陣和分別是對變化的短期和長期調(diào)整.m×m階矩陣的秩記為r，則存在三種情況：r=m，即是滿秩的，表示向量中各變量皆為平穩(wěn)序列；r=0，，表示為空矩陣，向量中各變量無協(xié)整關(guān)系；0<r≤m-1，，在這種情況下，陣可以分解為兩個m×r階(滿列秩)。矩陣和的積，即。其中α表示對非均衡調(diào)整的速度，為長期系數(shù)矩陣(或稱協(xié)整向量矩陣)，即的每一行是一個協(xié)整向量，秩r是系統(tǒng)中協(xié)整向量的個數(shù)。盡管和本身不是唯一的，但唯一地定義一個協(xié)整空間。因此，可以對和進行適當(dāng)?shù)恼?guī)化。這樣，協(xié)整向量的個數(shù)可以通過考察的特征根的顯著性求得。若矩陣的秩為r，，說明矩陣有r個非零特征根，按大小排列為。特征根的個數(shù)可通過下面兩個統(tǒng)計量來計算：（3-4）（3-5）其中是矩陣特征根的估計值，T為樣本容量。(3-4)式稱為跡檢驗，(3-5)式稱為最大特征根檢驗，原假設(shè)隱含著，表示此系統(tǒng)中存在個單位根，最初先設(shè)原假設(shè)有m個單位根，即r=0，若拒絕原假設(shè)，表示，有一個協(xié)整關(guān)系；再繼續(xù)檢驗有(m-1)個單位根，若拒絕原假設(shè)，表示有兩個協(xié)整關(guān)系；依次檢驗直至無法拒絕為止。Johansen與Juselius在蒙特卡羅模擬方法的基礎(chǔ)上，給出了兩個統(tǒng)計量的臨界值，目前大多數(shù)計量經(jīng)濟軟件都直接報告出檢驗結(jié)果。誤差修正模型誤差修正模型的最初使用主要是為建立短期的動態(tài)模型以彌補長期靜態(tài)模型的不足，既能反映不同時問序列問的長期均衡關(guān)系，又能反映短期偏離向長期均衡修正的機制。首先對序列進行協(xié)整分析，以發(fā)現(xiàn)序列之間的協(xié)整關(guān)系，即長期均衡關(guān)系，并以這種關(guān)系構(gòu)成誤差修正項，然后建立短期模型，將誤差修正項看做一個解釋變量，連同其他反映短期波動的解釋變量一起建立短期模型，即誤差修正模型(ECM)。則多變量的誤差修正模型就可以類似地建立，以本文中的三個變量為例：如果三個變量存在如下長期均衡關(guān)系：則其1階非均衡關(guān)系可寫成：于是它的一個誤差修正模型為：（3-6）式中，是長期參數(shù)，而模型中的是短期參數(shù)。若把式（3-1）的參數(shù)與式（3-6）中相應(yīng)的參數(shù)看做是相等的，那式（3-6）中的“”就是t-1期的非均衡誤差項。從理論上講，建立誤差修正模型一般采用兩步，分別建立區(qū)分數(shù)據(jù)長期特征和短期特征的模型。第一步，建立長期特征模型，即通過水平變量和OLS法估計出時間序列變量間的關(guān)系。此步驟就是本文的協(xié)整檢驗過程。第二步，建立短期動態(tài)關(guān)系，即誤差修正方程。將長期關(guān)系模型中各變量以一階差分形式重新加以構(gòu)造，并將長期關(guān)系模型所產(chǎn)生的殘差序列作為解釋變量引入，在一個從一般到特殊的檢驗過程中，對短期動態(tài)關(guān)系進行逐項檢驗，不顯著的項逐漸被剔除，直到最適當(dāng)?shù)谋硎痉椒ū徽业綖橹埂Ｍǔ笃谠趐=0,1,2,3中進行。因果關(guān)系檢驗格蘭杰因果檢驗(Grangercausalitytest)方法為2003年諾貝爾經(jīng)濟學(xué)獎得主克萊夫·格蘭杰(CliveW．J．Granger)所開創(chuàng)，該方法用于研究經(jīng)濟變量之間的因果關(guān)系。他給因果關(guān)系的定義為“依賴于使用過去某些時點上所有信息的最佳最小二乘預(yù)測的方差?！备裉m杰因果檢驗是運用F統(tǒng)計量來檢驗x的滯后值對Y的影響是否顯著，如果影響不顯著，那么稱X不是Y的Granger原因，反之，如果顯著，那么稱X是Y的Granger原因。同樣的道理，也可以用來檢驗Y的滯后值對X的影響是否顯著，從而來判斷Y是否是X的Granger原因。本文通過協(xié)整檢驗表明變量之間具有協(xié)整關(guān)系，即變量問具有長期的均衡關(guān)系，但是這種長期均衡的關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，還有待進一步驗證。當(dāng)和在統(tǒng)計上是平穩(wěn)序列時，如果變量x過去和現(xiàn)在的信息有助于改進變量Y的預(yù)測，則稱變量x是變量Y的格蘭杰原因。常用的格蘭杰檢驗?zāi)Ｐ蜑椋?3-7)(3-8)式中兩個白噪音序列假定為不相關(guān)的。檢驗的原假設(shè)是序列X(Y)不是序列Y(X)的格蘭杰成因，即。下面我們分成四種不同的情形來探討：(1)假設(shè)式（3-7）當(dāng)中，滯后的X系數(shù)的估計值在統(tǒng)計上整體顯著不為零，與此同時公式（3-8）當(dāng)中滯后的Y系數(shù)估計值在統(tǒng)計上整體顯著為零，那么，我們稱X是引起Y變化的原因，也就是說由X到Y(jié)存在單向因果關(guān)系。(2)假設(shè)公式（3-8）當(dāng)中，滯后的Y系數(shù)的估計值在統(tǒng)計上整體顯著不為零，與此同時公式（3-7）當(dāng)中滯后的X系數(shù)估計值在統(tǒng)計上整體顯著為零，那么，我們稱Y是引起Y變化的原因，也就是說由X到Y(jié)存在單向因果關(guān)系。(3)假設(shè)公式（3-7）中滯后的X系數(shù)的估計值在統(tǒng)計上整體顯著不為零，與此同時公式（3-8）中滯后的Y系數(shù)的估計值在統(tǒng)計上整體顯著不為零，則稱X和Y間存在反饋關(guān)系，或者雙向因果關(guān)系，也就是說，同時存在由X到Y(jié)的單向因果關(guān)系和由Y到X的單向因果關(guān)系。(4)假設(shè)公式（3-7）中滯后的X系數(shù)的估計值在統(tǒng)計上整體顯著為零，與此同時公式（3-8）中滯后的Y系數(shù)的估計值在統(tǒng)計上整體顯著為零，則稱X和Y間不存在因果關(guān)系，也就是說，X和Y是獨立的，它們之間不存在因果關(guān)系。診斷統(tǒng)計量為：其中，。在置信率下，，則拒絕原假設(shè)，我們則認為對有因果關(guān)系。對于格蘭杰因果檢驗，還需要注意一下兩個地方：(1)格蘭杰因果檢驗的前提是序列必須是平穩(wěn)序列，非平穩(wěn)序列很可能出現(xiàn)偽回歸。(2)格蘭杰檢驗中的因果關(guān)系是指的x的前期變化能有效地解釋y的變化，是檢驗統(tǒng)計上的時間先后順序，而不是我們?nèi)粘Ｉ钪姓f的因果關(guān)系。脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解在介紹脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解前，需要介紹VAR模型。VAR模型是指向量自回歸模型，基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質(zhì)建立模型，VAR模型把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的“向量”自回歸模型。VAR模型的應(yīng)用主要其系統(tǒng)的動態(tài)特征，常用于預(yù)測相互聯(lián)系的時間序列系統(tǒng)及分析隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊，從而解釋各種經(jīng)濟沖擊對經(jīng)濟變量形成的影響。脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解就是基于VAR模型進行分析的。脈沖響應(yīng)函數(shù)主要應(yīng)用于隨機擾動項的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前和未來的取值影響，即任何一個變量的擾動如何通過模型影響所有其他變量最終又反饋到自身的過程。VAR模型中各個模型變量的各期方差或標(biāo)準(zhǔn)差是其自身擾動及系統(tǒng)內(nèi)其他擾動共同作用的結(jié)果，方差分解的目的就是要將VAR系統(tǒng)中任意一個內(nèi)生變量的預(yù)測方差或標(biāo)準(zhǔn)差分解成各個變量的隨機沖擊所作的貢獻。比較這個相對重要性信息隨時間的變化，就可以估計出該變量的作用時滯后效應(yīng)大小。

第4章我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析4.1數(shù)據(jù)采集和處理4.1.1數(shù)據(jù)的采集產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變是一個高級化和合理化的動態(tài)過程，一般采用錢納里、庫茲涅茨、賽爾奎因等人提出的“標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)”，即用三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重和就業(yè)結(jié)構(gòu)的比值來判斷產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是否達到合理化和高級化。Romer(1985)認為：長期經(jīng)濟增長是由技術(shù)進步貢獻的，而短期經(jīng)濟增長是由資本和勞動等要素投入的增加所貢獻的。然而對于給定的資本、勞動和技術(shù)，不同的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會導(dǎo)致不同的生產(chǎn)。因此，研究不同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對生產(chǎn)影響的函數(shù)為。然而，當(dāng)計量經(jīng)濟模型中引入較多變量時，需要估計的參數(shù)個數(shù)就會增加，模型的自由度就會減少，過低的自由度會干擾模型分析的結(jié)果，因此，應(yīng)該適當(dāng)選擇變量的個數(shù)。那么從“標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)”模型中選擇指標(biāo)變的非常重要。運用秩相關(guān)分析，選擇相關(guān)度較高的指標(biāo)作為模型變量。表4-1秩相關(guān)分析Correlation第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重人均GDP第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重1.000000第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重-0.8615661.000000第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重-0.9835300.8115331.000000第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重0.972402-0.798397-0.9830921.000000第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重-0.4631650.5212070.413126-0.4789771.000000第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重-0.9488090.7213630.973749-0.9652950.2987761.000000人均GDP-0.9830850.8119780.999555-0.9817580.4104560.9733041.000000從表4-1可看出，1979—2008年我國三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和就業(yè)指標(biāo)與人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的Spearman相關(guān)系數(shù)分別為：-0.983、-0.982，0.812、0.410，0.999、0.973。由此可知，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重，就業(yè)比重及第三產(chǎn)業(yè)比重，就業(yè)比重與人均GDP呈高度相關(guān)。另外，根據(jù)福拉斯蒂埃（J.Fourastie）的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展定律，在進入工業(yè)化發(fā)展時期，第二產(chǎn)業(yè)的比重迅速上升，但有一個極值，在達到極值以后便開始下降，第三產(chǎn)業(yè)的比重繼續(xù)上升，超過第二產(chǎn)業(yè)，最后第一產(chǎn)業(yè)在三大產(chǎn)業(yè)中比重最低，同時第二產(chǎn)業(yè)開始呈下降趨勢，第三產(chǎn)業(yè)繼續(xù)上升，第三產(chǎn)業(yè)可以代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的規(guī)律。4.1.2數(shù)據(jù)的處理本文分析所使用的樣本數(shù)據(jù)取自于1979～2008年的年度數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站（/）。我國的經(jīng)濟改革始于1978年,從這一年開始,我國的經(jīng)濟發(fā)展與經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整才步入正常的軌道,開始了以需求導(dǎo)向為主的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整,因此,選取這一時間區(qū)間的樣本數(shù)據(jù)分析經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系更能揭示問題的實質(zhì)。具體數(shù)據(jù)如下表：表4-2原始數(shù)據(jù)年份第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)GDP總就業(yè)人數(shù)人均GDP年份第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)GDP總就業(yè)人數(shù)人均GDP197987951774063410254191994161801551548198674554044198098255324546423614631995199781688060794680655046198110775945489243725492199623326179277117768950584619821163609053234529552819972698818432789736981964201983133866065963464365831998305801886084402706376796198417867739720848197695199933873192058967771394715919852585835990164987385820003871419823992157208578581986299488111027551281963200144362202281096557302586221987357493951205952784111220024989921090120333737409398198845909933150435433413662003560052180913582374432105421989544810129169925533015192004645612301115987875200123361990588811979186686474916442005734332377118321775825140531991733712378217816549118932006847212461421192376400161651992935713098269236615223112007111351.94824917265810.30587699020169.4619931191614163353346680829982008131339.98725717314045.42717748023707.71由于每年的數(shù)據(jù)會受價格影響，所以對價值數(shù)據(jù)需要進行排除價格影響的處理。即以1978年為基期，用產(chǎn)值/當(dāng)年的價格指數(shù)*100，就可以得到產(chǎn)值的實際數(shù)據(jù)。然后需要得到第三產(chǎn)業(yè)的國內(nèi)生產(chǎn)總值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重（X1）和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占就業(yè)總?cè)藬?shù)的比重（X2），即X1=實際的第三產(chǎn)業(yè)總值/實際的國內(nèi)生產(chǎn)總值，X2=第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)/總就業(yè)人數(shù)。具體數(shù)據(jù)如表4-3。表4-3處理后數(shù)據(jù)年份第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重人均GDP年份第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重人均GDP19790.2157410.126191394.910519940.2751210.2300051113.1319800.2192270.130592409.734519950.271980.2479981265.93119810.2130030.135963418.723419960.2726960.261347.31519820.203930.134452418.383519970.2806680.2639971367.70319830.2015770.14226422.770119980.2961080.2669991355.40519840.2149110.16057443.239819990.3038860.2691338.38119850.23870.167606488.888920000.310130.2749951365.42119860.2357140.171818511.689720010.3158340.2770011393.56719870.2339650.17799538.238120020.3197860.2860051401.8519880.2368150.182814603.623520030.3194820.2930061438.00319890.2457890.183065655.023720040.3129550.3059971537.77119900.2453740.185007692.793920050.3104220.3134981595.66319910.2627850.189003740.610320060.3083680.3221731653.20119920.2754970.197999801.317620070.321110.3236391834.25419930.2714730.211996922.745520080.3190120.3319181989.236綜上，本文通過人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（Y）反映經(jīng)濟地增長,用第三產(chǎn)業(yè)的國內(nèi)生產(chǎn)總值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重（X1）和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占就業(yè)總?cè)藬?shù)的比重（X2）兩個指標(biāo)來反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的狀況。由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不改變原來變量之間的協(xié)整關(guān)系,并能使其趨勢線性化，去除異方差影響。所以，分別對人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（Y）、第三產(chǎn)業(yè)的國內(nèi)生產(chǎn)總值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重（X1）和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)總?cè)藬?shù)的比重（X2）進行自然對數(shù)變換,分別用LY、LX1、LX2表示自然對數(shù)的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、第三產(chǎn)業(yè)的國內(nèi)生產(chǎn)總值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)總?cè)藬?shù)的比重。利用上一小節(jié)所介紹的分析方法，運用軟件EViews6.0，對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系進行實證分析。4.2單位根檢驗在實際操作中，應(yīng)該先觀察各變量的趨勢圖，以確定ADF模型的選擇。圖4-1lx1、lx2、ly的趨勢圖從上圖可以看出lx1、lx2、ly明顯具有趨勢項和截距項，所以在單位根檢驗時，應(yīng)選擇小節(jié)3.1中的模型（三）。lx1、lx2、ly的ADF檢驗結(jié)果可由表4-4看出，都是非平穩(wěn)時間序列，所以需要進行一階差分。差分后的趨勢圖如圖4-2?？梢娨浑A差分后，已經(jīng)沒有了趨勢項，截距項不確定，需要由AIC和SC來確定最佳模型。圖4-2Dlx1、Dlx2、Dly的趨勢圖Dlx1、Dlx2、Dly的ADF檢驗結(jié)果如表4-4，三個變量都在5%著性水平上，拒絕原假設(shè)，說明差分后序列已經(jīng)平穩(wěn)。所以各序列是一階單整序列。表4-4ADF單位根檢驗變量ADF統(tǒng)計量（C，T，L）AICSC5%著性水平下的臨界值檢驗結(jié)果Lx1-3.127577(C，T，1)-4.126519-3.936204-3.580623不平穩(wěn)Lx2-2.432222(C，T，1)-4.497378-4.307063-3.580623不平穩(wěn)Ly-2.712713(C，T，1)-3.266295-3.077702-3.580623不平穩(wěn)Dlx1-3.980707(C，0，0)-3.925795-3.830638-2.971853平穩(wěn)Dlx2-3.365252(C，0，0)-4.389653-4.294496-2.971853平穩(wěn)Dly-2.859010(C，0，1)-3.769613-3.625631-2.627420(10%)平穩(wěn)注：（C，T，L）中的C、T、L分別表示截距、時間趨勢和滯后期。4.3協(xié)整檢驗由于在單位根檢驗中得知，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值是非平穩(wěn)時間序列，但其均是一階單整，所以可以采用EG兩步法，檢驗其是否具有協(xié)整關(guān)系。利用軟件可以得到如圖4-3：圖4-3產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的回歸分析我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的長期均衡方程為：（4-1）同時保存殘差，即均衡差的估計值，并用ADF模型檢驗其平穩(wěn)性，結(jié)果如表4-5。表4-5殘差的ADF單位根檢驗變量ADF統(tǒng)計量（C，T，L）AICSC5%著性水平下的臨界值檢驗結(jié)果-3.639149(C，0，3)-3.608140-3.366198-2.981038平穩(wěn)所以殘差是平穩(wěn)的時間序列，存在協(xié)整關(guān)系，即式（4-1）反映了三個時間序列之間的某種長期均衡關(guān)系，模型的變量選擇是合理的，回歸系數(shù)具有經(jīng)濟意義。又因為變量對數(shù)的差分近似等于該變量的變化率，所以從式（4-1）中可以得出第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出彈性和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口對經(jīng)濟增長的貢獻,即從長期來看,第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重增加0.5636%,人均GDP將會隨著增加1%,第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口增加1.4720%,人均GDP就會增加1%。誤差修正模型本文中的協(xié)整檢驗結(jié)果表明我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和我國經(jīng)濟發(fā)展存在長期均衡的關(guān)系，就意味著存在誤差修正模型，可對其短期關(guān)系作進一步研究。在協(xié)整分析的基礎(chǔ)上建立產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和我國經(jīng)濟發(fā)展的誤差修正模型，如圖4-4：圖4-4誤差修正回歸由上圖可得模型為：。其中為協(xié)整中的殘差項的滯后一期。誤差修正系數(shù)符號為負，符合反向修正機制．其修正速度為0.1712，表明向平衡狀態(tài)收斂力度并不大，當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)將以17.12%的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)調(diào)整為均衡狀態(tài)。這一調(diào)整系數(shù)說明我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對我國經(jīng)濟發(fā)展具有明顯的正向促進作用，我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動主要以短期波動的形式來影響GDP的變化，政府應(yīng)該時刻關(guān)注三次產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)變化，以便及時調(diào)整我國的國民經(jīng)濟健康、穩(wěn)定、持續(xù)的發(fā)展。另外，因為變量對數(shù)的差分近似地等于該變量的變化量，所以從估計結(jié)果還可以看出，在短期內(nèi)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)變動1%，將引起人均國內(nèi)生產(chǎn)總值同方向變動0.1896%；第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)變動1%，將引起人均國內(nèi)生產(chǎn)總值同方向變動0.5582%，而上一期國內(nèi)生產(chǎn)總值變化將引起本期的國內(nèi)生產(chǎn)總值同向變化0.6384%，這反映了慣性的延續(xù)。模型的預(yù)測由前兩小節(jié)可知我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系的長期均衡模型和短期修正模型，它們分別是：長期模型：短期模型：通過軟件EViews的使用，在兩個模型的基礎(chǔ)上可以進行預(yù)測，從而我們可以近一步檢驗?zāi)Ｐ偷暮侠硇浴Ｔ陂L期均衡模型的基礎(chǔ)上，我們已知X1=0.320978，X2=0.341086，對2009年的數(shù)據(jù)進行預(yù)測值。軟件得出的結(jié)果是Lyf=7.5713，此為人均GDP取對數(shù)后的值，進過對數(shù)變換，人均GDP預(yù)測值為yf=1941.6628。而2009年的實際值為1912.003（剔除價格影響后的值），長期預(yù)測值與實際值的相對誤差為1.55%。在圖4-5中，可以看到RMSE為0.084，MAE為0.069，擬合度精確。圖4-5預(yù)測圖形在短期誤差修正模型的基礎(chǔ)上，對2009年的數(shù)據(jù)進行預(yù)測，軟件預(yù)測的結(jié)果是：Dlyf=0.0352（Dlyf=lyf-lyf）。則人均GDP對數(shù)的預(yù)測值為：Lyf1=7.6307，人均GDP的預(yù)測值為：yf1=2060.4919。短期預(yù)測值與實際值的相對誤差為7.77%。根據(jù)實際值、長期預(yù)測值和短期預(yù)測，明顯可以得出短期預(yù)測誤差大。造成這一現(xiàn)象的主要原因是2009年的全球金融危機。雖然我國經(jīng)濟體系與國外不同，但隨著對外開放，全球經(jīng)濟一體化，我國仍然會受到金融風(fēng)暴的影響。從我國的一些價格指數(shù)也能說明問題。從2002年到2008年我國居民消費價格指數(shù)總體呈上升趨勢，由99.2上升到105.9，而2009年的居民消費價格指數(shù)為99.3，波動很大，而且呈下降趨勢。再來看人均GDP的表現(xiàn)，在剔除價格影響后，人均GDP呈上升趨勢，而2009年則突然下降，雖然幅度不大，但這仍然反應(yīng)了2009年，我國經(jīng)濟總體受到了全球經(jīng)濟危機的影響。所以2009年的短期預(yù)測值要比長期預(yù)測值大很多，表現(xiàn)出異常。表4-6顯示了我國1979-2008年的短期，長期預(yù)測值（剔除價格影響）。除個別年份，短期修正模型很好的修正了長期均衡模型，達到建立短期修正模型的目的。表4-6我國人均GDP預(yù)測值年份短期預(yù)測長期預(yù)測真實值年份短期預(yù)測長期預(yù)測真實值1979359.1298394.910519941011.666996.64431113.131980394.9105381.1433409.734519951205.5241106.3231265.9311981421.2037397.9312418.723419961337.0411187.7861347.3151982416.6203381.9499418.383519971384.5351234.6521367.7031983422.637412.3391422.770119981390.1971293.8441355.4051984458.8685510.9003443.239819991371.261327.4041338.3811985500.0882577.3637488.888920001368.2821386.9861365.4211986549.5463594.615511.689720011399.0971416.3831393.5671987576.1524623.6974538.238120021448.2251495.1121401.851988605.6335653.1818603.623520031472.1141548.4651438.0031989665.0016668.3704655.023720041533.4411631.4911537.7711990703.0906678.1849692.793920051637.8911682.9731595.6631991740.4424727.4299740.610320061700.0561745.4281653.2011992797.8164799.9824801.317620071755.3581797.6961834.2541993870.1936877.2958922.745520081923.841858.9121989.236表4-7相對誤差與絕對誤差年份短期的絕對誤差長期的絕對誤差短期的相對誤差長期的相對誤差年份短期的絕對誤差長期的絕對誤差短期的相對誤差長期的相對誤差1979-28.59-0.09061994-101.46-116.49-0.0912-0.10461980-14.82-20.79-0.0362-0.06981995-60.41-159.61-0.0477-0.126119812.48-36.430.0059-0.04971996-10.27-159.53-0.0076-0.11841982-1.76-10.43-0.0042-0.0871199716.83-133.050.0123-0.09731983-0.1367.66-0.0003-0.0247199834.79-61.560.0257-0.0454198415.6388.470.03530.1526199932.88-10.980.0246-0.0082198511.2082.930.02290.181020002.8621.570.00210.0158198637.8685.460.07400.162120015.5322.820.00400.0164198737.9149.560.07040.1588200246.3893.260.03310.066519882.0113.350.00330.0821200334.11110.460.02370.076819899.98-14.610.01520.02042004-4.3393.72-0.00280.0609199010.30-13.180.0149-0.0211200542.2387.310.02650.05471991-0.17-1.34-0.0002-0.0178200646.8692.230.02830.05581992-3.50-45.45-0.0044-0.00172007-78.90-36.56-0.0430-0.01991993-52.55-28.59-0.0570-0.04932008-65.40-130.32-0.0329-0.06554.6因果關(guān)系檢驗協(xié)整檢驗結(jié)果證明我國人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但這種長期均衡的關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需要進一步驗證。由圖4-6可以看出，在10%的置信水平下，人均GDP（Y）增長與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重（X1）增長互為格蘭杰因果關(guān)系，且第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重（X1）增長是人均GDP（Y）增長的格蘭杰原因較強。另外第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重（X2）增長是人均GDP（Y）增長的格蘭杰原因，人均GDP（Y）增長不是第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重（X2）增長的格蘭杰原因，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重（X2）增長是第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重（X1）增長的格蘭杰原因，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重（X1）增長不是第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重（X2）增長的格蘭杰原因。圖4-6滯后期為二的因果檢驗由于因果檢驗對滯后期的選擇異常敏感，為了克服滯后期選擇的主觀性，需要對模型進行具體分析，以檢驗?zāi)Ｐ偷挠行?。這里需要檢驗?zāi)Ｐ褪欠窬哂幸浑A自相關(guān)性。因為滯后期選擇2，所以模型可以這樣建立：在對此模型的殘差進行自相關(guān)性檢驗，如圖3-6。在5%的置信區(qū)間上，其收尾檢驗Prob值為0.334，大于0.05，接受原假設(shè)，不存在一階自相關(guān)性。以下模型類似推斷。圖4-7殘差相關(guān)性檢驗圖4-8殘差相關(guān)性檢驗圖4-9殘差相關(guān)性檢驗圖4-10殘差相關(guān)性檢驗圖4-11殘差相關(guān)性檢驗圖4-12殘差相關(guān)性檢驗綜上可得表4-8，可以看出模型滯后期為2是合理的。實際上也說明了我國第三產(chǎn)業(yè)主要為基礎(chǔ)設(shè)施和生產(chǎn)者服務(wù)，僅當(dāng)項目完成后，才能影響第三產(chǎn)業(yè)的增長，繼而影響國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長，而建設(shè)項目完成的時間一般要2～5年，在在一定程度上解釋了模型的滯后影響。表4-8自相關(guān)性檢驗結(jié)果滯后長度q=s=2格蘭杰因果性LM（1）結(jié)論X1不是Y的格蘭杰原因Y不是X的格蘭杰原因0.3340.639不存在一階自相關(guān)性X2不是Y的格蘭杰原因Y不是X2的格蘭杰原因0.3130.515不存在一階自相關(guān)性X2不是X1的格蘭杰原因X1不是X2的格蘭杰原因0.5550.768不存在一階自相關(guān)性脈沖響應(yīng)分析利用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分別從不同的角度分析變量之間的動態(tài)響應(yīng)特征。兩種分析方法考慮我國第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重（X1）和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重（X2）對人均GDP（Y）的影響。圖4-13變量對人均GDP的脈沖響應(yīng)由圖4-13可知，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重（LX1）的一個單位標(biāo)準(zhǔn)差在初期對人均GDP（LY）沒有產(chǎn)生影響。但隨著追蹤期的增加，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的一個單位標(biāo)準(zhǔn)差在初期對人均GDP產(chǎn)生影響，并在第六期達到最大。其總體呈現(xiàn)了先增大后減小的過程。第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重（LX2）的一個單位標(biāo)準(zhǔn)差對人均GDP（LY）的影響類似第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重（LX1）的一個單位標(biāo)準(zhǔn)差對人均GDP（LY）的影響，但更加劇烈，在第六期達到最大，并緩慢減小。脈沖響應(yīng)分析充分說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對我國經(jīng)濟發(fā)展具有長期顯著的影響，因而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，尤其是第三產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)調(diào)整，是促進我國經(jīng)濟發(fā)展的有力措施。4.8方差分解圖4-14人均GDP方差分解與脈沖響應(yīng)分析相比，方差分解分析通過分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的貢獻度，進一步評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。由圖4-14知，不考慮我國人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（LY）對自身的貢獻率，我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重（LX2）對人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（LY）的貢獻率最顯著，在第10期達到最大值，為24.52%，同時還有增加的趨勢。我國第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重（LX1）對人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（LY）的貢獻率較小，在第8期達到最大，為11.47。這與協(xié)整的分析結(jié)果相對應(yīng)。

第5章本文結(jié)論通過上述實證分析結(jié)果，能夠得出以下關(guān)于我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系的結(jié)論:(1)我國的人均GDP增長與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值所占GDP的比重、第三產(chǎn)業(yè)人口比重之間存在著惟一長期穩(wěn)定的動態(tài)均衡關(guān)系。這一動態(tài)的均衡關(guān)系,深刻揭示了我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長之間的長期變化規(guī)律,由于它是一個長期的趨勢方程,因此,通過它可以預(yù)測未來我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動與經(jīng)濟發(fā)展大致走勢,從而為我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整提供決策依據(jù)。另外,本文通過利用我國的具體數(shù)據(jù),印證了錢納里等人的“把發(fā)展中國家的增長進程理解為經(jīng)濟結(jié)構(gòu)全面轉(zhuǎn)變的一個組成部分最恰當(dāng)不過”結(jié)論。(2)人均GDP的增長與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重增加互為原因，即在我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化進程是由于經(jīng)濟的高速增長帶來的，但又不完全如此?；仡櫸覈?978年以來的經(jīng)濟體制改革，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整在大多數(shù)情況下不是需求驅(qū)動型而是制度驅(qū)動型的，確立市場在資源配置中的基礎(chǔ)性作用的市場經(jīng)濟體制改革源于90年代初，我國的市場經(jīng)濟體制還不是十分成熟和完善，存在許多資源向第三產(chǎn)業(yè)流動的制度障礙,導(dǎo)致人均GDP的增長引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的內(nèi)在生成機制沒有得到充分展現(xiàn)，有待于進一步發(fā)揮市場在資源配置的基礎(chǔ)性作用,使資源的流動更加順暢。第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的增加是人均GDP增長的原因。這一結(jié)論是我國大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)的實證依據(jù),大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)要求我們發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)中的信息產(chǎn)業(yè)、知識產(chǎn)業(yè)以及高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，這些產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)的第一、第二產(chǎn)業(yè)相比具有較高的科技含量、較高的附加值，由于“高低端產(chǎn)品價格剪刀差規(guī)律的作用，使得這些產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的驅(qū)動作用與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)相比更為明顯。(3)第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重（X2）增長是人均GDP（Y）增長的原因，人均GDP（Y）增長不是第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重（X2）增長的原因。隨著經(jīng)濟的增長，就業(yè)人口不斷地向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移,第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口比重的逐步上升會促進人均GDP的增長，這種因果關(guān)系驗證了當(dāng)勞動力向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移時，人均國民收入水平會進一步提高。(4)第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重（X2）增長是第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重（X1）增長的原因，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重（X1）增長不是第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重（X2）增長的原因。說明我國還是有勞動密集