計量經(jīng)濟學(xué)課程論文——論產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對我國GDP與經(jīng)濟增長的影響

1、 論產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對我國經(jīng)濟增長的影響（朱迎，經(jīng)貿(mào)與會展學(xué)院，國際貿(mào)易學(xué)，2013110019） 【摘要】產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長互相依賴，相互促進。在一定條件下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動是經(jīng)濟增長的基礎(chǔ)，是促進經(jīng)濟增長的主要因素。強調(diào)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變也是當(dāng)前經(jīng)濟增長的發(fā)展要求。本文采用1992年至2010年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，通過建立多元線性回歸模型，運用Eviews6.0軟件，研究三大產(chǎn)業(yè)的增長對我國經(jīng)濟增長的貢獻，從而得出調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，促進我國經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的重要性。 【關(guān)鍵詞】經(jīng)濟增長、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)濟增長相互之間的關(guān)系研究一直是國內(nèi)外學(xué)者關(guān)注的重

2、要課題。同時隨著經(jīng)濟的不斷增長和產(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)的變動對經(jīng)濟增長的影響對于我國調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進經(jīng)濟科學(xué)健康發(fā)展具有極大地理論推動作用。 二、經(jīng)濟理論陳述 （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、不動產(chǎn)業(yè)、運輸、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)濟理論在一定的技術(shù)條件下，一個經(jīng)濟通過專業(yè)化和社會分工會形成一定的

3、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)濟的增長方式。經(jīng)濟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就提出：一個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，而一個經(jīng)濟的產(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個國家的經(jīng)驗數(shù)據(jù)進行比較后發(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個國家的經(jīng)驗數(shù)據(jù)說明，當(dāng)一個國家的經(jīng)濟規(guī)模發(fā)生變化時，服務(wù)行業(yè)和農(nóng)業(yè)變化最小，而制造業(yè)增長最大，由此提出產(chǎn)業(yè)增長

4、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)濟學(xué)家通過國別的經(jīng)驗數(shù)據(jù)從不同角度紛紛說明經(jīng)濟增長的工業(yè)化模式，但有經(jīng)濟學(xué)家發(fā)現(xiàn)存在著大量經(jīng)濟事實與錢納里的經(jīng)濟增長模式相反，他們通過經(jīng)驗數(shù)據(jù)說明在人均收入水平很高時，服務(wù)行業(yè)的快速增長會降低制造業(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)濟增長做出的分析研究1、對某個或某些省份產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的關(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)濟增長起到了一定的作用，但對于哪個產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的影響最顯著，看法不一，有的省份是第二產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長影響最大，經(jīng)濟增長又反過

5、來推動第一、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)者是運用協(xié)整理論和格蘭杰因果關(guān)系檢驗理論進行實證分析，來研究經(jīng)濟增長與產(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)濟增長主要是依靠制度改革和第三產(chǎn)業(yè)拉動，第三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的影響最大。近幾年來，學(xué)者對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行研究，認(rèn)為主要是第二、第三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長起到拉動作用，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1 1992-2010年累計國內(nèi)生產(chǎn)總值表 單位：億元年份GDP第一產(chǎn)業(yè)第二產(chǎn)業(yè)第三產(chǎn)業(yè)199226923.

6、55866.611699.59357.4199335333.96963.816454.411915.7199448197.89572.722445.416179.8199560793.712135.828679.519978.5199671176.614015.433834.923326.2199778973.114441.937543.026988.1199884402.314817.639004.230580.5199989677.114770.141033.633873.4200099214.614944.745555.938713.92001109655.215781.349512.3

7、44361.62002120332.716537.153896.849898.92003135822.817381.762436.356004.72004159878.321412.773904.364561.32005184937.42242087598.174919.32006216314.424040103719.588554.92007265810.328627125831.4111351.92008314045.433702149003.41313402009340902.835226157638.8148038.02010397983.240497186480.8171005.4

8、數(shù)據(jù)來源：中華人民共和國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站分析各產(chǎn)業(yè)對GDP的影響，可以借助增長率這個指標(biāo)，通過對上述表格中數(shù)據(jù)的計算整理，可以得到下表，即各年的增長率。表2 1993-2010年GDP及各產(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)增長率第三產(chǎn)業(yè)增長率199331.238318.701940.642227.3405199436.406737.464436.409435.7849199526.133726.775327.774323.4781199617.078815.487917.976316.7570199710.95373.043110.959215.698619986.87

9、482.60173.892013.310719996.2496-0.32125.203010.7682200010.63541.182811.021014.2900200110.52335.59768.684714.588220029.73744.78898.855312.4822200312.87275.107815.844212.2363200417.710923.191118.367515.2784200515.67394.704218.529116.0437200616.96637.225718.403818.2004200722.881519.080721.318925.743420

10、0818.146417.728018.415117.950420098.55214.52205.795412.7136201016.743914.963418.296215.5145 數(shù)據(jù)來源：由表1計算所得四、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)計數(shù)據(jù)，建立模型。其模型表達式為：其中：表示國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的年增長率，、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)濟固有增長率。可近似認(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，而分別表示各產(chǎn)業(yè)部門在經(jīng)濟增長中的權(quán)數(shù)；則表示各產(chǎn)業(yè)部門對經(jīng)濟增長的貢獻。表示隨機誤差項。通過上式，我們可以了解到，各產(chǎn)業(yè)每

11、增長個百分點，國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)會如何變化，從而進行經(jīng)濟預(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: 18VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C0.0435790.3040800.1433140.8881X10.1704350.01493311.413100.0000X20.4411250.0

12、1770924.908970.0000X30.3876240.02957913.104690.0000R-squared0.998638 Mean dependent var16.40997Adjusted R-squared0.998346 S.D. dependent var8.306629S.E. of regression0.337845 Akaike info criterion0.860671Sum squared resid1.597950 Schwarz criterion1.058531Log likelihood-3.746040 F-statistic3420.978Du

13、rbin-Watson stat1.160565 Prob(F-statistic)0.000000通過上述線性回歸得到模型，現(xiàn)在就其具體形式進行檢驗：、經(jīng)濟意義檢驗（1）= 0.0436，表示當(dāng)三大產(chǎn)業(yè)保持原有規(guī)模，我國GDP仍能增加0.0436個百分點。這種結(jié)果符合經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律。（2）= 0.1704，表示在其他條件不變的情況下，第一產(chǎn)業(yè)每增長1個百分點，GDP增加0.1704個百分點；反之，降低0.1704，符合經(jīng)濟現(xiàn)實。（3）= 0.4411，表示在其他條件不變的情況下，第產(chǎn)業(yè)每增長1個百分點，GDP增加0.4411個百分點；反之，降低0.4411，符合經(jīng)濟現(xiàn)實。（4）= 0.3876

14、，表示在其他條件不變的情況下，第一產(chǎn)業(yè)每增長1個百分點，GDP增加0.3876個百分點；反之，降低0.3876，符合經(jīng)濟現(xiàn)實。 綜上可知，該模型符合經(jīng)濟意義，經(jīng)濟意義檢驗通過。2、統(tǒng)計檢驗（1）擬合優(yōu)度檢驗的值越接近1，說明回歸直線對觀測值的擬合程度越好；反之，的值越接近0，說明回歸直線對觀測值的擬合程度越差。由回歸參數(shù)估計結(jié)果可得，樣本決定系數(shù)=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檢驗針對：=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(3,14)=3.34。由OLS回歸分析表得到F=3420.978，由于

15、F=3420.978> (3,14)= 3.34，應(yīng)拒絕原假設(shè)，說明回歸方程顯著，即第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)、等變量聯(lián)合起來確實對國內(nèi)收入總值GDP有顯著影響。（3）t檢驗分別針對:=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=2.145。由上表中數(shù)據(jù)可得，與，對應(yīng)的t統(tǒng)計量分別為0.143314、11.41310、24.90897、13.10469，因而，的t檢驗量小于=2.145，其t檢驗不顯著，但是模型的可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗值也明顯顯著，這表明很可能存在多重共線性。（4）多重共線性檢驗表3 相關(guān)系數(shù)矩陣X1X2X3X1 1.00000

16、0 0.809328 0.835497X2 0.809328 1.000000 0.877514X3 0.835497 0.877514 1.000000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，證實可能確實存在多重共線性。采用逐步回歸法，去檢驗和解決多重共線性問題。分別作Y對、的一元回歸，結(jié)果如表4所示。表4 一元回歸估計結(jié)果變量X1X2X3參數(shù)估計值0.71570.80161.2228t統(tǒng)計量8.195016.719112.09970.80760.94590.9015修正0.79560.94250.8953其中，加入的方程修正的最大，因而以為基礎(chǔ)，順次加入其他變量逐步回歸。

17、結(jié)果如下表5所示。表5 加入新變量的回歸結(jié)果變量變量修正，0.2575（5.47130）0.5859（12.0288）0.9795，0.4995（9.5015）0.5378（6.5463）0.9841當(dāng)分別加入、后，修正R均有所增加，t檢驗也均顯著。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：（5）異方差檢驗利用White檢驗，得到已下結(jié)果：White Heteroskedasticity Test:F-statistic1.364186 Probability0.336142Obs*R-squared10.89859 Probability0.282724Tes

18、t Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 12/14/13 Time: 22:26Sample: 1993 2010Included observations: 18VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-0.2817820.562185-0.5012270.6297X1-0.0005730.031866-0.0179810.9861X120.0014040.0012571.1166820.2965X1*X2-0.0003610.003956-0.091

19、2980.9295X1*X3-0.0022750.004225-0.5385090.6049X20.0147060.0427340.3441190.7396X220.0014500.0021020.6898260.5098X2*X3-0.0033640.005342-0.6297830.5464X30.0102260.0925080.1105450.9147X320.0026650.0047920.5561060.5933R-squared0.605477 Mean dependent var0.088775Adjusted R-squared0.161639 S.D. dependent v

20、ar0.106894S.E. of regression0.097874 Akaike info criterion-1.510082Sum squared resid0.076635 Schwarz criterion-1.015431Log likelihood23.59074 F-statistic1.364186Durbin-Watson stat1.503233 Prob(F-statistic)0.336142從結(jié)果看出，=0.605477*18=10.898586< 臨界值16.9190，所以表明模型不存在異方差。（6）序列相關(guān)檢驗DW=1.1606，給定顯著性水平=0.0

21、5，查DurbinWatson 表，n=18，k=3，得下限臨界值= 0.933，=1.696，因為DW=1.1606。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 endpointsConvergence achieved after 6 iterationsVariableCoef

22、ficientStd. Errort-StatisticProb. C-0.3674360.286155-1.2840470.2234X10.1443120.01242511.614300.0000X20.4782220.01952224.497110.0000X30.3985670.02602915.312450.0000AR(1)0.2529920.1965061.2874530.2222R-squared0.999214 Mean dependent var15.53771Adjusted R-squared0.998952 S.D. dependent var7.665621S.E.

23、of regression0.248179 Akaike info criterion0.290598Sum squared resid0.739116 Schwarz criterion0.535661Log likelihood2.529916 F-statistic3813.133Durbin-Watson stat1.706340 Prob(F-statistic)0.000000Inverted AR Roots .25經(jīng)過修正，DW=1.7063，查表n=17，k=3，得到=0.897，=1.710，此時DW值大于的值，但接近的值，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

24、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)濟預(yù)測利用Eviews軟件進行預(yù)測，結(jié)果如下：年份GDPGDP預(yù)測值199226923.531212.387758199335333.934025.517106199448197.943117.53047199560793.759236.195448199671176.672988.386582199778973.082279.069674199884402.387924.961801199989677.091016.141271200099214.695325.3967882001109655.2107275.22562002120332.7119351.524822003135822.8130729.677822004159878.3149471.524872005184937.4180275.893362006216314.4208633.209942007265810.3245022.07