1、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)課程論文產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響2011級(jí)金融7班 于曉琪 摘要：經(jīng)濟(jì)發(fā)展是以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為前提的，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)又有著密不可分的關(guān)系。本文采用1978年至2012年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，在模型中我們引入了三個(gè)變量：GDP增長(zhǎng)率、第一產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率、第二產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率和第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率，利用EVIEWS軟件對(duì)計(jì)量模型進(jìn)行了參數(shù)估計(jì)和檢驗(yàn)，多重共線性的檢驗(yàn)，異方差的檢驗(yàn)和自相關(guān)的檢驗(yàn)并加以修正。研究三大產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，從而得出調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要性。一、問(wèn)題提出：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)通常是指在一個(gè)較長(zhǎng)的時(shí)間跨度上，一個(gè)國(guó)家人均產(chǎn)出（或人

2、均收入）水平的持續(xù)增加。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的高低體現(xiàn)了一個(gè)國(guó)家或地區(qū)在一定時(shí)期內(nèi)經(jīng)濟(jì)總量的增長(zhǎng)速度，也是衡量一個(gè)國(guó)家或地區(qū)總體經(jīng)濟(jì)實(shí)力增長(zhǎng)速度的標(biāo)志。它構(gòu)成了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的物質(zhì)基礎(chǔ)，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與優(yōu)化升級(jí)對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)乃至經(jīng)濟(jì)發(fā)展至關(guān)重要。一個(gè)國(guó)家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的狀態(tài)及優(yōu)化升級(jí)能力，是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要?jiǎng)恿ΑＪ髨?bào)告提出，推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，形成以高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)為先導(dǎo)、基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)和制造業(yè)為支撐、服務(wù)業(yè)全面發(fā)展的產(chǎn)業(yè)格局。十七大報(bào)告明確指出，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，這是關(guān)系國(guó)民經(jīng)濟(jì)全局緊迫而重大的戰(zhàn)略任務(wù)。十二五規(guī)劃綱要又將經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)戰(zhàn)略性調(diào)整作為主攻方向和核心任務(wù)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)對(duì)于促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)全面協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展具

3、有重要作用。二、模型的設(shè)定及數(shù)據(jù)說(shuō)明、模型設(shè)定通過(guò)對(duì)數(shù)據(jù)觀察，根據(jù)搜集的1978年至2012年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，建立模型。其模型表達(dá)式為：Yt=+1X1+2X2+3X3+i (i=1,2,3)其中：Y表示國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的年增長(zhǎng)率，X1、X2、X3分別表示第一、二、三產(chǎn)業(yè)的年增長(zhǎng)率，表示在不變情況下，經(jīng)濟(jì)固有增長(zhǎng)率?？山普J(rèn)為，表明國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)為三次產(chǎn)業(yè)增加值增長(zhǎng)率的加權(quán)和，而i分別表示各產(chǎn)業(yè)部門在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的權(quán)數(shù)；i Xi則表示各產(chǎn)業(yè)部門對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。i表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。通過(guò)上式，我們可以了解到，各產(chǎn)業(yè)每增長(zhǎng)個(gè)百分點(diǎn)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)會(huì)如何變化。從而進(jìn)行經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)，為產(chǎn)業(yè)政策調(diào)整提

4、供依據(jù)與參考。、數(shù)據(jù)說(shuō)明本數(shù)據(jù)來(lái)源自中國(guó)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)年鑒2013年年份GDP增長(zhǎng)率第一產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率第二產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率198288272414139751553198312009364211307901919842088668331706956341985250828509107209758198613965589387464589198717356737715934006319882474751751955809381989129596426103628295199098603567186613056199116679385535361519922360708489816180619933

5、123834431870185281994364067446374643981199526133678326775288719961707883791548786911997109536621304305251998687480832601736819996249564620001063538452001105232708200297373620031287270072004177110099200515673812620061696631522007228814512200818146445120098552070220101777925572011178303791201296887902

6、其中，GDP增長(zhǎng)率、第一產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率、第二產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率和第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率都是由2013年國(guó)家統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)庫(kù)中用下一年的數(shù)據(jù)減去上一年的數(shù)據(jù)除以上一年的數(shù)據(jù)得出來(lái)的。三、模型參數(shù)估計(jì)運(yùn)用eview5軟件，采用最小二乘法，對(duì)表一中的數(shù)據(jù)進(jìn)行線性回歸，對(duì)所建模型進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)下圖。從估計(jì)結(jié)果可得模型：=+X1+98946X2+X3Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 05/28/14 Time: 20:26Sample: 1981 2011Included observations: 31VariableCoefficientStd. Err

7、ort-StatisticProb.CX1X2X3R-squaredMean dependent varAdjusted R-squaredS.D. dependent varS.E. of regressionAkaike info criterionSum squared residSchwarz criterionLog likelihoodF-statisticDurbin-Watson statProb(F-statistic)四、模型的檢驗(yàn)通過(guò)上述線性回歸得到模型，現(xiàn)在就其具體形式進(jìn)行檢驗(yàn)：、經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)通過(guò)估計(jì)所得到參數(shù)，可進(jìn)行經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)：=，表示當(dāng)三大產(chǎn)業(yè)保持原有規(guī)模，我國(guó)G

8、DP仍能增加個(gè)百分點(diǎn)。這種結(jié)果符合經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)律，合理。1 =,表示在其他條件不變的情況下，第一產(chǎn)業(yè)每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，GDP增加個(gè)百分點(diǎn)；反之，降低，符合經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)。2=98946,表示在其他條件不變的情況下，第產(chǎn)業(yè)每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，GDP增加98946個(gè)百分點(diǎn)；反之，降低98946，符合現(xiàn)實(shí)。3 =,表示在其他條件不變的情況下，第一產(chǎn)業(yè)每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，GDP增加個(gè)百分點(diǎn)；反之，降低，合理。 綜上可知，該模型符合經(jīng)濟(jì)意義，經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)通過(guò)。2、統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn) 擬合優(yōu)度檢驗(yàn) 樣本決定系數(shù)R2的值越接近1，說(shuō)明回歸直線對(duì)觀測(cè)值的擬合程度越好；反之，R2的值越接近0，說(shuō)明回歸直線對(duì)觀測(cè)值的擬合程度越差。95

9、4090.8，可見(jiàn)其擬合優(yōu)度不錯(cuò)。 調(diào)整后的樣本決定系數(shù)948990.8，所以，其擬合程度不錯(cuò)。方程顯著性檢驗(yàn)有模型可知總離差平方和TSS的自由度為30(n-1),回歸平方和ESS的自由度為3。所以，殘差平方和的自由度為27(n-k-1)。H0: i =0 H1: i0 在H0成立的條件下，統(tǒng)計(jì)量F= (ESS/k)/(RSS/(n-K-1)=而在=0.05,n=31,k=3時(shí)，查表得F(3,27)6，由此可知，應(yīng)拒絕原假設(shè)，接受H1，認(rèn)為回歸方程顯著成立。參數(shù)顯著性檢驗(yàn)H0: i =0 H1: i0在H0成立的條件下，統(tǒng)計(jì)量Ti=(i-i)/S(i)當(dāng)i =0時(shí)，T1=、T2=、T3=；在=

10、0.05,n=30,k=3時(shí)，查表得T25(27)2,得TiT25(27)=2.056,則拒絕原假設(shè)，接受備選假設(shè)，即認(rèn)為i顯著不為0 。3、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)解釋變量之間的多重共線性檢驗(yàn) = 1 * GB3 檢驗(yàn)：由F(3,27)=(顯著性水平)表明模型從整體上看GDP增長(zhǎng)率與解釋變量間線形關(guān)系顯著。這里采用簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)矩陣法對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn) X1X2X3X11.0000000X21.0000000X31.0000000從結(jié)果可知，之間存在高度相關(guān)。 = 2 * GB3 * MERGEFORMAT 找出最簡(jiǎn)單的回歸形式分別作與，間的回歸：Dependent Variable: YMethod: Le

11、ast SquaresDate: 05/28/14 Time: 21:38Sample: 1981 2011Included observations: 31VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.CX1R-squaredMean dependent varAdjusted R-squaredS.D. dependent varS.E. of regressionAkaike info criterionSum squared residSchwarz criterionLog likelihoodF-statisticDurbin-Watso

12、n statProb(F-statistic) = 1 * GB2 * MERGEFORMAT (5.348795) （6.145002）=0.565615 F= D.W.=Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 05/28/14 Time: 21:44Sample: 1981 2011Included observations: 31VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.CX2R-squaredMean dependent varAdjusted R-squaredS.D. depen

13、dent varS.E. of regressionAkaike info criterionSum squared residSchwarz criterionLog likelihoodF-statisticDurbin-Watson statProb(F-statistic) = 2 * GB2 * MERGEFORMAT (4.926258) (20.11652)=0.933130 F= D.W.=Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 05/28/14 Time: 21:49Sample: 1981 2011Included o

14、bservations: 31VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.CX3R-squaredMean dependent varAdjusted R-squaredS.D. dependent varS.E. of regressionAkaike info criterionSum squared residSchwarz criterionLog likelihoodF-statisticDurbin-Watson statProb(F-statistic) = 3 * GB2 * MERGEFORMAT (1.396082) (8.09

15、0725)=0.692991 F=65.45983 D.W.=可見(jiàn)，第二產(chǎn)業(yè)對(duì)GDP影響最大，因此選 = 2 * GB2 * MERGEFORMAT 為初始的回歸模型。從而得出最有簡(jiǎn)單回歸方程 = 3 * GB3 * MERGEFORMAT 逐步回歸將其余變量逐一引入Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 05/28/14 Time: 22:00Sample: 1981 2011Included observations: 31VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.CX1X2R-squa

16、redMean dependent varAdjusted R-squaredS.D. dependent varS.E. of regressionAkaike info criterionSum squared residSchwarz criterionLog likelihoodF-statisticDurbin-Watson statProb(F-statistic)由表可知，引入后擬合優(yōu)度改善，各項(xiàng)指標(biāo)符合經(jīng)濟(jì)意義。Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 05/28/14 Time: 22:05Sample: 1981 201

17、1Included observations: 31VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.CX1X2X3R-squaredMean dependent varAdjusted R-squaredS.D. dependent varS.E. of regressionAkaike info criterionSum squared residSchwarz criterionLog likelihoodF-statisticDurbin-Watson statProb(F-statistic)引入后，各項(xiàng)指標(biāo)都符合經(jīng)濟(jì)意義。逐步回歸cD.W.t

18、值(4.926258)(20.11652)t值(5.704735)(5.260280)(18.26558)t值(5.446953)(14.51908)(27.17498)(13.06974)綜上所述，該模型不存在共線性問(wèn)題。其模型為為最優(yōu)模型。異方差性檢驗(yàn)懷特檢驗(yàn)：有交叉項(xiàng)的：White Heteroskedasticity Test:F-statisticProbabilityObs*R-squaredProbabilityTest Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 06/08/14 Time: 20:

19、17Sample: 1981 2011Included observations: 31VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.CX1X12X1*X2X1*X3X2X22X2*X3X3X32R-squaredMean dependent varAdjusted R-squaredS.D. dependent varS.E. of regressionAkaike info criterionSum squared residSchwarz criterionLog likelihoodF-statisticDurbin-Watson statP

20、rob(F-statistic)懷特統(tǒng)計(jì)量n=31*0.230439=7.143609，該值小于5%顯著水平下、自由度為9的分布的相應(yīng)臨界值=11.07，因此，接受同方差的原假設(shè)。所以不存在異方差性。（3）序列相關(guān)性檢驗(yàn)在給定=0.05，n=31,k=3,查D-W統(tǒng)計(jì)表，得dL3,dU=1.65。由dL3DW=1.510010du=1.65，不能確定是否存在自相關(guān)性。引入時(shí)間變量T（T=1,2，31）以平方的形式出現(xiàn)，Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/08/14 Time: 22:52Sample: 1981 2011Incl

21、uded observations: 31VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.CX1X2X3T2R-squaredMean dependent varAdjusted R-squaredS.D. dependent varS.E. of regressionAkaike info criterionSum squared residSchwarz criterionLog likelihoodF-statisticDurbin-Watson statProb(F-statistic)回歸函數(shù)變化為： () () () () ()= = F=

22、 D.W.=這里，D.W.值大于5%顯著水平下的D.W.檢驗(yàn)，因此存在虛假序列相關(guān)。LM檢驗(yàn)：Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:F-statisticProbabilityObs*R-squaredProbabilityTest Equation:Dependent Variable: RESIDMethod: Least SquaresDate: 06/08/14 Time: 23:11Presample missing value lagged residuals set to zero.VariableCoefficientStd. E

23、rrort-StatisticProb.CX1X2X3T2RESID(-1)R-squaredMean dependent varAdjusted R-squaredS.D. dependent varS.E. of regressionAkaike info criterionSum squared residSchwarz criterionLog likelihoodF-statisticDurbin-Watson statProb(F-statistic)含1階滯后殘差項(xiàng)的輔助回歸為：（） （）（） （）（）（）=LM=30*0.025697=0.77091，該值小于顯著水平為5%。自由度為1的分布的臨界值（1）=3.84，由此判斷原模型不存在1階序列相關(guān)性。對(duì)策建議改革開(kāi)放以來(lái)，第二產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率最高，其次是第三產(chǎn)業(yè)、第一產(chǎn)業(yè)；第二、三產(chǎn)業(yè)所占比重逐年增大，其中，以第三產(chǎn)業(yè)增速最快，而第一產(chǎn)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中所占比重逐年下降。1、堅(jiān)持科學(xué)發(fā)展觀，加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級(jí)，形成以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)為先導(dǎo)，基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)和制造業(yè)為支撐、服務(wù)業(yè)全面發(fā)展的產(chǎn)業(yè)格局