...wd......wd......wd...分析產(chǎn)業(yè)構造對經(jīng)濟增長的影響xx市近年來隨著經(jīng)濟迅猛開展，經(jīng)濟實力不斷增強。經(jīng)濟開展以經(jīng)濟增長為前提，而經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)構造變動有著密不可分的關系。在一定條件下，產(chǎn)業(yè)構造變動是經(jīng)濟增長的根基，是促進經(jīng)濟增長的主要因素。強調(diào)產(chǎn)業(yè)構造的轉變也是當前經(jīng)濟增長的開展要求。本文采用1985年至2014年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，通過建設多元線性回歸模型，運用Eviews軟件，建設計量經(jīng)濟學模型，研究三大產(chǎn)業(yè)的增長對西安市經(jīng)濟增長的奉獻，從而得出調(diào)整產(chǎn)業(yè)構造對轉變經(jīng)濟開展方式，促進xx市經(jīng)濟可持續(xù)開展的重要意義。關鍵詞：經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)構造、回歸分析、模型檢驗目錄緒論1〔一〕問題的提出及研究意義11．問題的提出12．研究意義1〔二〕研究思路1一、xx市經(jīng)濟現(xiàn)狀2二、數(shù)據(jù)收集及模型設定2〔一〕數(shù)據(jù)收集與處理2〔二〕模型的設定4三、模型參數(shù)估計4四、模型檢驗5〔一〕經(jīng)濟意義檢驗5〔二〕統(tǒng)計檢驗61．擬合優(yōu)度檢驗62．F檢驗63．t檢驗6〔三〕計量經(jīng)濟學檢驗61．解釋變量間的多重共線性檢驗62．自相關性檢驗73．異方差性經(jīng)歷7五、根據(jù)數(shù)據(jù)進展對GDP的影響分析8六、對策建議9〔一〕轉變經(jīng)濟開展方式，推動產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級9〔二〕加大對農(nóng)業(yè)的投入，調(diào)整農(nóng)業(yè)內(nèi)部產(chǎn)業(yè)構造9〔三〕堅持走新興工業(yè)化道路9〔四〕積極推進服務業(yè)開展及轉型10〔五〕注重發(fā)揮市場機制的作用10緒論〔一〕問題的提出及研究意義1．問題的提出經(jīng)濟增長是指在一個較長時間跨度上，一個國家人均產(chǎn)出〔或人均收入〕的水平持續(xù)增加。經(jīng)濟增長率上下表達了一個國家或地區(qū)在一定時期內(nèi)經(jīng)濟總量增長速度的快慢，也是衡量一個國家或地區(qū)總體經(jīng)濟實力增長速度的標志。而決定經(jīng)濟增長的直接因素有投資量、勞動量和生產(chǎn)率水平。用現(xiàn)價計算的GDP，可以反映一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟開展規(guī)模，用不變價計算的國內(nèi)生產(chǎn)總值可以計算經(jīng)濟增長的速度。它構成了經(jīng)濟開展的物質(zhì)根基，而產(chǎn)業(yè)構造的調(diào)整與優(yōu)化升級對于經(jīng)濟增長甚至經(jīng)濟開展至關重要。傳統(tǒng)的經(jīng)濟增長理論是在競爭均衡的假設條件下，認為經(jīng)濟的增長是各種生產(chǎn)要素投入的結果，總產(chǎn)出函數(shù)是資本積累、勞動力增加以及技術變化的長期作用結果。而構造主義非均衡增長理論則認為傳統(tǒng)經(jīng)濟增長理論關于競爭均衡的假設在實際中并不成立，構造主義理論認為，實際中這種競爭均衡的假設是不可能存在的，由于各個部門的生產(chǎn)技術、產(chǎn)品需求、要素供應等都是各不一樣的，生產(chǎn)要素在不同的部門其報酬率必然也就不一樣，這樣一來，生產(chǎn)要素在不同部門之間的流動會使得總產(chǎn)出增加，因而產(chǎn)業(yè)構造變動會促進經(jīng)濟增長；反過來，經(jīng)濟增長在不同部門間也是不完全均衡的，經(jīng)濟的增長也會影響到產(chǎn)業(yè)構造的變化。2．研究意義20世紀以來，產(chǎn)業(yè)構造調(diào)整與經(jīng)濟增長相互之間的關系研究一直是國內(nèi)外學者關注的重要課題。一個地區(qū)產(chǎn)業(yè)構造的狀態(tài)和優(yōu)化升級能力，是經(jīng)濟開展的重要動力。推進產(chǎn)業(yè)構造優(yōu)化升級，形成以高新技術產(chǎn)業(yè)為先導、根基產(chǎn)業(yè)和制造業(yè)為支撐、服務業(yè)全面開展的產(chǎn)業(yè)格局。推動產(chǎn)業(yè)構造優(yōu)化升級，這關系國民經(jīng)濟全局緊迫而重大的戰(zhàn)略任務。產(chǎn)業(yè)構造優(yōu)化升級對于促進西安市經(jīng)濟全面協(xié)調(diào)可持續(xù)開展具有重要作用?！捕逞芯克悸繁疚闹饕芯课靼彩挟a(chǎn)業(yè)構造對經(jīng)濟增長的影響，內(nèi)容涉及統(tǒng)計學，計量經(jīng)濟學等學科領域。運用計量經(jīng)濟學知識，建設適宜的模型，利用Eviews6軟件進展求解、檢驗，分析第一、二、三產(chǎn)業(yè)對西安市經(jīng)濟增長的影響，得出相應的結論，并提出相應的政策和建議，實現(xiàn)經(jīng)濟的快速開展。首先提出了本文要研究的問題及其現(xiàn)實研究意義，凸顯本文的研究價值。簡述現(xiàn)西安市產(chǎn)業(yè)構造及經(jīng)濟狀況。從西安市統(tǒng)計局獲取數(shù)據(jù)并處理，建設多元回歸模型，進展參數(shù)估計，得出回歸方程。分別進展經(jīng)濟意義檢驗、統(tǒng)計檢驗、計量經(jīng)濟學檢驗并對結果進展分析，根據(jù)上述研究，對提高西安市經(jīng)濟增長提出建議和對策。西安市經(jīng)濟現(xiàn)狀西安處于關中平原的中部，是陜西省的政治、經(jīng)濟和文化中心。近年來，隨著國家西部大開發(fā)戰(zhàn)略的深入推進，西安經(jīng)濟社會進入了快速開展的新階段，經(jīng)濟總量擴張迅速，綜合實力得到了明顯增強，特別是2010年以來，西安市生產(chǎn)總值出現(xiàn)了持續(xù)快速增長的良好勢頭。從總體上看，西安市的產(chǎn)業(yè)構造正在向著更加合理的方向開展。西安第三產(chǎn)業(yè)總量偏小、但增速快、開展?jié)摿^大。隨著城市化進程的加快，西安的科技、旅游、文化優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)等正帶動城市第三產(chǎn)業(yè)的蓬勃開展，第三產(chǎn)業(yè)開展?jié)摿^大。二、數(shù)據(jù)收集及模型設定〔一〕數(shù)據(jù)收集與處理由西安市統(tǒng)計局官網(wǎng)得到以下數(shù)據(jù)：表2-11984-2014年西安市生產(chǎn)總值表(本表按當年價格計算)單位：億元年份Year生產(chǎn)總值GrossDomesticProduct第一產(chǎn)業(yè)PrimaryIndustry第二產(chǎn)業(yè)SecondaryIndustry第三產(chǎn)業(yè)TertiaryIndustry198444.147.4524.1712.52198557.588.7630.8317.99198665.789.5933.8622.33198780.1610.7337.6931.74198899.2211.4746.5841.171989109.3812.7848.9147.691990116.5113.9450.1552.421991136.1417.1757.0661.911992164.8518.7869.2276.851993229.5622.58110.8896.101994289.8231.68128.27129.871995330.3541.40135.33153.621996406.9546.94161.63198.381997488.8251.33197.97239.521998525.8551.91216.32257.621999577.2945.53243.35288.412000646.1344.65277.13324.352001734.8645.87312.90376.092002826.6847.77353.58425.332003946.6650.72407.38488.5620041102.3960.21476.92565.2620051313.9366.01540.50707.4220061538.9470.44645.65822.8520071856.6382.51781.94992.1820082318.14103.45981.581233.1120092724.08110.381144.751468.9520103241.69140.061406.721694.9120113862.58173.141674.312015.1320124366.10195.591881.752288.7620134924.97200.451998.822725.7020145492.64214.552194.783083.31注：2005年以后人均GDP按平均常住人口計算。2013年數(shù)據(jù)為第三次經(jīng)濟普查結果，以前年度未經(jīng)修訂。2014年數(shù)據(jù)是2014年年報最終核實數(shù)據(jù)。2013、2014年三次產(chǎn)業(yè)分類依據(jù)國家統(tǒng)計局2012年制定的新《三次產(chǎn)業(yè)劃分規(guī)定》。分析各產(chǎn)業(yè)對GDP的影響，可以借助增長率這個指標，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2-21985-2014年西安市GDP及各產(chǎn)業(yè)的增長率(本表按當年價格計算)單位：％年份Year生產(chǎn)總值GrossDomesticProduct第一產(chǎn)業(yè)PrimaryIndustry第二產(chǎn)業(yè)SecondaryIndustry第三產(chǎn)業(yè)TertiaryIndustry198530.4485717.5838927.5548243.6901198614.241069.4748869.8280924.12451198721.8607511.8873811.3112842777456.89655223.5871629.71014198910.2398711.42115.00214715.8367719906.5185599.0766822.5352699.918222199116.8483423.1707313.7786618.10378199221.088599.3768221.310924.1318199339.2538720.2342960.1849225.0488199426.2502240.3011515.68362359845430.681825.50401518.28752199623.1875313.3816419.4339829117959.35236522.4834520.7379819987.5753861.1299449.2690817.5567819999.782257-12.290512.4953811.95171200011.92468-1.9327913.8812412.46143200113.732532.73236312.907315.9519200212.49494.14214113.0009613.09261200314.513486.17542415.2157914.8661200416.4504718.7105717.0700615.6992200519.189229.63295113.3313825124966.71110419.4542116.31704200720.6434317.1351521.1089620.57848200824.857425.3787425.5313724.28289200917.511456.69888816.623219.12563201019.0012826.8889322.8844715.38242201119.1532823.6184519.0222618.89304201213.0358512.9663912.3895813.57878201312.800212.484796.22133719.09069201411.526367.0341739.80378413.11993〔二〕模型的設定為了具體分析三大產(chǎn)業(yè)對西安市經(jīng)濟增長影響的大小，運用搜集的1985年至2014年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)進展回歸分析。其模型表達式為：(i=1,2,3)其中：表示西安市生產(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，α表示在其他解釋變量不變情況下，經(jīng)濟固有增長率。則表示各產(chǎn)業(yè)部門對經(jīng)濟增長的奉獻。表示隨機誤差項。通過對上式的求解，我們可以得到，各產(chǎn)業(yè)平均每增長１個百分點，西安市生產(chǎn)總值(GDP)會假設何變化。從而進展經(jīng)濟預測，為產(chǎn)業(yè)調(diào)整提供依據(jù)與參考。圖2-1各變量折線圖三、模型參數(shù)估計運用eviews6軟件，對表2-2中的數(shù)據(jù)進展線性回歸，對所建模型進展估計，估計結果見以以以下列圖。表3-1

DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:12/12/15Time:22:07Sample:19852014Includedobservations:30CoefficientStd.Errort-StatisticProb.

X10.1058760.0148747.1182930.0000X20.4446030.01497029.698990.0000X30.3633570.01875819.370860.0000C1.5194770.3865253.9311250.0006R-squared0.988930

Meandependentvar17.63781AdjustedR-squared0.987653

S.D.dependentvar6.978308S.E.ofregression0.775407

Akaikeinfocriterion2.452708Sumsquaredresid15.63264

Schwarzcriterion2.639534Loglikelihood-32.79061

Hannan-Quinncriter.2.512475F-statistic774.2544

Durbin-Watsonstat1.535372Prob(F-statistic)0.000000從估計結果可得模型：(0.386525)(0.014874)(0.014970)(0.018758)T=3.9311257.11827329.6989919.37086=0.98893=0.987653F=774.2544DW=1.535372n=30四、模型檢驗〔一〕經(jīng)濟意義檢驗通過估計所得到參數(shù)，進展經(jīng)濟意義檢驗：1.=0.105876,在其他條件不變的情況下，第一產(chǎn)業(yè)的年增長率平均每增長1個百分點，西安市生產(chǎn)總值的年增長率平均增加0.105876個百分點。符合經(jīng)濟現(xiàn)實。2.=0.444603,在其他條件不變的情況下，第二產(chǎn)業(yè)的年增長率平均每增長1個百分點，西安市生產(chǎn)總值的年增長率平均增加0.444603個百分點。符合現(xiàn)實。3.=0.363357,在其他條件不變的情況下，第三產(chǎn)業(yè)的年增長率平均每增長1個百分點，西安市生產(chǎn)總值平均增加0.363357個百分點。符合經(jīng)濟現(xiàn)實。綜上可知，該模型與預期的經(jīng)濟意義相符。(二〕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)估計結果可得，樣本可決系數(shù)=0.98893，修正的可決系數(shù)為0.987653，這說明模型對樣本的擬合很好。2.F檢驗針對，給定顯著性水平，在F分布表中查出自由度為k-1=3和n-k=26的臨界值。由OLS回歸分析表得到=774.2544，由于=774.2544>，應拒絕原假設，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“西安市收入總值GDP〞有顯著影響。3.t檢驗分別針對:=0〔j=1、2、3〕，給定顯著性水平，查t分布表得自由度為n-k=26的臨界值。由上表中數(shù)據(jù)可得，，，，對應的t統(tǒng)計量分別為3.931125，7.118273，29.69899，19.37086，其絕對值均大于，這說明在顯著性水平下，分別都應當拒絕:=0〔j=1、2、3〕，也就是說，當在其他解釋變量不變的情況下，解釋變量“第一產(chǎn)業(yè)的年增長率〞、“第二產(chǎn)業(yè)的年增長率〞、“第三產(chǎn)業(yè)的年增長率〞分別對被解釋變量“西安市生產(chǎn)總值的年增長率〞都有顯著性影響?！踩秤嬃拷?jīng)濟學檢驗1.解釋變量之間的多重共線性檢驗做變量間的相關系數(shù)矩陣如下：表4-1YX1X2X3Y

1.000000

0.514480

0.859669

0.746424X1

0.514480

1.000000

0.261353

0.397722X2

0.859669

0.261353

1.000000

0.346961X3

0.746424

0.397722

0.346961

1.000000由相關系數(shù)矩陣可以看出，各解釋變量相互之間的相關系數(shù)都很低。這說明模型不存在多重共線性。2.自相關性檢驗由OLS法估計結果知：DW=1.53537。在給定=0.05，n=30,k=3,查DW統(tǒng)計表，得=1.214,=1.65。=1.21<DW=1.53537<=1.65，不能確定相關性。用BG檢驗作自相關檢驗：表4-2

Breusch-GodfreySerialCorrelationLMTest:F-statistic0.820xx3

Prob.F(2,24)0.4523Obs*R-squared1.919343

Prob.Chi-Square(2)0.3830TestEquation:DependentVariable:RESIDMethod:LeastSquaresDate:12/12/15Time:22:10Sample:19852014Includedobservations:30Presamplemissingvaluelaggedresidualssettozero.CoefficientStd.Errort-StatisticProb.

X1-0.0065360.015886-0.4114220.6844X2-0.0066520.015949-0.4170990.6803X30.0131910.0215180.6130200.5456C-0.0706980.395186-0.1788970.8595RESID(-1)0.2449150.2244081.0913810.2859RESID(-2)0.1371880.2243900.6113790.5467R-squared0.063978

Meandependentvar2.08E-15AdjustedR-squared-0.131026

S.D.dependentvar0.734205S.E.ofregression0.780825

Akaikeinfocriterion2.519924Sumsquaredresid14.63250

Schwarzcriterion2.800164Loglikelihood-31.79887

Hannan-Quinncriter.2.609575F-statistic0.328085

Durbin-Watsonstat1.737165Prob(F-statistic)0.891016由表4-2顯示=30×0.063978=1.919343，其P值為0.383，P>=0.05，說明不存在自相關。3.異方差性檢驗用white檢驗結果如下:表4-3

HeteroskedasticityTest:WhiteF-statistic2.798364

Prob.F(9,20)0.0265Obs*R-squared16.72134

Prob.Chi-Square(9)0.0533ScaledexplainedSS10.74421

Prob.Chi-Square(9)0.2937TestEquation:DependentVariable:RESID^2Method:LeastSquaresDate:12/12/15Time:21:48Sample:19852014Includedobservations:30CoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C0.1816740.7554370.2404880.8124X1-0.0705170.038204-1.8457900.0798X1^26.74E-050.0011090.0607800.9521X1*X20.0066420.0022103.0052670.0070X1*X3-0.0020xx0.002237-0.9031470.3772X2-0.1244730.060639-2.0526930.0534X2^2-5.31E-050.000578-0.0917790.9278X2*X3-0.0008850.002150-0.4114610.6851X30.1540550.0686282.2447700.0363X3^2-0.0010320.001461-0.7061340.4883R-squared0.557378

Meandependentvar0.521088AdjustedR-squared0.358198

S.D.dependentvar0.693246S.E.ofregression0.555377

Akaikeinfocriterion1.922863Sumsquaredresid6.168874

Schwarzcriterion2.389928Loglikelihood-18.84294

Hannan-Quinncriter.2.072281F-statistic2.798364

Durbin-Watsonstat1.789035Prob(F-statistic)0.026505從表4-3可看出，=16.72134，由white檢驗知，在下，查分布表，得臨界值，因為=16.72134<,所以承受原假設，說明模型不存在異方差。五、根據(jù)數(shù)據(jù)進展對GDP的影響分析由模型可知，當?shù)谝划a(chǎn)業(yè)增長1個百分點時，西安市經(jīng)濟平均增長0.105876個百分點；當?shù)诙a(chǎn)業(yè)增長1個百分點時，西安市經(jīng)濟平均增長0.444603個百分點；當?shù)谌a(chǎn)業(yè)增長1個百分點時，西安市經(jīng)濟平均增長0.363357個百分點。因而，由以上回歸數(shù)據(jù)以及相關檢驗，我們得出了各個產(chǎn)業(yè)與西安市GDP增長的變動關系。結論是：目前，第二產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的奉獻率最高，其次是第三產(chǎn)業(yè)、第一產(chǎn)業(yè)。就目前西安市三大產(chǎn)業(yè)的開展情況可以得出：在西安市，第二、三產(chǎn)業(yè)開展迅速，而第一產(chǎn)業(yè)的開展相對平穩(wěn)，說明西安市已優(yōu)化了其產(chǎn)業(yè)構造，尤其是加大了第三產(chǎn)業(yè)的開展，使得西安市經(jīng)濟開展迅速。第一產(chǎn)業(yè)農(nóng)業(yè)是“衣食之源，存在之本〞，是國民經(jīng)濟賴以獨立和進一步開展的根基。第二產(chǎn)業(yè)工業(yè)處于主導地位，它在很大程度上決定著一個國家的國力和現(xiàn)代化開展水平，為國民經(jīng)濟的各部門提供物質(zhì)技術裝備，能源動力，大量的原材料和資金積累，是人民生活消費品的基本提供者。農(nóng)業(yè)的開展以及人民生活水平的提高，國民經(jīng)濟的現(xiàn)代化，都離不開工業(yè)的開展，因而說來，工業(yè)是國民經(jīng)濟的主導。第三產(chǎn)業(yè)主要以服務業(yè)為主，:有力的促進了物質(zhì)生產(chǎn)的開展，更好的滿足人民生活的需要，有助于城市多功能作用的充分開展，同時，是解決就業(yè)問題的基本渠道之一。在當今世界，一個國家或地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)的開展水平是反映該國家或地區(qū)生產(chǎn)力開展水平的重要標志之一。六、對策建議〔一〕轉變經(jīng)濟開展方式，推動產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級片面追求經(jīng)濟增長速度、粗放型經(jīng)濟開展模式、重工業(yè)輕服務業(yè)的思維方式，仍是制約和限制經(jīng)濟構造調(diào)整和產(chǎn)業(yè)構造優(yōu)化的主要思想根源。面對西安市能源資源和環(huán)境壓力，依靠加大物質(zhì)資源投入開展經(jīng)濟的模式已經(jīng)難以為繼。粗放型的經(jīng)濟增長模式已經(jīng)明顯不能適應未來經(jīng)濟和社會開展的需要，因