GDP增長率與三大產(chǎn)業(yè)的增長率關(guān)系的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析

1、題目：GDP增長率與三大產(chǎn)業(yè)的增長率關(guān)系的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析GDP增長率與三大產(chǎn)業(yè)的增長率關(guān)系的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析摘要：隨著我國的三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)得到不斷優(yōu)化，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值在20年間得到迅速增長。文章試從三大產(chǎn)業(yè)的增長率與GDP增長率的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中，研究其內(nèi)在聯(lián)系，并對今年總體經(jīng)濟(jì)做預(yù)測。關(guān)鍵字：產(chǎn)業(yè) 經(jīng)濟(jì) 結(jié)構(gòu) 一、經(jīng)濟(jì)理論 世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展史表明，在工業(yè)化發(fā)展階段，第二產(chǎn)業(yè)比重超過第一產(chǎn)業(yè)比重占統(tǒng)治地位達(dá)到一定高峰后，開始緩慢下降，同時第三產(chǎn)業(yè)比重上升，逐步占據(jù)主導(dǎo)地位，成為推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要動力。第三產(chǎn)業(yè)作為國民經(jīng)濟(jì)的重要組成部分，其發(fā)展水平已成為衡量一個國家綜合經(jīng)濟(jì)實(shí)力和現(xiàn)代化程度的重要標(biāo)志。就我國

2、而言，把各種產(chǎn)業(yè)劃分為第一產(chǎn)業(yè)，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)；第一產(chǎn)業(yè)包括農(nóng)林牧副漁，第二產(chǎn)業(yè)包括制造業(yè)，采掘業(yè)，建筑業(yè)等；第三產(chǎn)業(yè)包括服務(wù)業(yè)和其他非物質(zhì)生產(chǎn)部門，三大產(chǎn)業(yè)是相互依賴和相互制約的。第一產(chǎn)業(yè)是第二和第三產(chǎn)業(yè)的基礎(chǔ)，第一二產(chǎn)業(yè)為第三產(chǎn)業(yè)創(chuàng)造條件，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展又會反過來促進(jìn)第一和第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，第二、三產(chǎn)業(yè)的進(jìn)步對第一產(chǎn)業(yè)有帶動作用。由此可見三大產(chǎn)業(yè)在整個國民經(jīng)濟(jì)中各自發(fā)揮著不同程度的作用。二、問題的提出從建國以來我國的經(jīng)濟(jì)已經(jīng)發(fā)生了天翻地覆的變化，各大產(chǎn)業(yè)在整個國民經(jīng)濟(jì)中所占的地位和作用也在發(fā)生著相應(yīng)的變化和調(diào)整。對于這種變化是否符合我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢，對我國的經(jīng)濟(jì)影響作用是否明顯，他們與國

3、內(nèi)生產(chǎn)總值又有著怎樣的關(guān)系，對整個國內(nèi)生產(chǎn)總值又有多大的影響，對于三大產(chǎn)業(yè)，在新的條件下哪一產(chǎn)業(yè)對國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響更明顯，隨著我國經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展以及改革開放的不斷深入，研究經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r及經(jīng)濟(jì)發(fā)展的各個因素，成為決策部門的一個重要課題?？傮w來說，2O世紀(jì)9O年代后期以來，隨著我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整力度的加大，歷史上累積下來的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)性矛盾逐步得到解決。從總體上看，結(jié)構(gòu)調(diào)整增強(qiáng)了農(nóng)業(yè)的綜合生產(chǎn)能力，明顯提高了工業(yè)經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行質(zhì)量，使第三產(chǎn)業(yè)成為國民經(jīng)濟(jì)的重要推動力量，有力地推動了經(jīng)濟(jì)、社會的發(fā)展。下面將對我國20年來的三大產(chǎn)業(yè)對GDP的影響進(jìn)行分析探討。第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重從1991年24.5%下

4、降到2010年的10.1%，第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重從1991年的41.8%上升到2010年的46.8%，第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重從1991年33.7%增加到2010年43.1%。由此可見，從1991年到2010年，總的來說，三大產(chǎn)業(yè)各自的增加值都有顯著變化，第一產(chǎn)業(yè)所占比重基本上呈下降趨勢，而二、三產(chǎn)業(yè)則呈上升趨勢，但第二產(chǎn)業(yè)上升的幅度遠(yuǎn)遠(yuǎn)沒有第三產(chǎn)業(yè)上升的幅度大，因此可以看出，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展帶給整個國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要作用。據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局公布的“十一五”經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展成就系列報(bào)告顯示，“十一五”期間，三次產(chǎn)業(yè)均保持較快的發(fā)展態(tài)勢。2006-2010年第一產(chǎn)業(yè)年均增長4.5%，第二產(chǎn)業(yè)年均增長

5、12.1%，第三產(chǎn)業(yè)年均增長11.9%，第三產(chǎn)業(yè)所占比重由40.9%上升為43.1%，上升2.6%。其中，第一產(chǎn)業(yè)所占的比重從2005年的12.1%下降到2010年的10.1%，下降了2個百分點(diǎn);第二產(chǎn)業(yè)所占比重由47.4%下降為46.8%，下降了0.6個百分點(diǎn);第三產(chǎn)業(yè)所占比重由40.5上升為43.1%，上升2.6個百分點(diǎn)。由以上數(shù)據(jù)分析可知，從2005年開始，三大產(chǎn)業(yè)無論是其自身的年均增長值還是三者在GDP中所占比重都有更為明顯的變化。而從各大產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)方面分析，2005-2009年，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)的比重由44.8%下降到38.1%，下降了6.7個百分點(diǎn);第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口所

6、占比重由23.8%上升至27.8%，上升了4個百分點(diǎn);第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口所占比重由31.4%上升至34.1%，上升了2.7個百分點(diǎn)。就業(yè)人數(shù)的增加推動了產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，從而又影響到整個國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。由此可見，三大產(chǎn)業(yè)在不同領(lǐng)域?qū)DP有著不同程度的影響。經(jīng)濟(jì)增長由主要依靠工業(yè)帶動向三次產(chǎn)業(yè)協(xié)同帶動轉(zhuǎn)變。根據(jù)以上分析我組做一下的探索。三、模型的設(shè)定20世紀(jì)以來，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長有著密切的關(guān)系。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長，而經(jīng)濟(jì)的增長也會影響到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化。近年來，我國學(xué)者對我國部分省份乃至全國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長做了不少經(jīng)濟(jì)研究，對第一、二、三產(chǎn)業(yè)進(jìn)行分析，得出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長起到了一定的

7、作用，對哪個產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的影響顯著看法不一，有的認(rèn)為第二產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)影響大，經(jīng)濟(jì)增長反過來又推動第一、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。對第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)而言，則認(rèn)為第一產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)的作用最小。根據(jù)國內(nèi)外學(xué)者對我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的研究，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)和，建立以下模型，其表達(dá)式為： 其中：Y表示國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的年增長率，X、X、X分別表示第一、二、三產(chǎn)業(yè)的年增長率，表示在其他因素不變的情況下，經(jīng)濟(jì)固有增長率。而（n=1,2,3）分別表示各產(chǎn)業(yè)部門在經(jīng)濟(jì)增長中的權(quán)數(shù)；*X（n=1，2，3）則表示各產(chǎn)業(yè)部門對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)；表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，代表其他影響GDP的因素。四、

8、數(shù)據(jù)的收集整理 表1 19902010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)業(yè)第三產(chǎn)業(yè)199018667.850627717.45888.4199121781.55342.29102.27337.1199226923.476455866.611699.59357.199335333.924726963.16454.4313111915.73051199448197.856459572.6947522445.3990616179.76264199560793.7292112135.811428679.457519978.4603199671176.5916514015.38

9、99933834.9590123326.24265199778973.03514441.8856737543.002226988.14714199884402.2797714817.6255239004.1885430580.46571199989677.0547114770.0284741033.5815933873.44694200099214.5543114944.722545555.8779638713.953852001.170615781.2690549512.2909744361.610542002.689316537.0196653896.7677949898.90182200

10、3.817381.762436.356004.72004.321412.773904.364561.32005.42242087598.174919.32006.424040.588554.92007.328627.4.92008.433702.42009.812635226.7766.0362010.150940497.7572.3937數(shù)據(jù)來源：中經(jīng)網(wǎng)；根據(jù)表1，計(jì)算三大產(chǎn)業(yè)和GDP的環(huán)比增長率，結(jié)果如表2所示。表2 1991年2010年GDP及各產(chǎn)業(yè)的增長率 （單位：%）年份GDP增長率Y第一產(chǎn)業(yè)增長率X第二產(chǎn)業(yè)增長率X第三產(chǎn)業(yè)增長率X199.199.19

11、9.199.199.199.199.199.19990.-000.200.200.200.200.200.200.200.200.200.20.五、回歸分析根據(jù)表2中的數(shù)據(jù),采用EViews軟件進(jìn)行以下回歸分析。（一）變量間相關(guān)系數(shù)分析YX1X2X3Y.X.X.X30

12、.0.0.1.從上表看出，國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率Y與第一產(chǎn)業(yè)增長率X、第二產(chǎn)業(yè)增長率X、第三產(chǎn)業(yè)增長率X都呈高度正相關(guān)。這表明利用線性模型解釋它們之間的關(guān)系是比較適合的。（二）繪制散點(diǎn)圖根據(jù)操作原理中的方法，可以繪制出被解釋變量Y與解釋變量X、X、X的散點(diǎn)圖，如圖所示：從圖中看出，大多數(shù)散點(diǎn)都分布在一條直線附近，可認(rèn)為Y和X、X、X呈高度線性關(guān)系。（三）建立回歸方程 對統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)做回歸，結(jié)果如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 11/15/11 Time: 22:48Sample: 1 20Included observations:

13、20CoefficientStd. Errort-StatisticProb.X74370.0000X09990.0000X.0000C.0555R-squared0.Mean dependent var0.Adjusted R-squared0.S.D. dependent var0.S.E. of regression0.Akaike info criterion-7.Sum squared resid0.Schwarz criterion-7.Log likelihood80.02347Hannan-Quinn crite

14、r.-7.F-statistic1657.778Durbin-Watson stat1.Prob(F-statistic)0.根據(jù)回歸結(jié)果可得到下面的估計(jì)方程：(2.) (11.67437) (17.90999) (8.) 根據(jù) =0.可以表明模型的擬合效果非常好，F(xiàn)檢驗(yàn)的相伴概率為0.，反映變量間呈高度線性，方程回歸效果顯著。（四）參數(shù)的置信區(qū)間估計(jì)根據(jù)變量顯著性檢驗(yàn)可以推出：在的置信度下的置信區(qū)間是（），其中，為t分布表中顯著性水平為，自由度為n-k-1的臨界值。如果給定，查表得，從回歸分析中得到 因此可以計(jì)算得出,和的置信區(qū)間分別為（0.，0.），（0.,0.）和（0.,0.）。顯然，參

15、數(shù)的置信區(qū)間最小，這意味著在同樣的置信區(qū)間下，的結(jié)果精度更高一些。六、檢驗(yàn)（一）經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)(2.) (11.67437) (17.90999) (8.) 根據(jù)公式可知，、的符號為正，即與GDP成正比關(guān)系，且數(shù)值在0,1之間，符號經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)律。1，表明在其他因素保持不變的情況下，第一產(chǎn)業(yè)增長率每增加1個百分點(diǎn)，GDP增長率增長0.個百分點(diǎn)；2，表明在其他因素保持不變的情況下，第二產(chǎn)業(yè)增長率每增加1個百分點(diǎn)，GDP增長率增長0.個百分點(diǎn)；3，表明在其他因素保持不變的情況下，第三產(chǎn)業(yè)增長率每增加1個百分點(diǎn)，GDP增長率增長0.個百分點(diǎn)；綜合以上分析，該模型設(shè)定符合經(jīng)濟(jì)意義，通過了經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。（二

16、）統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)1. 擬合優(yōu)度檢驗(yàn)由以上回歸結(jié)果，,。、的值越接近1，表明回歸直線對觀測值的擬合效果越好；反之，、的值越接近0，表明回歸直線對觀測值的擬合效果越差。樣本可決系數(shù)和修正可決系數(shù)都非常接近于1，說明本次回歸模型對樣本的擬合效果很好。2. F檢驗(yàn)假設(shè)：=0，即第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)的增長率與GDP的增長率不存在顯著性相關(guān)。=，即第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)的增長率與GDP的增長率存在顯著性相關(guān)。 通過樣本求出統(tǒng)計(jì)量的數(shù)值后，通過或，（n為樣本個數(shù)，k為解釋變量個數(shù)），來拒絕或接受原假設(shè)。在給定顯著性水平的情況下，查表知,回歸結(jié)果中，顯然有，表明模型的線性關(guān)系在95%的置信水平下顯著成立，第一、第二、

17、第三產(chǎn)業(yè)的增長率對GDP的增長率存在顯著影響。3. t統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)針對解釋變量,設(shè)計(jì)原假設(shè)和備擇假設(shè)分別為：=0，即第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)的增長率與GDP的增長率不存在顯著性相關(guān)。=，即第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)的增長率與GDP的增長率存在顯著性相關(guān)。給定一個顯著性水平，得到臨界值，（n為樣本個數(shù)，k為解釋變量個數(shù)），通過樣本求出統(tǒng)計(jì)量的數(shù)值后，根據(jù)來決定拒絕或接受原假設(shè)，從而判定對應(yīng)的解釋變量是否應(yīng)包含在模型中。查表知，樣本回歸結(jié)果中，的統(tǒng)計(jì)量分別為11.67437、17.90999、8.，即。從的統(tǒng)計(jì)量的P值小于0.05，也可以看出，三個解釋變量都通過了t統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。4. 異方差性檢驗(yàn)（1）的散點(diǎn)圖設(shè)計(jì)

18、一個新的變量,使其，做出的散點(diǎn)圖，結(jié)果如下：根據(jù)的散點(diǎn)圖可以看到，隨著的變化有所變化，但變化不明顯，不能判定是否存在異方差，需要用懷特檢驗(yàn)進(jìn)行進(jìn)一步的異方差檢驗(yàn)。（2）懷特檢驗(yàn)通過E-views對樣本做懷特檢驗(yàn)，結(jié)果如下圖：Heteroskedasticity Test: WhiteF-statistic2.Prob. F(9,10)0.0634Obs*R-squared14.28992Prob. Chi-Square(9)0.1124Scaled explained SS7.Prob. Chi-Square(9)0.5610Test Equation:Dependent Variable:

19、RESID2Method: Least SquaresDate: 11/15/11 Time: 22:53Sample: 1 20Included observations: 20CoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-7.73E-058.04E-05-0.0.3594X.7402X.0216X1*X2-0.0.-1.0.0918X1*X.9041X.2208X.0507X2*X3-0.0.-1.0.1012X37.26E-0501X3.25

20、85R-squared0.Mean dependent var1.96E-05Adjusted R-squared0.S.D. dependent var2.61E-05S.E. of regression1.93E-05Akaike info criterion-18.57036Sum squared resid3.71E-09Schwarz criterion-18.07249Log likelihood195.7036Hannan-Quinn criter.-18.47317F-statistic2.Durbin-Watson stat2.Prob(F-statistic)0.由假設(shè)回歸

21、模型 對樣本進(jìn)行普通最小二乘回歸，得到，做如下輔助回歸模型 在同方差性假設(shè)下，輔助回歸模型的可決系數(shù)與樣本容量n的乘積，漸近地服從自由度為輔助回歸方程中解釋變量個數(shù)的,則可以對統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行相應(yīng)的分布。從上表可以看到的值為14.28992，小于顯著性水平為5%、自由度為9下分布對應(yīng)的臨界值16.92，表明在5%的顯著性水平下接受原假設(shè)，即不存在異方差。 5. 序列相關(guān)的LM檢驗(yàn)拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)設(shè)假設(shè)：直到階滯后不存在序列相關(guān)，p為預(yù)先定義好的整數(shù)；存在p階序列相關(guān)。檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量由如下輔助回歸計(jì)算： （1）檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量可以基于如下回歸得到 （2）這是對原始回歸因子和直到p階的滯后殘差的回歸。F統(tǒng)計(jì)量是對

22、方程（2）所有滯后殘差聯(lián)合顯著性的一種檢驗(yàn)；而統(tǒng)計(jì)量是Breush-Godfrey LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，也是觀察值個數(shù)T乘以回歸方程（2）的。一般情況下，檢驗(yàn)結(jié)果中的統(tǒng)計(jì)量服從漸近分布。在給定顯著性水平5%下，如果F統(tǒng)計(jì)量和統(tǒng)計(jì)量小于設(shè)定顯著性水平下得臨界值，說明序列在5%的顯著性水平下不存在序列相關(guān)；反之，則說明序列存在序列相關(guān)性。設(shè)定滯后階數(shù)為1，LM檢驗(yàn)結(jié)果如下：Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:F-statistic1.Prob. F(1,15)0.2990Obs*R-squared1.Prob. Chi-Square(1)0.2313T

23、est Equation:Dependent Variable: RESIDMethod: Least SquaresDate: 11/21/11 Time: 11:38Sample: 1 20Included observations: 20Presample missing value lagged residuals set to zero.CoefficientStd. Errort-StatisticProb.X1-0.0.-0.0.5646X.7081X.9489C-0.0.-0.0.8308RESID(-1).2990R-square

24、d0.Mean dependent var3.25E-19Adjusted R-squared-0.S.D. dependent var0.S.E. of regression0.Akaike info criterion-7.Sum squared resid0.Schwarz criterion-7.Log likelihood80.76671Hannan-Quinn criter.-7.F-statistic0.Durbin-Watson stat1.Prob(F-statistic)0.由上圖知：F=0.，。根據(jù)F統(tǒng)計(jì)量的P值為0.，大于0.05，F(xiàn)檢驗(yàn)接受原假設(shè)，不存在二階序列相關(guān)性；在5%的顯著性水平下，查表知，因?yàn)?,所以接受原假設(shè)，即不存在二階序列相關(guān)。當(dāng)不斷增大滯后階數(shù)時，經(jīng)檢驗(yàn)得到的結(jié)論依然是：不存在序列相關(guān)性。6.多重共線性檢驗(yàn)對解釋變量和被解釋變量做相關(guān)系數(shù)矩陣，如下圖：....從