三大產(chǎn)業(yè)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)影響的實(shí)證分析報(bào)告

1、三大產(chǎn)業(yè)對(duì)我國(guó)國(guó)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)影響的實(shí)證分析【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2010年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，通過(guò)建立多元線性回歸模型，運(yùn)用最小二 乘法，研究三大產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)對(duì)我國(guó)國(guó)生產(chǎn)總值的拉動(dòng)，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?！娟P(guān)鍵字】國(guó)生產(chǎn)總值 三大產(chǎn)業(yè) 最小二乘法 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) 可持續(xù)發(fā)展一、文獻(xiàn)綜述國(guó)生產(chǎn)總值（Gross Domestic Product，簡(jiǎn)稱GDP）是指在一定時(shí)期（一個(gè)季度或一年）， 一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)中所生產(chǎn)出的全部最終產(chǎn)品和勞務(wù)的價(jià)值，常被公認(rèn)為衡量國(guó)家經(jīng)濟(jì) 狀況的最

2、佳指標(biāo)。它不但可反映一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)，還可以反映一國(guó)的國(guó)力與財(cái)富。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?。十六大?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)

3、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)展具有重要作用。影響中國(guó)國(guó)生產(chǎn)總值（GDP）增長(zhǎng)的因素很多，從經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素來(lái)看，三大產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對(duì) GDP有著舉足輕重的作用。本文主要從三大產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)變化來(lái)分析對(duì)GDP增長(zhǎng)的具體影響。二、數(shù)據(jù)收集及模型設(shè)定年度GDP增長(zhǎng)率(%)(Y)第一產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率(%)(X2)第二產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率(%)(X3)第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率(%)(X4)201010.44.312.29.520099.24.29.99.620089.65.49.910.4200714.23.715.1162006

4、12.7513.414.1200511.35.212.112.2200410.16.311.1110.062003102.512.679.520029.12.99.8310.4420018.32.88.4410.2620008.42.49.439.7519997.62.88.149.3319987.83.58.918.3719979.33.510.4810.721996105.112.119.43199510.9513.889.84199413.1418.3611.091993144.719.8712.19199214.24.721.1512.4419919.22.413.858.871990

5、3.87.333.172.3319894.13.073.775.36198811.32.5414.5213.16198711.64.713.6914.3619868.83.3210.2212.04198513.51.8418.5718.16198415.212.8814.4819.35198310.98.3310.3715.1719829.111.535.5612.9819815.26.981.8710.4219807.8-1.4813.57619797.66.138.27.86197811.74.1415.0413.81數(shù)據(jù)來(lái)源：國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，中國(guó)2011統(tǒng)計(jì)年鑒通過(guò)對(duì)數(shù)據(jù)觀察，根據(jù)搜集的19

6、78年至2010年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，建立模型。其模型表達(dá)式 為：Y =仞+62 X 2 + 佛 X 3+閩 X 4 +ut其中 Y、X2、X3、X4 分別表示國(guó)生產(chǎn)總值(GDP)的年增長(zhǎng)率、第一、二、三產(chǎn)業(yè)的 年增長(zhǎng)率，81表示在其他變量不變情況下，經(jīng)濟(jì)固有增長(zhǎng)率，62、63、64分別表示各產(chǎn) 業(yè)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的權(quán)數(shù)，Ut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)1個(gè)百分點(diǎn)，國(guó)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)整提供依據(jù)與參考。三、模型參數(shù)估計(jì)與調(diào)整（一）多元線性回歸模型運(yùn)用Eviews軟件，采用普通最小二乘法，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

7、計(jì)結(jié)果見(jiàn)下圖。（表2）表2：回歸結(jié)果Dependent Variable: YMethod: Least Squaresate: 05/22/12 Time: 18:43Sample: 1978 2010Included observations: 33VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.0.6004490.3706141.5201450.11600.1970030.0442944.4476020.00010.4624670.02971815.225270.00000.2920210.0399017 3186410.0000R-sq uar

8、ed0.964104Mean depen-dent vai10.00000Adjusted R-squarei0.960390S.D. dependentvar2.772747S.E. o-f regression0.651836Akaike inft) criterion1.762082Sum squared resid8.831178Schwarz criterion1.943477Log likelihood-25.07436F-statist ic259 6285Durbin-Watson stat0.471139Prob(F-statistic)0.000000根據(jù)表2中數(shù)據(jù)，模型估

9、計(jì)的結(jié)果為：事=0.60045 + 0.19700 X2 + 0.45247 X 3 + 0.29202 X4(0.37061) (0.04429)(0.02972)(0.03990)t=(1.62015) (4.44760)(15.22527)(7.31864)R 2=0.964104 R 2=0.96039 F = 259.6285 n=33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)：1、經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)?zāi)Ｐ凸烙?jì)結(jié)果說(shuō)明，6 1=0.6902，表示當(dāng)三大產(chǎn)業(yè)保持原有規(guī)模，我國(guó)GDP仍能增加 0.6902%；在假定其他變量不變的情況下，第一產(chǎn)業(yè)每增長(zhǎng)1%，GDP會(huì)增長(zhǎng)0.19700% ；

10、在 假定其他變量不變的情況下，第二產(chǎn)業(yè)每增長(zhǎng)1 %，GDP增加0.45247%；在假定其他變量不 變的情況下，第三產(chǎn)業(yè)每增長(zhǎng)1%，GDP增加0.29202%。這與理論分析和經(jīng)驗(yàn)判斷相一致。2、統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)擬合優(yōu)度檢驗(yàn)由表二數(shù)據(jù)可得，R 2 =0.964104，R 2=0.96039,這說(shuō)明模型對(duì)樣本的擬合很好。F檢驗(yàn)由模型可知總離差平方和TSS的自由度為32(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29(n-k)。H0: 62=63=64=0H1: 62、63、64、不全為零在H0成立的條件下，統(tǒng)計(jì)量F= (ESS/(k-1)/(RSS/(n-k)=259.6285而在

11、 a=0.05,n=33,k=4 時(shí)，查表得F0.05(3,29)=2.93t0.025(29)=2.045,則拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，即認(rèn) 為61顯著不為0，說(shuō)明回歸方程顯著，即三大產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)對(duì)GDP的增長(zhǎng)有顯著影響。多重共線性檢驗(yàn)在這里采用簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)法，運(yùn)用Eviews軟件，得出X2、X3、X4的相關(guān)系數(shù)矩陣， 如表3所示：表3： X2、X3、X4的相關(guān)系數(shù)矩陣X2X3X4X21.000000-0.2263150.323830X3-0.2263151.0000000.533358X40.3238300.5333581.000000一般而言，如果兩個(gè)解釋變量的簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)比較高，如大于

12、0.8，則可認(rèn)為存在著較 嚴(yán)重的多重共線性。由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，個(gè)解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)比較低，且從P 值來(lái)看，P值很顯著，所以該模型不存在多重共線性。（三）異方差性檢驗(yàn)及修正異方差檢驗(yàn)在這里采用White檢驗(yàn)法檢驗(yàn)，運(yùn)用Eviews軟件，得出如表4所示結(jié)果表4 :異方差檢驗(yàn)White Heteroskedasticity Test:F-stati stic4 212411Probability0.002543Obs+R.-squared20 一 53934Probability0 014861Test Equation:epen-dent Variable: RESIDE Methcxi

13、: Least Squares ate: 05/22/12 Time: 22:10 Sample: 1978 2010 Included observations: 33VariableCoefficientStd. Errort-Statist icProb.C0 0OT9310.&620090.067508|0.9310X20.284-9730.1311402.1730420.0403-0.0274870.016837-16325310.1162-0.0177190.018746-0.9462040.36440.0102580.0241480.4247910.6749X30.14-7890

14、0.1029811.4360910.16440.0006490.0048860.1328710.8965xrx4-0.0090400.021126-0.4279070.6727X4-0.294-7710.U7714-1.9955500.0580X420.0201i80.01i3401.3140940.2018R-squareri0.622404Mean dependent var0.267611Adjusted R-square X2 0.05(9) =16.9190，所以拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，表明模型中隨機(jī)誤差存在異方差。因?yàn)榇嬖诋惙讲?，我們需要?duì)異方差性進(jìn)行修正。異方差修正運(yùn)用加權(quán)最小

15、二乘法(WLS)估計(jì)，我們分別采用權(quán)數(shù) w1t=1/Xt、w2t=1/Xt2、 w3t=1/sqr(Xt),經(jīng)估計(jì)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)用權(quán)數(shù)w1=1/X2的效果最好，下面僅給出用權(quán)數(shù)w1=1/X2的 結(jié)果(表5)表5：用權(quán)數(shù)W1的結(jié)果Dependent Variable: Y Method: Least S-quares ate: 05/29/12 Time: 19:23Sample: 1 33Included observations: 33Wei-ghting series: 1/X2VariableCoefficientStd. Error t-StatisiicProb.C0.8818200.35

16、61032.47&3050.0194般0.2977460.05M&26.552980.0000X30.4G0S36M3379212.749610.0000X40 2530880 .03752267450380.0000Weighted StatistiesR-squared0.993752Mean dependent var10.23293Adjusted R.-squared0.993106S.D. dependent var8.298152S.E. of re-gressi&n0.689020Akaike info crite ri-on2.206119Sum squared res id

17、13.7E770Schwarz criterion2.387614Log likelihood-32.40097F-statistic229.6602Durbin-Wats on stat0.024388ProbfF-stati Stic J0.000000UnweightedStatisticsR-squared0J50231Mean dependent var10.00000Adjusted R.-squa.red0.945032S.D. dependent var2.772747S.E. of re-gressian0.649782Sum squared resid12.24427Dur

18、bin-Wats on stat0.598634y =0.88182 + 0.29775 X2 + 0.43084 x 3 + 0.25309 X4(0.35610) (0.05346)(0.03379)(0.03752)t=(2.47631) (5.56930)(12.74961)(6.74504)R 2=0.99375 R 2=0.99311 F=229.6502 df=29可以看出運(yùn)用加權(quán)最小二乘法消除了異方差性后，參數(shù)的t檢驗(yàn)均顯著，F(xiàn)檢驗(yàn)也顯著， 這一估計(jì)結(jié)果比原先的結(jié)論更為接近真實(shí)情況。（四）自相關(guān)檢驗(yàn)及修正自相關(guān)檢驗(yàn)對(duì)于樣本容量為33，四個(gè)解釋變量的模型，5%顯著水平，查DW統(tǒng)計(jì)

19、表可知，=1.258 ， du=1.651，模型中DW=0.471139匕，說(shuō)明模型存在正自相關(guān)。這一點(diǎn)從殘差圖也可以看出， 殘差圖如下表6所示。表6：自相關(guān)檢驗(yàn)2.自相關(guān)修正為解決自相關(guān)問(wèn)題，選用廣義差分法。在Eviews中，每次回歸的殘差存放在resid序列 中，為了對(duì)殘差進(jìn)行回歸分析，須生成命名為e的殘差序列。使用e進(jìn)行滯后一期的自回歸， 在Eviews命令欄中輸入ls e e（-1）可得回歸方程e =0.75980 e tt 1由上式可知p =0.76443，對(duì)原模型進(jìn)行廣義差分，并進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表7所示。表7廣義差分方程回歸結(jié)果Dependent Variable: Y-0.7

20、5443(-1)Mettkod: Least Squaresate: 05/29/12 Time: 20:42Sam pie (adj us ted): 1979 2010Included observations: 32 afler adjusting endpointsVariableCoefficientSti. Errort-StatisticProb.C0.0811450.0812900 .9902190.3267X2-0.76443*X2(-1)0.2528250.02378210.631030.0000X3-0.76443*X3(-1)0.+753240.02149622.111

21、740.0000X4-076U3*X4(-1)0一2807330.0289359.702085o.ooaoR-squared0.984799Mean dependent var2.312130Adjusted R-squared0.983170S.D. dependent var2513B71S E. of regression0.326125Akaike infio criterion0.713395Sum squared resi d說(shuō)明在 5%的顯著性水平下廣義差分模型中已無(wú)自相關(guān)。同樣可決系數(shù)R2 、t、F統(tǒng)計(jì)量也均達(dá)到理 想水平。由差分方程式有61 =0.08115/(1-0.764

22、43)= 0.34448所以，得到最終的GDP增長(zhǎng)率模型為：Y = 0.34448+0.25283 X2 +0.47532 X 3 +0.28073 X4由上式GDP增長(zhǎng)率模型可知，在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)?shù)谝划a(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率每增長(zhǎng) 1%，平均GDP增長(zhǎng)率會(huì)增加0.25283% ；在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)?shù)诙a(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率每 增長(zhǎng)1%，平均GDP增長(zhǎng)率會(huì)增加0.47532% ；在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)?shù)谌a(chǎn)業(yè)增長(zhǎng) DOC格式.率每增長(zhǎng)1%，平均GDP增長(zhǎng)率會(huì)增加0.28073%。四、結(jié)論與政策建議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)

23、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；形成由主要依靠第二產(chǎn)業(yè)帶 動(dòng)向依靠第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)協(xié)同帶動(dòng)轉(zhuǎn)變的新局面，實(shí)現(xiàn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)可全面協(xié)調(diào)持續(xù)發(fā)展。2、加大對(duì)農(nóng)業(yè)的投入，調(diào)整農(nóng)業(yè)部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高我國(guó)農(nóng)業(yè)的科技化、產(chǎn)業(yè)化、現(xiàn)代化 水平。提高農(nóng)村居民受教育水平，培養(yǎng)具有創(chuàng)新精神和時(shí)代感的社會(huì)主義新農(nóng)民。3、要堅(jiān)持走中國(guó)特色新興工業(yè)化道路，著重改造提升制造業(yè)，培育發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)， 建立創(chuàng)新型國(guó)家，提高我國(guó)核心競(jìng)爭(zhēng)力。自建國(guó)以來(lái)，工業(yè)尤其是重工業(yè)是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的支柱，工業(yè)部結(jié)構(gòu)、地區(qū)結(jié)構(gòu)都存在 差異。調(diào)整工業(yè)部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高基礎(chǔ)工藝、基礎(chǔ)材料、基礎(chǔ)元器件研發(fā)和系統(tǒng)集成水平。 積極有序發(fā)展新一代信息技術(shù)、節(jié)能環(huán)保、新能源、生物、高端裝備制造、新材料、新能源 汽車(chē)等產(chǎn)業(yè)，加快形成先導(dǎo)性、支柱性產(chǎn)業(yè)，切實(shí)提高產(chǎn)業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力和經(jīng)濟(jì)效益。4、加快推進(jìn)服務(wù)業(yè)發(fā)展，把推動(dòng)服務(wù)業(yè)大發(fā)展作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的戰(zhàn)略重點(diǎn)。推進(jìn)服務(wù)業(yè)發(fā)展，不僅能夠有效改變我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀，更能夠提高就業(yè)率，穩(wěn)定民生， 提高人們的生活水平和質(zhì)量。推進(jìn)服務(wù)業(yè)發(fā)展，重點(diǎn)是建立健全流通和服務(wù)部門(mén)，提高流通、 服務(wù)質(zhì)量；拓展服務(wù)業(yè)新領(lǐng)