導讀：
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三大產業對我國國內生產總值增長影響的實證分析
【摘要】經濟發展是以經濟增長為前提的，而經濟增長與產業結構變動又有著密不可分的關系。本文采用1978年至2010年的統計數據，通過建立多元線性回歸模型，運用最小二乘法，研究三大產業增長對我國國內生產總值的拉動，從而得出調整產業結構對轉變經濟發展方式，促進我國經濟可持續發展的重要性。
【關鍵字】國內生產總值 三大產業 最小二乘法 產業結構 可持續發展
一、文獻綜述
國內生產總值（Gross Domestic Product，簡稱GDP)是指在一定時期內（一個季度或一
年），一個國家或地區的經濟中所生產出的全部最終產品和勞務的價值，常被公認為衡量國家經濟狀況的最佳指標。它不但可反映一個國家的經濟表現，還可以反映一國的國力與財富。經濟增長通常是指在一個較長的時間跨度上，一個國家人均產出（或人均收入）水平的持續增加。經濟增長率的高低體現了一個國家或地區在一定時期內經濟總量的增長速度，也是衡量一個國家或地區總體經濟實力增長速度的標志，它構成了經濟發展的物質基礎，而產業結構的調整與優化升級對于經濟增長乃至經濟發展至關重要。
一個國家產業結構的狀態及優化升級能力，是經濟發展的重要動力。十六大報告提出，推進產業結構優化升級，形成以高新技術產業為先導、基礎產業和制造業為支撐、服務業全面發展的產業格局。十七大報告明確指出，推動產業結構優化升級，這是關系國民經濟全局緊迫而重大的戰略任務。《十二五規劃綱要》又將經濟結構戰略性調整作為主攻方向和核心任務。產業結構優化升級對于促進我國經濟全面協調可持續發展具有重要作用。
影響中國國內生產總值（GDP）增長的因素很多，從經濟發展因素來看，三大產業的發展對GDP有著舉足輕重的作用。本文主要從三大產業的結構變化來分析對GDP增長的具體影響。
二、數據收集及模型設定
表1：中國GDP增長率與三大產業增長率相關數據 單位：％
—1—
數據來源：國家統計局，中國2011統計年鑒
通過對數據觀察，根據搜集的1978年至2010年的統計數據，建立模型。其模型表達式為：
Y
t
=β1+β2X2+β3X3+β4X4+μt
其中Yt、X2、X3、X4分別表示國內生產總值(GDP)的年增長率、第一、二、三產業的年增長率，β1表示在其他變量不變情況下，經濟固有增長率，β2、β3、β4分別表示各產業在經濟增長中的權數，μt表示隨機誤差項。
通過上式，我們可以了解到，各產業每增長１個百分點，國內生產總值(GDP)會如何變化。從而進行經濟預測，為產業政策調整提供依據與參考。 三、模型參數估計與調整
（一）多元線性回歸模型
運用Eviews軟件，采用普通最小二乘法，對表一中的數據進行線性回歸，對所建模型進行估計，估計結果見下圖。（表2）
表2： 回歸結果
根據表2中數據，模型估計的結果為：
?
Y
t
=0.60045 + 0.19700X2 + 0.45247X3 + 0.29202X4 (0.37061) (0.04429) (0.02972) (0.03990)
t=(1.62015) (4.44760) (15.22527) (7.31864)
R
2
=0.964104 R=0.96039 F?259.6285 n=33
—2—
2
通過上述線性回歸得到模型，現在就其具體形式進行檢驗： 1、經濟意義檢驗
模型估計結果說明，β1=0.6902，表示當三大產業保持原有規模，我國GDP仍能增加0.6902％；在假定其他變量不變的情況下，第一產業每增長1％，GDP會增長0.19700%；在假定其他變量不變的情況下，第二產業每增長1％，GDP增加0.45247％；在假定其他變量不變的情況下，第三產業每增長1％，GDP增加0.29202％。這與理論分析和經驗判斷相一致。
2、統計檢驗 1）擬合優度檢驗
由表二數據可得，R =0.964104，R=0.96039,這說明模型對樣本的擬合很好。 2）F檢驗
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: β2=β3=β4=0 H1: β2、β3、β4、不全為零
在H0成立的條件下，統計量
F= (ESS/(k-1))/(RSS/(n-k))=259.6285
而在α=0.05,n=33,k=4時，查表得F0.05(3,29)=2.93＜259.6285，由此可知，應拒絕原假設，接受備擇假設，說明回歸方程顯著，即三大產業增長對GDP的增長有顯著影響。
3）t檢驗
H0: βi=0 （i=1,2,3,4） H1: βi≠0 （i=1,2,3,4）
在H0成立的條件下，統計量ti=(βi -βi)/SE(βi)
當βi =0時，tβ2= 4.44760，tβ3=15.22527，tβ4=7.31864；在α=0.05,n=33,k=4時，查表得t0.025(29)=2.045,得tβi＞t0.025(29)=2.045,則拒絕原假設，接受備擇假設，即認為βi顯著不為0 ，說明回歸方程顯著，即三大產業增長對GDP的增長有顯著影響。
（二）多重共線性檢驗
在這里采用簡單相關系數檢驗法，運用Eviews軟件，得出X2、X3、X4的相關系數矩陣，如表3所示:
表3： X2、X3、X4的相關系數矩陣
?
22
?
—3—
一般而言，如果兩個解釋變量的簡單相關系數比較高，如大于0.8，則可認為存在著較嚴重的多重共線性。由相關系數矩陣可以看出，個解釋變量之間的相關系數比較低，且從P值來看，P值很顯著，所以該模型不存在多重共線性。
(三）異方差性檢驗及修正 1.異方差檢驗
在這里采用White檢驗法檢驗，運用Eviews軟件，得出如表4所示結果
表4：異方差檢驗
從表4可以看出，nR2=20.539332，由White檢驗知，在α=0.05下，查?2分布表，得臨界值?20.05(9）=16.9190,比較計算的?2統計量與臨界值，因為nR2=20.85115＞?20.05(9）
=16.9190，所以拒絕原假設，接受備擇假設，表明模型中隨機誤差存在異方差。因為存在異方差，我們需要對異方差性進行修正。
2.異方差修正
運用加權最小二乘法（WLS）估計，我們分別采用權數w1t=1/Xt、w2t=1/Xt^2、w3t=1/sqr(Xt),經估計檢驗發現用權數w1=1/X2的效果最好，下面僅給出用權數w1=1/X2的結果（表5）
表5： 用權數W1的結果
Y=0.88182 + 0.29775X
?
2
+ 0.43084X3+ 0.25309X4
(0.35610) (0.05346) (0.03379) (0.03752) t=(2.47631) (5.56930) (12.74961) (6.74504)
R
2
=0.99375 R=0.99311 F=229.6502 df=29
2
可以看出運用加權最小二乘法消除了異方差性后，參數的t檢驗均顯著，F檢驗也顯著，這一估計結果比原先的結論更為接近真實情況。
（四）自相關檢驗及修正 1.自相關檢驗
對于樣本容量為33，四個解釋變量的模型，5%顯著水平，查DW統計表可知，dL=1.258 ，
dU=1.651，模型中DW=0.471139<dL，說明模型存在正自相關。這一點從殘差圖也可以看出，殘差圖如下表6所示。
表6：自相關檢驗
2.自相關修正
為解決自相關問題，選用廣義差分法。在Eviews中，每次回歸的殘差存放在resid序列中，為了對殘差進行回歸分析，須生成命名為et的殘差序列。使用et進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=0.75980e
t
t?1
?=0.76443，對原模型進行廣義差分，并進行回歸，回歸結果如表7所示。 由上式可知?
表7
廣義差分方程回歸結果
由表7得出回歸方程為
*=0.08115 + 0.25283* + 0.47532* + 0.28073*
X3X2X4Yt
(0.08129) (0.02378) (0.02150) (0.02894) t=(0.99822) (10.63103) (22.11174) (9.70209)
?
R =0.98480 R=0.98317 F=604.6533 DW=2.00844
其中Y*=Yt-0.76443Yt?1,Xt =Xt-0.76443Xt?1 。
t
*
22
?
查5%顯著水平的DW統計表可知dL=1.244，dU=1.650,模型中DW=2.00844＞dU說明在5%的顯著性水平下廣義差分模型中已無自相關。同樣可決系數R 、t、F統計量也均達到理想水平。
由差分方程式有β1 =0.08115/(1-0.76443)= 0.34448 所以，得到最終的GDP增長率模型為：
2
Y
t
= 0.34448+0.25283X2+0.47532X3+0.28073X4
由上式GDP增長率模型可知，在假定其他變量不變的情況下，當第一產業增長率每增長1%，平均GDP增長率會增加0.25283%；在假定其他變量不變的情況下，當第二產業增長率每增長1%，平均GDP增長率會增加0.47532%；在假定其他變量不變的情況下，當第三產業增長率每增長1%，平均GDP增長率會增加0.28073%。
四、結論與政策建議
1、堅持科學發展觀，加快轉變經濟發展方式，推動產業優化升級，形成以高技術產業為
先導，基礎產業和制造業為支撐、服務業全面發展的產業格局；形成由主要依靠第二產業帶動向依靠第一、第二、第三產業協同帶動轉變的新局面，實現我國經濟可全面協調持續發展。
2、加大對農業的投入，調整農業內部產業結構，提高我國農業的科技化、產業化、現代化水平。提高農村居民受教育水平，培養具有創新精神和時代感的社會主義新農民。
3. 要堅持走中國特色新興工業化道路，著重改造提升制造業，培育發展戰略性新興產業，建立創新型國家，提高我國核心競爭力。
自建國以來，工業尤其是重工業是我國經濟發展的支柱，工業內部結構、地區結構都存在差異。調整工業內部產業結構，提高基礎工藝、基礎材料、基礎元器件研發和系統集成水平。積極有序發展新一代信息技術、節能環保、新能源、生物、高端裝備制造、新材料、新能源汽車等產業，加快形成先導性、支柱性產業，切實提高產業核心競爭力和經濟效益。
4、加快推進服務業發展，把推動服務業大發展作為產業結構優化升級的戰略重點。 推進服務業發展，不僅能夠有效改變我國產業結構現狀，更能夠提高就業率，穩定民生，提高人們的生活水平和質量。推進服務業發展，重點是建立健全流通和服務部門，提高流通、服務質量；拓展服務業新領域，發展新業態，培育新熱點，推進規模化、品牌化、網絡化經營。推動特大城市形成以服務經濟為主的產業結構。
參考文獻：
[1]龐皓.2010.計量經濟學.北京：科學出版社（第二版） [2]財新網
[3]中國國家統計局：2011年年鑒
[4]張曉峒.2004.計量經濟學軟件Eviews使用指南.2版.天津：南開大學出版社 [5]陳華.中國產業結構變動與經濟增長．統計與決策，2005,3
[6]王憐.產業結構變動與經濟增長影響的實證分析．商業現代化2007.5
班 級 09金融學9班 姓 名
劉麗 學 號 Js0947915
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