新常態(tài)下經(jīng)濟(jì)增長與三大產(chǎn)業(yè)增長關(guān)系的實(shí)證分析

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1、新常態(tài)下經(jīng)濟(jì)增長與三大產(chǎn)業(yè)增長關(guān)系的實(shí)證分析摘要：本文選用中國統(tǒng)計(jì)局1995年到2014年年度數(shù)據(jù)加以整理，建立多元線性回歸模型。探宄經(jīng)濟(jì)增長與三大產(chǎn)業(yè)增長的關(guān)系。結(jié)果表明在我國第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展對于?濟(jì)增長的影響最大，其次是第三產(chǎn)業(yè)。三大產(chǎn)業(yè)發(fā)展變緩造成了經(jīng)濟(jì)增長速度放緩使經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)。優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)供給側(cè)改革或起到刺激作用。本文采集自網(wǎng)絡(luò)，本站發(fā)布的論文均是優(yōu)質(zhì)論文，供學(xué)習(xí)和研究使用，文中立場與本網(wǎng)站無關(guān)，版權(quán)和著作權(quán)歸原作者所有，如有不愿意被轉(zhuǎn)載的情況，請通知我們刪除己轉(zhuǎn)載的信息，如果需要分享，

2、請保留本段說明。關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長；三大產(chǎn)業(yè)；新常態(tài)一、引言近年來我國經(jīng)濟(jì)增長放緩，針對世界范圍內(nèi)經(jīng)濟(jì)不景氣我國提出經(jīng)濟(jì)新常態(tài)。對于經(jīng)濟(jì)新常態(tài)從經(jīng)濟(jì)高速增長下滑到2015年中國統(tǒng)計(jì)局公布的6.9%。經(jīng)濟(jì)增長一直是我國非?？粗氐慕?jīng)濟(jì)指標(biāo)。對于經(jīng)濟(jì)增長變慢各界非常的重視。三大產(chǎn)業(yè)增長構(gòu)成了我國GDP，三大產(chǎn)業(yè)比秉和自生發(fā)展?fàn)顩r也自然而然影響經(jīng)濟(jì)的增長。在改革開放之后，我國進(jìn)行了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。1979年大力發(fā)展農(nóng)業(yè)以及進(jìn)行輕重工業(yè)比例的調(diào)整，同時(shí)發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)。到了現(xiàn)在農(nóng)業(yè)是基礎(chǔ)，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)是核心，主

3、要任務(wù)是轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式，發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)。三大產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展帶動經(jīng)濟(jì)增長的布局。經(jīng)濟(jì)新常態(tài)之下有必要聯(lián)系三大產(chǎn)業(yè)在此層面上進(jìn)行觀察和分析。二、變量選擇與實(shí)證分析本文選取數(shù)據(jù)是1995年-2014年時(shí)間序列數(shù)據(jù)。，均以中國統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)為基礎(chǔ)或加工而成。本文選取國內(nèi)生產(chǎn)總值環(huán)比增長率作為經(jīng)濟(jì)增長衡量指標(biāo)，用變量y表示。用年度第一產(chǎn)業(yè)增加值的環(huán)比增長率作為衡量第一產(chǎn)業(yè)增長比率指標(biāo)以xl表示。用年度第二產(chǎn)業(yè)增加值的環(huán)比增長率作為衡量第二產(chǎn)、Ik增長比率指標(biāo)以X2表示。用年度第三產(chǎn)業(yè)增加值的環(huán)比增長率作為衡量第

4、三產(chǎn)業(yè)增長比率指標(biāo)以X3表示。本文使用的模型為多元線性回歸模型，設(shè)為y=c+cl*xl+c2*x2+c3*x3。下面是模型的相關(guān)分析。1.數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)是做計(jì)量問題時(shí)常常要考慮的。當(dāng)變量數(shù)據(jù)檢驗(yàn)是平穩(wěn)的吋候，計(jì)量分析才有意義，不會出現(xiàn)偽回歸。如果模型中數(shù)據(jù)是不平穩(wěn)的，那么傳統(tǒng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法的估計(jì)和檢驗(yàn)會失去通常的性質(zhì)。最終得到錯(cuò)誤的結(jié)論。平穩(wěn)性檢驗(yàn)也被普遍運(yùn)用在計(jì)量中。保證數(shù)據(jù)平穩(wěn)文采取ADF檢驗(yàn)，來檢驗(yàn)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性。檢驗(yàn)結(jié)果ADF檢驗(yàn)的序列xl，x2,x3,y對應(yīng)的P值分別為0

5、.0104,0.0646,0.0559,0.0504。在顯著水平0.1的條件下各個(gè)時(shí)間序列都是平穩(wěn)的。方程估計(jì)結(jié)果不出現(xiàn)偽回歸。1.變量線性趨勢圖與模型回歸結(jié)果模型回歸結(jié)果如下2.多重共線性檢驗(yàn)多重共線性既是解釋變量間的線性關(guān)系。嚴(yán)重的多重共線性會導(dǎo)致模型估計(jì)出現(xiàn)失誤。嚴(yán)重的多重共線性會導(dǎo)致較高。F值變大，t值變小等。本文選取時(shí)間序列故對其進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，采用方差擴(kuò)大因子法。VIF是對應(yīng)解釋變量X的方差擴(kuò)大因子。即。變量間的多重共線線越大則VIF值越大，反之多重共線性越弱VIF值越小。經(jīng)驗(yàn)表

6、明VIF^IO時(shí)即^0.9時(shí)存在較嚴(yán)重的多重共線性。分別以xlx2x3做被解釋變景與其他解釋變景做輔助回歸得到的。輔助回歸方程的被解釋變量xl，x2，x3的分別為0.6286,0.7507，0.7077。可知所有解釋變量輔助回歸方程的值都不超過0.9即對應(yīng)的VIFj不超過10。根據(jù)經(jīng)驗(yàn)可知不存在較嚴(yán)重的多重共線性。3.異方差檢驗(yàn)同方差的存在是為Y確保模型回歸參數(shù)估計(jì)景具有良好的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)。實(shí)際經(jīng)濟(jì)問題中經(jīng)常存在異方差，存在異方差就要對模型進(jìn)行修正。我們在進(jìn)行回歸之前經(jīng)常檢驗(yàn)異方差是否存在。同方差即

7、總體回歸函數(shù)中的隨機(jī)誤差項(xiàng)滿足同方差（有相同的方差）。如果不滿足假設(shè)線性回歸模型存在異方差。模型如果存在異方差性會產(chǎn)生以下影響。參數(shù)估計(jì)量是線性無偏但非有效。方差不再具有最小。t檢驗(yàn)失去估計(jì)作用。預(yù)測不再可靠。在模型中如果對所有的i都有則Hi具有同方差性。本文采用包含交叉項(xiàng)的White檢驗(yàn)來檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诋惙讲?。結(jié)果如下：由圖可知在0.05顯著水平下因?yàn)?9)接受原假設(shè)。即方程同方差。1.自相關(guān)分析自相關(guān)指總體回歸模型的隨機(jī)誤差項(xiàng)間存在相關(guān)關(guān)系的一種現(xiàn)象。模型存在自相關(guān)會導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)失去有效性

8、。使得模型的預(yù)測區(qū)間不可靠，過高的估計(jì)t值等問題。本文采用的是Breusch-Godfrey檢驗(yàn)(LM檢驗(yàn))。因?yàn)長M檢驗(yàn)需要確定滯后長度于是采用偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)先確定滯后長度P。對模型y=c+cl*xl+c2*x2+c3*x3進(jìn)行回歸得到殘差保存為e。對e做偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)得到如下圖。由圖可以推測模型存在一階自相關(guān)。接下來進(jìn)行LM檢驗(yàn)結(jié)果為因?yàn)閚R2對應(yīng)的P值為0.008K0.05所以拒絕原假定，模型在顯著水平0.05下存在自相關(guān)性。對于模型進(jìn)行修正引入AR(1)項(xiàng)進(jìn)行回歸。對修正的模型進(jìn)行l(wèi)m檢