汪梓健?杜娟

摘 要：本文選用中國統(tǒng)計局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。探究經(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)展對于經(jīng)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。

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)比重和自生發(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年時間序列數(shù)據(jù)。，均以中國統(tǒng)計局?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x1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)業(yè)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+c1*x1+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

數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗是做計量問題時常常要考慮的。當(dāng)變量數(shù)據(jù)檢驗是平穩(wěn)的時候，計量分析才有意義，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)的計量經(jīng)濟(jì)分析方法的估計和檢驗會失去通常的性質(zhì)。最終得到錯誤的結(jié)論。平穩(wěn)性檢驗也被普遍運(yùn)用在計量中。保證數(shù)據(jù)平穩(wěn)文采取ADF檢驗，來檢驗數(shù)據(jù)平穩(wěn)性。檢驗結(jié)果ADF檢驗的序列x1，x2，x3，y對應(yīng)的P值分別為0.0104，0.0646，0.0559，0.0504。在顯著水平0.1的條件下各個時間序列都是平穩(wěn)的。方程估計結(jié)果不出現(xiàn)偽回歸。

2.變量線性趨勢圖與模型回歸結(jié)果

模型回歸結(jié)果如下

3.多重共線性檢驗

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。本文選取時間序列故對其進(jìn)行多重共線性檢驗，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)驗表明VIF≥10時即 ≥0.9時存在較嚴(yán)重的多重共線性。分別以x1x2x3做被解釋變量與其他解釋變量做輔助回歸得到的 。輔助回歸方程的被解釋變量x1，x2，x3的 分別為0.6286，0.7507，0.7077?？芍薪忉屪兞枯o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)驗可知不存在較嚴(yán)重的多重共線性。

4.異方差檢驗

同方差的存在是為了確保模型回歸參數(shù)估計量具有良好的統(tǒng)計性質(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)常檢驗異方差是否存在。同方差即總體回歸函數(shù)中的隨機(jī)誤差項滿足同方差（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)估計量是線性無偏但非有效。方差不再具有最小。t檢驗失去估計作用。預(yù)測不再可靠。

在模型中如果對所有的i都有 則ui具有同方差性。本文采用包含交叉項的White檢驗來檢驗?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诋惙讲?。結(jié)果如下：

由圖可知在0.05顯著水平下因為 （9）接受原假設(shè)。即方程同方差。

5.自相關(guān)分析

自相關(guān)指總體回歸模型的隨機(jī)誤差項間存在相關(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)估計失去有效性。使得模型的預(yù)測區(qū)間不可靠，過高的估計t值等問題。本文采用的是Breusch-Godfrey檢驗（LM檢驗）。因為LM檢驗需要確定滯后長度于是采用偏相關(guān)系數(shù)檢驗先確定滯后長度ρ。對模型y=c+c1*x1+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檢驗結(jié)果為

因為nR2對應(yīng)的P值為0.0081<0.05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）項進(jìn)行回歸。對修正的模型進(jìn)行l(wèi)m檢驗來檢驗是否修正自相關(guān)結(jié)果在0.05水平下nR2對應(yīng)的P值為0.0946>0.05所以接受原假定，模型在顯著水平0.05下無自相關(guān)。修正的模型為

Y=0.0306+0.1385*X1+0.4602*X2+0.3985*X3+[AR（1）=0.6879]

解釋變量對應(yīng)的t值分別為14.2721，28.8947，16.3580。說明修正后的解釋變量對于被解釋變量任是顯著的。

三、結(jié)論與建議

1.結(jié)論

我國經(jīng)濟(jì)增長率年來不斷下降的原因從三大產(chǎn)業(yè)層面上看是三大產(chǎn)業(yè)增長下滑的共同作用結(jié)果。從經(jīng)濟(jì)增長與第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)時間線性趨勢圖可以看出經(jīng)濟(jì)增長與其他三個變量的趨勢是相同的。由回歸結(jié)果可知第一產(chǎn)業(yè)增長率每增加1個百分點(diǎn)經(jīng)濟(jì)增長增加0.1385個百分點(diǎn)。第二產(chǎn)業(yè)每增加1個百分點(diǎn)經(jīng)濟(jì)增長增加0.4602個百分點(diǎn)。第三產(chǎn)業(yè)每增加1個百分點(diǎn)經(jīng)濟(jì)增長增加0.3985個百分點(diǎn)。第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)增長對于經(jīng)濟(jì)增長作用比第一產(chǎn)業(yè)明顯。在我國第二產(chǎn)業(yè)增長對于經(jīng)濟(jì)增長作用是最大的。表明在我國資本密集的第二產(chǎn)業(yè)對于經(jīng)濟(jì)拉動最用最高。近年第二產(chǎn)業(yè)速度變慢導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長乏力的一個重要因素。

我國第二產(chǎn)業(yè)增長大幅下滑可能與第二產(chǎn)業(yè)技術(shù)落后有關(guān)。我國很多工廠生產(chǎn)的產(chǎn)品都是價值低的或者低附加值的。對于科技含量高的產(chǎn)品忽略了發(fā)展。同時在生產(chǎn)技術(shù)上也沒有進(jìn)行升級導(dǎo)致生產(chǎn)效率低。在SOLOW模型中知識是經(jīng)濟(jì)增長的唯一原因。忽略了知識與技術(shù)的第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展變緩。一方面國家對于企業(yè)的管制體制不夠合理，導(dǎo)致一些企業(yè)虛假生產(chǎn)騙取財政補(bǔ)貼。這對于我國產(chǎn)業(yè)發(fā)展是很不利的。第一產(chǎn)業(yè)2011年的增長率為17.2766%，之后到2014年依次為10.2662%、8.6967%、5.4481%。下降幅度很大。但是對于總的經(jīng)濟(jì)增長的影響沒有第二產(chǎn)業(yè)大。這點(diǎn)可以由回歸模型的變量系數(shù)看出。第一產(chǎn)業(yè)2011年的增長率為18.4778%，之后到2014年依次為7.7540%、7.0768%、5.9612%?？梢钥闯龅诙a(chǎn)業(yè)增速下降的太快了。遠(yuǎn)遠(yuǎn)快于經(jīng)濟(jì)增長下降的速度。實(shí)業(yè)發(fā)展速度變緩。2014年各個變量的增長率分別為經(jīng)濟(jì)增長8.1865，第一產(chǎn)業(yè)5.4481第二產(chǎn)業(yè)5.9612第三產(chǎn)業(yè)10.8287。關(guān)于產(chǎn)業(yè)發(fā)展，我國農(nóng)村人口來源于中國統(tǒng)計局2012年數(shù)據(jù)約是97065萬人，有效灌溉面積約為62490千公頃，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值為50902億。而發(fā)達(dá)國家農(nóng)業(yè)機(jī)械化成度高，效率高。低效率的第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展勢必會影響其他產(chǎn)業(yè)發(fā)展最終經(jīng)濟(jì)增長受到限制。將農(nóng)業(yè)低效率的那部分勞動力解放出來，填補(bǔ)到勞動力效率較高的產(chǎn)業(yè)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展會更加健康。我國農(nóng)村農(nóng)業(yè)發(fā)展勞動力區(qū)域內(nèi)過剩，資本投入過少機(jī)械化水平有待提高。邊際要素報酬遞減的規(guī)律，勞動生產(chǎn)率還不夠高。但是我國農(nóng)業(yè)發(fā)展居然很大的潛力。隨著城市化不斷的深入。勞動過分密集的農(nóng)村投入更多的資本使得第一產(chǎn)業(yè)勞動和資本配置趨于合理，農(nóng)業(yè)將得到進(jìn)一步發(fā)展。

2.建議

供給側(cè)改革帶來的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，資本與技術(shù)的革新，市場監(jiān)管的完善。產(chǎn)品質(zhì)量提高或會刺激經(jīng)濟(jì)增長再次進(jìn)入高速通道，并且是高質(zhì)量的。對此提出的建議是重視第一和第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和變革。在第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展的基礎(chǔ)上第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展也必然是優(yōu)質(zhì)的。第一產(chǎn)業(yè)明顯存在著勞動密集的特點(diǎn)。我們知道邊際要素報酬是遞減的，第一產(chǎn)業(yè)需要投入更多的資本，減少勞動有利于第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展。同時注意發(fā)展農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)使資本擠出的勞動力充分利用。對于影響最大的第二產(chǎn)業(yè)我們要響應(yīng)國家創(chuàng)新科技的號召，重視人力資源的開發(fā)，優(yōu)化我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，振興我國實(shí)業(yè)。鼓勵廠商造出質(zhì)量高價格合理的產(chǎn)品。另一方面國家應(yīng)當(dāng)與時俱進(jìn)的完善相關(guān)法律體制來確保有一個良好的發(fā)展環(huán)境，特別在一些新產(chǎn)品新服務(wù)進(jìn)入國內(nèi)后。

參考文獻(xiàn)：

[1]凌亞君，陳浩.基于VAR模型的我國三大產(chǎn)業(yè)內(nèi)在經(jīng)濟(jì)聯(lián)系研究[J].經(jīng)濟(jì)問題探索，2014（09）.

[2]張萃.中國經(jīng)濟(jì)增長與貧困減少--基于產(chǎn)業(yè)構(gòu)成視角的分析[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2011（05）.

[3]雷原，韓偉.三大產(chǎn)業(yè)技術(shù)選擇、勞動力產(chǎn)業(yè)間分布與經(jīng)濟(jì)增長[J].經(jīng)濟(jì)問題探索，2013（10）.

[4]黃茂興，李軍軍.技術(shù)選擇、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟(jì)增長[J].經(jīng)濟(jì)研究，2009（07）.

[5]劉偉，張輝.中國經(jīng)濟(jì)增長中的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷和技術(shù)進(jìn)步[J].經(jīng)濟(jì)研究，2008（11）.

[6]朱曉華，鄧寶義.我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長影響的實(shí)證分析[J].企業(yè)經(jīng)濟(jì)，2013（07）.

作者簡介：汪梓?。?996- ），男，漢族，安徽省蕪湖市無為縣人，安徽財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，2014級本科生，國際金融專業(yè)