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        基于VAR模型對(duì)我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析

        2021-05-28 14:14:24雷咪咪
        商場(chǎng)現(xiàn)代化 2021年6期

        雷咪咪

        摘 要:由于當(dāng)前第三產(chǎn)業(yè)是我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中發(fā)展速度最快的產(chǎn)業(yè),扮演著越來(lái)越重要的角色,因此十分有必要對(duì)我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)做理論上的分析,從而指導(dǎo)實(shí)踐。本文從國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站上搜集到衡量我國(guó)經(jīng)濟(jì)狀況和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的指標(biāo),所選時(shí)間序列數(shù)據(jù)為1980年-2019年。使用Eviews軟件中的操作指令,完成對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的分析。文章將從5個(gè)維度:平穩(wěn)性分析、協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)、方差分解、建立VAR模型展開(kāi)研究,發(fā)現(xiàn)兩者間有著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系且第三產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有強(qiáng)烈的促進(jìn)作用,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)有單向的格蘭杰因果原因。作出分析后對(duì)促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展提出了政策建議。

        關(guān)鍵詞:GDP;第三產(chǎn)業(yè);VAR模型

        一、引言

        本文中的第三產(chǎn)業(yè)是按照國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站中的規(guī)定,即服務(wù)業(yè)。目前第三產(chǎn)業(yè)是我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中發(fā)展速度最快的產(chǎn)業(yè),一是由于我國(guó)在2001年正式加入世界貿(mào)易組織,并伴隨著國(guó)際經(jīng)濟(jì)全球化程度不斷加強(qiáng),各國(guó)間經(jīng)濟(jì)交流頻繁,促進(jìn)了我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。二是由于我國(guó)政策對(duì)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的重視,使我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)順利由工業(yè)主導(dǎo)型轉(zhuǎn)變?yōu)榉?wù)業(yè)主導(dǎo)型,并且符合經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)形勢(shì)加大對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的投入。

        1980年至2019年第三產(chǎn)業(yè)總量增加535371.0億元,此種增長(zhǎng)可謂是舉世矚目。我國(guó)處于發(fā)展中國(guó)家并慢慢地向發(fā)達(dá)國(guó)家邁進(jìn),因此國(guó)家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也在不斷調(diào)整,第三產(chǎn)業(yè)對(duì)GDP總量的貢獻(xiàn)率也在2012年第一次超過(guò)第二產(chǎn)業(yè),成為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中占比最多的產(chǎn)業(yè)。

        第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展前景是自身地位的集中體現(xiàn)。它在整個(gè)經(jīng)濟(jì)中起著積極的作用,通過(guò)生產(chǎn)、勞動(dòng)和貿(mào)易多種因素作用。加快發(fā)展第三產(chǎn)業(yè),有利于增加就業(yè),減輕就業(yè)壓力,增加人們生活方式的豐富性,提升生活質(zhì)量,也會(huì)使經(jīng)濟(jì)更加穩(wěn)步的發(fā)展,增加社會(huì)挖掘新興產(chǎn)業(yè)的潛力。

        二、研究綜述

        1.國(guó)外研究現(xiàn)狀

        國(guó)外對(duì)第三產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)關(guān)系的研究,可以查閱的相關(guān)文獻(xiàn)很少,大多是一些具體產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系,如印度礦產(chǎn)出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)或是具體研究國(guó)家經(jīng)濟(jì)的文獻(xiàn)。

        在教材和一些文獻(xiàn)內(nèi)容中,了解到早在1968年前后就有國(guó)外學(xué)者具體對(duì)本國(guó)的經(jīng)濟(jì)狀況、經(jīng)濟(jì)情況對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的影響、第三產(chǎn)業(yè)本身等進(jìn)行了多維度的全面分析。如加拿大學(xué)者格魯伯和沃克對(duì)本國(guó)系統(tǒng)研究以及學(xué)者Baumer和Fuchs分析了第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)能力,GDP貢獻(xiàn)已經(jīng)有了比較系統(tǒng)的框架。

        2.國(guó)內(nèi)研究現(xiàn)狀

        中國(guó)對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的研究可以查閱的相關(guān)文獻(xiàn)有很多,且大致可以從以下兩個(gè)方面進(jìn)行說(shuō)明:第一方面,大量關(guān)于某地區(qū)或某省市的第三產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析,其中肖琳對(duì)安徽省第三產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行研究、陽(yáng)玉香對(duì)湖南省進(jìn)行研究等,大多數(shù)省份和地區(qū)都有文獻(xiàn)進(jìn)行具體研究,且結(jié)果相似度很高,得出地區(qū)性第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。第二方面,大量文章從某地區(qū)或某省市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)出發(fā)說(shuō)明,通過(guò)傳統(tǒng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)多種分析方法進(jìn)行分析有范海麗對(duì)重慶的研究,朱智文、柳晨(2012)在文獻(xiàn)中對(duì)于甘肅省的研究等都有類似結(jié)論,表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著影響。

        3.國(guó)內(nèi)外研究的不足

        在對(duì)國(guó)外文獻(xiàn)進(jìn)行搜集,近年來(lái)并未發(fā)現(xiàn)有學(xué)者對(duì)某國(guó)或某地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系基于VAR模型的研究,但是較早時(shí)期對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的研究較為系統(tǒng)。國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)多是從以上兩方面進(jìn)行第三產(chǎn)業(yè)分析,對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的研究范圍不夠全面,系統(tǒng)框架也不夠健全,且近年來(lái)鮮有學(xué)者對(duì)中國(guó)的第三產(chǎn)業(yè)有較為全面的多方面研究。

        三、VAR模型理論

        向量自回歸(Vector Auto Regression)模型是由西姆斯提出。它可以在不清楚各變量為內(nèi)生還是外生的情況下,認(rèn)為含有的所有變量都是內(nèi)生變量進(jìn)行分析。根據(jù)現(xiàn)有的文獻(xiàn)研究,這種關(guān)系并不是唯一的,而是多種多樣的。

        在一個(gè)含有n個(gè)方程的VAR模型中,每個(gè)被解釋變量的若干期滯后值回歸,若令滯后階數(shù)為k,則VAR模型的一般形式如下方公式所示:

        其中εt是由隨機(jī)誤差項(xiàng)構(gòu)成的n維列向量,其中隨機(jī)誤差項(xiàng)εt(i=1,2,…n)為白噪聲過(guò)程,且滿足E(εitεjt)=0(i,j=1,2,…n,且i≠j)。

        它基于數(shù)據(jù)建立了一組相互關(guān)聯(lián)的方程式,避免了單方程計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型無(wú)法描述變量之間相互作用的不足,是單變量時(shí)間序列Auto Regressive(AR)模型在多元時(shí)間序列上的衍生。多用在多元統(tǒng)計(jì)分析中,對(duì)有相關(guān)關(guān)系變量之間存在的關(guān)系進(jìn)行研究。

        VAR模型要求在各變量都處于平穩(wěn)的前提下建立。在變量不平穩(wěn)時(shí),首先要對(duì)變量進(jìn)行處理,使變量處于平穩(wěn),處理的方式一般有對(duì)序列進(jìn)行差分或取對(duì)數(shù)。若是數(shù)據(jù)經(jīng)過(guò)一次差分后,仍是非平穩(wěn)序列,可以選擇繼續(xù)差分,但是差分次數(shù)過(guò)多,會(huì)失去經(jīng)濟(jì)意義。

        四、指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)處理

        1.指標(biāo)選取

        為了研究我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系,對(duì)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中的各項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行分析,最終選取我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(億元)GDP和第三產(chǎn)業(yè)增加值(億元)TI兩項(xiàng)指標(biāo)。其中用我國(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值衡量我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r,第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r用指標(biāo)第三產(chǎn)業(yè)增加值來(lái)表示。下文中它們分別用GDP和TI來(lái)表示。本文選取的研究數(shù)據(jù)的周期為1980年-2019年。如圖1是TI和GDP隨時(shí)間變化而變化的趨勢(shì)圖。

        2.數(shù)據(jù)處理

        趨勢(shì)圖中兩變量(TI和GDP)都隨時(shí)間的變量增長(zhǎng)速度較快,呈現(xiàn)出指數(shù)增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì),根據(jù)時(shí)間序列中平穩(wěn)序列和非平穩(wěn)序列的定義來(lái)看,有明顯的時(shí)間趨勢(shì)性,由此可以判定兩變量都為非平穩(wěn)序列。因此可對(duì)它們進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理,對(duì)變量取對(duì)數(shù)后lnGDP和lnTI的時(shí)間序列圖如圖2所示。

        對(duì)不平穩(wěn)數(shù)列進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理的原因分為兩方面,其一,一些情況下不平穩(wěn)序列只要進(jìn)行取對(duì)數(shù)操作就可以轉(zhuǎn)換成平穩(wěn)序列。其二,由于取對(duì)數(shù)可以消除時(shí)間序列中存在的異方差問(wèn)題,并且不會(huì)影響原有變量間存在的關(guān)系。后續(xù)進(jìn)行的協(xié)整檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)函數(shù)分析都不會(huì)受到影響。

        在圖2中可以看出兩者存在較高的相關(guān)關(guān)系。此圖也具有明顯的時(shí)間趨勢(shì)性,本文初步判定lnGDP和lnTI這兩個(gè)變量都為非平穩(wěn)。

        五、實(shí)證分析

        對(duì)我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)做實(shí)證分析,本文采取了以下五個(gè)維度進(jìn)行相關(guān)分析。

        1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

        進(jìn)行建模之前,必須要先檢驗(yàn)所使用變量的平穩(wěn)性,變量處于不平穩(wěn)狀態(tài),不能進(jìn)行后續(xù)操作,因此變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)是建立模型的前提工作。若沒(méi)有滿足平穩(wěn)條件,則要對(duì)變量處理,如:進(jìn)行差分過(guò)程,使變量滿足要求。這里文章選取ADF方法檢驗(yàn)各變量的平穩(wěn)性,最經(jīng)常使用的方式即ADF檢驗(yàn)。使用Eviews7.2計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件對(duì)模型進(jìn)行建立和檢驗(yàn)。

        在圖2中初步判斷l(xiāng)nTI和lnGDP兩者之間存在高度的相關(guān)關(guān)系,各變量為不平穩(wěn)。本文使用Eviews對(duì)變量做了平穩(wěn)性檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。結(jié)果證實(shí)之前的判斷是正確的。lnTI和lnGDP的P值為0.3221和0.2641,在1%和5%水平下,都落入拒絕域,因此本文認(rèn)為lnTI和lnGDP都是非平穩(wěn),對(duì)它們一階差分處理,在5%的置信度水平下仍落入拒絕域,對(duì)它們二階差分處理,在5%的置信度水平下落入接受域,因此認(rèn)為兩變量二階平穩(wěn)。

        2.VAR模型

        (1)最優(yōu)滯后階數(shù)確定

        在建模前,模型滯后期的選擇,這一步是必不可少的。對(duì)比文獻(xiàn)中選擇的AIC和SC準(zhǔn)則和文獻(xiàn)中最優(yōu)滯后階數(shù)的確定方式,本文將采用第二種方式,最優(yōu)滯后階數(shù)是選擇六種準(zhǔn)則在某一階數(shù)認(rèn)為該階數(shù)最優(yōu)次數(shù)最多時(shí),選取LogL、LR、FPE、AIC、SC、HQ這六個(gè)準(zhǔn)則為判斷依據(jù)。

        表2所描述的情況為:階數(shù)為0,2,3,4無(wú)準(zhǔn)則判定該階為最優(yōu),在1階有五種準(zhǔn)則(LR、FPE、AIC、SC、HQ準(zhǔn)則)判定是最優(yōu),因此選擇滯后階數(shù)為1階為本文模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。

        (2)建立VAR模型

        上文根據(jù)多數(shù)準(zhǔn)則判斷了1階是最優(yōu)階數(shù),依據(jù)最優(yōu)滯后期本文建立向量自回歸模型VAR(1),以此來(lái)判斷l(xiāng)nGDP和lnTI兩變量間關(guān)系。

        根據(jù)表3的結(jié)果,可將結(jié)果整理為方程形式,如下所示。

        (3)VAR模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

        在模型建完后,也要確保模型的穩(wěn)定性。模型穩(wěn)定性檢驗(yàn),有圖示法和數(shù)值法,本文選擇使用圖示法,圖示法可以更直觀地看到是否所有的單位根都落入單位圓中。圖示結(jié)果如下圖3所示。

        從圖3,可以很清楚地看到兩個(gè)單位根結(jié)果十分明顯地落入了單位圓中。由此證明,模型VAR(1)是穩(wěn)定的。

        3.協(xié)整檢驗(yàn)

        (1)概念

        協(xié)整指測(cè)定的所有變量都在差分次數(shù)相同的情況下處于平穩(wěn)狀態(tài)。協(xié)整理論中單整時(shí)沒(méi)有辦法運(yùn)用此理論,前提必須要求變量協(xié)整即同階單整,本文表1中指出兩變量在進(jìn)行二階差分后是平穩(wěn)的,則可以運(yùn)用協(xié)整理論進(jìn)行分析。

        協(xié)整檢驗(yàn)的提出是由于許多變量都是在經(jīng)過(guò)差分后才處于平穩(wěn)狀態(tài),這時(shí)候?qū)ψ兞窟M(jìn)行回歸,回歸的結(jié)果是進(jìn)行差分后變量間的關(guān)系,而協(xié)整檢驗(yàn)的提出可以解決此問(wèn)題,即使經(jīng)過(guò)處理的變量也能知道原變量間的關(guān)系。

        (2)E-G兩步法檢驗(yàn)

        本文采用E-G兩步法進(jìn)行分析。此方法分為兩步進(jìn)行:

        第一步,運(yùn)用回歸中最小二乘法擬合兩變量,得到它們的關(guān)系方程,在此處也可認(rèn)為是處于長(zhǎng)期均衡水平下兩變量的關(guān)系方程,方程為:

        其中決定系數(shù)R2=0.997731,說(shuō)明lnTI對(duì)lnGDP的擬合系數(shù)為0.997731,即第三產(chǎn)業(yè)增加值對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的解釋強(qiáng)度很高。也可從F值,P值,t值看出此方程非常顯著。

        第二步,根據(jù)方程容易得到序列的殘差,E-G協(xié)整檢驗(yàn)是利用殘差平穩(wěn)來(lái)衡量變量間的協(xié)整關(guān)系。對(duì)獲得的殘差平穩(wěn)檢測(cè),這里使用和上述一致的ADF檢驗(yàn),結(jié)果如表4所示。

        由表4可知:置信度為5%的臨界值為-1.949856,和ADF值-3.259529相比,ADF結(jié)果小于臨界值,得出殘差序列穩(wěn)定。由此可知我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

        E-G檢驗(yàn)第一步和第二步已完成,且第二步通過(guò)檢驗(yàn),則第一步中的均衡方程解釋為:在長(zhǎng)期條件下,lnTI每有1個(gè)單位的增長(zhǎng),lnGDP會(huì)隨之變化0.890732個(gè)單位。

        據(jù)此可看出我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系;第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響很大;我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的彈性為0.890732。

        4.Granger因果檢驗(yàn)

        上述協(xié)整檢驗(yàn)并沒(méi)有對(duì)變量間的關(guān)系進(jìn)行說(shuō)明,只對(duì)長(zhǎng)期作用進(jìn)行說(shuō)明,誤差修正模型結(jié)果也是在修正原有的趨勢(shì)所帶來(lái)的偏差使其回到正軌,而格蘭杰因果檢驗(yàn)是判斷變量之間是否存在因果關(guān)系的一種經(jīng)典的方法,如果在原有一個(gè)時(shí)序的基礎(chǔ)上加上一個(gè)時(shí)序,原有的時(shí)序得到改善,則說(shuō)明新加入的時(shí)序與原有時(shí)序間存在因果關(guān)系。

        本文ADF檢驗(yàn)時(shí)得知兩變量為二階單整,可以對(duì)變量進(jìn)行因果檢驗(yàn),得出兩變量的因果關(guān)系結(jié)果。

        在表格中可以得出以下結(jié)論:

        (1)在5%的置信度水平下,P值為0.2166,原假設(shè)“l(fā)nTI不是lnGDP的格蘭杰原因”在假設(shè)檢驗(yàn)中落入接受域,以此證明了第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)并不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因,說(shuō)明第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沒(méi)有預(yù)測(cè)能力。

        (2)在5%的置信度水平下,P值為0.0324,原假設(shè)“l(fā)nGDP不是lnTI的格蘭杰原因”落入拒絕域,說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因,經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)有預(yù)測(cè)能力。

        從而得出有關(guān)因果關(guān)系結(jié)論:經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)第三產(chǎn)業(yè)有一定的預(yù)測(cè)能力,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)不互為因果關(guān)系。

        5.方差分解分析

        方差分解分析可以預(yù)測(cè)模型中系統(tǒng)各變量的貢獻(xiàn)值,并得出這些變量影響的相對(duì)重要性。下圖4-1是lnGDP對(duì)其本身和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的方差分解圖,圖4-2為第三發(fā)展水平對(duì)本身和國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的方差分解圖。

        由圖4-1中可得出,GDP解釋自己的程度不高,一直維持在20%左右;但第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的解釋程度很高且一直維持在80%程度上。在圖4-2中可以看出第三產(chǎn)業(yè)開(kāi)始對(duì)自己的解釋程度是從100%開(kāi)始下降并且一直在一定程度上緩緩下降,在第10期時(shí)達(dá)到第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)對(duì)自己的解釋程度下降至80%左右,與之對(duì)應(yīng)的是國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)形式對(duì)第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的解釋程度不斷上升,在第10期時(shí)達(dá)到了20%左右。

        六、結(jié)論及建議

        本文選擇了第三產(chǎn)業(yè)增加值TI和國(guó)民生產(chǎn)總值GDP代表我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀況。首先,對(duì)這兩變量進(jìn)行ADF檢驗(yàn),再求得二階差分后變得平穩(wěn)說(shuō)明兩者之間存在著某種均衡關(guān)系;其次,對(duì)兩變量建立了VAR模型用于描述兩變量時(shí)間序列之間的變動(dòng)關(guān)系。

        由于兩變量都是二階單整序列,進(jìn)行協(xié)整分析發(fā)現(xiàn):我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)值每增加1%,能拉動(dòng)GDP增長(zhǎng)約0.89%,說(shuō)明我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有拉動(dòng)效應(yīng)。格蘭杰因果檢驗(yàn)表明,我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)第三產(chǎn)業(yè)有一定的預(yù)測(cè)能力,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)不互為因果關(guān)系。從方差分解分析中可以看出第三產(chǎn)業(yè)對(duì)GDP的解釋程度很高,說(shuō)明第三產(chǎn)業(yè)在GDP占比中占有絕大多數(shù),第三產(chǎn)業(yè)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重要環(huán)節(jié),第三產(chǎn)業(yè)對(duì)自己的解釋程度很高,但GDP的解釋程度在緩慢增加說(shuō)明第三產(chǎn)業(yè)自身發(fā)展速度很快,期間伴隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展,我國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展也為第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供了幫助。

        由此可以看出,第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著明顯的促進(jìn)關(guān)系。在當(dāng)前有利的經(jīng)濟(jì)環(huán)境下,加速第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展,實(shí)現(xiàn)第三產(chǎn)業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)調(diào)發(fā)展,可以從以下幾個(gè)方面思考:①發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)要選擇新興的商業(yè)、服務(wù)業(yè)、旅游業(yè)為突破口,我國(guó)是文明古國(guó),近幾年新興的網(wǎng)紅經(jīng)濟(jì),都可以加速發(fā)展,現(xiàn)階段我國(guó)旅游服務(wù)水平還相對(duì)較低,更需要在提高中發(fā)展,在發(fā)展中提高;②增強(qiáng)第三產(chǎn)業(yè)的科技創(chuàng)新能力,對(duì)傳統(tǒng)的服務(wù)業(yè)進(jìn)行升級(jí)改造。創(chuàng)新是第三產(chǎn)業(yè)持續(xù)發(fā)展的動(dòng)力,從傳統(tǒng)的第三產(chǎn)業(yè)中脫穎而出需要強(qiáng)大的創(chuàng)新力,同時(shí)要注重對(duì)餐飲業(yè)類的傳統(tǒng)行業(yè)增添豐富性,進(jìn)一步來(lái)提高人們生活質(zhì)量。

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