《計量經(jīng)濟學(xué)》結(jié)課論文

計量經(jīng)濟學(xué)作業(yè)《計量經(jīng)濟學(xué)》結(jié)課論文新疆各地州產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究姓名學(xué)號專業(yè)梁云2010111001產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學(xué)王睿哲2010111006產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學(xué)王雪嬌2010111039農(nóng)業(yè)經(jīng)濟管理新疆各地州產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究——基于面板數(shù)據(jù)的實證分析摘要：本文運用面板數(shù)據(jù)模型，通過Eviews軟件對新疆各地州1990-2004年間的國民生產(chǎn)總值及三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的關(guān)系分別進行了模型擬合。結(jié)論認為，在我國國民經(jīng)濟增長貢獻率中工業(yè)最大，第一產(chǎn)業(yè)、其他服務(wù)業(yè)次之。金融保險業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)最少。關(guān)鍵詞：面板數(shù)據(jù)模型；經(jīng)濟增長；三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；貢獻率引言有關(guān)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，在西方經(jīng)濟學(xué)界存在兩種觀點．以西蒙·庫茲涅茨為代表的觀點認為，經(jīng)濟總量變化引起結(jié)構(gòu)變化；以華爾特·惠特曼·羅斯托為代表的觀點認為，結(jié)構(gòu)變化帶來經(jīng)濟總量變化。庫茲涅茨在總結(jié)發(fā)達國家國民收入的增長歷史方面做出了突出貢獻，他認為幾乎每個發(fā)達國家的增長過程都會呈現(xiàn)出一些共同特征，如人均產(chǎn)出和人口的高增長、總要素生產(chǎn)率的高增長率、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的迅速變革、社會意識和形態(tài)的迅速變革等．這些特征之間存在著緊密的邏輯聯(lián)系，人均產(chǎn)出的高增長率來自于勞動生產(chǎn)率水平的提高，高人均收入又轉(zhuǎn)而產(chǎn)生了高水平的人均消費，高水平的人均消費意味著需求結(jié)構(gòu)的變化，由此刺激了生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的變化，從而促成一國從不發(fā)達走向發(fā)達?？梢姡瑤炱澞恼J為，經(jīng)濟增長首先是總量變化的過程，結(jié)構(gòu)變化是總量變化后的結(jié)果，只有總量的高增長率才會導(dǎo)致結(jié)構(gòu)的高變換率。羅斯托關(guān)于經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系的論述是，一國經(jīng)濟的快速增長要滿足三個條件：一是要有較高的積累比例，二是要建立發(fā)展較快的主導(dǎo)部門，三是要有制度上的改革。一、三兩個條件分別是為經(jīng)濟的快速增長做資金、制度上的保障，真正帶動經(jīng)濟快速增長的是主導(dǎo)部門。主導(dǎo)部門由于采用新技術(shù)、降低了成本而引起生產(chǎn)量絕對水平的增長，主導(dǎo)部門在總產(chǎn)量中的比重上升，由此引起經(jīng)濟的快速增長。同時，由于產(chǎn)業(yè)間的關(guān)聯(lián)作用，主導(dǎo)部門的發(fā)展會帶動相關(guān)部門的發(fā)展，產(chǎn)生擴散效應(yīng)，引起區(qū)域及國民經(jīng)濟的變化與更快速的經(jīng)濟增長?？梢姡_斯托認為，一國經(jīng)濟的增長是從最先采用先進技術(shù)的主導(dǎo)部門開始、進而擴散到其它部門后實現(xiàn)的．對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關(guān)系中主、次地位的確定，將有助于認識經(jīng)濟增長的模式。改革開放以來，我國學(xué)者開始關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的關(guān)系．早期的研究多限于邏輯推理與規(guī)范分析，近幾年的研究中，使用計量經(jīng)濟學(xué)模型的定量研究越來越多。蔣振聲研究了中國經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系，對第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重與國內(nèi)生產(chǎn)總值的關(guān)系進行了協(xié)整檢驗，認為兩者的協(xié)整關(guān)系存在，只是前者是后者變化的原因，而后者對前者的影響在統(tǒng)計上不顯著。之后，許多學(xué)者將視角放在了一個省或某區(qū)域內(nèi)研究二者的關(guān)系。李繼云研究云南省的情況，認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整(用第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重表示)與經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關(guān)系，用Granger因果檢驗證實，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是經(jīng)濟增長變化的原因，而后者不是前者變化的原因。王兵研究了廣東省、李世彬研究了黑龍江省、張慶君研究了東北老工業(yè)基地情況，結(jié)論基本相似。從現(xiàn)有的實證文獻看，絕大多數(shù)學(xué)者認為，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進是引起經(jīng)濟總量變化的原因。當(dāng)前對于新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟增長的實證研究存在著以下問題：一是樣本容量偏少，會影響模型擬合效果，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動與經(jīng)濟增長是一個長期性的作用關(guān)系，短期內(nèi)二者的關(guān)系也許并不顯著。二者，大多數(shù)的研究僅就某一個產(chǎn)業(yè)與GDP的關(guān)系進行了分析，并且又以對第一產(chǎn)業(yè)的研究見多，而對第二、三產(chǎn)業(yè)的研究偏少。最后，用全自治區(qū)的數(shù)據(jù)掩蓋了地州間兩者關(guān)系的差異。為此，本文采用面板數(shù)據(jù)模型分析研究新疆各主要產(chǎn)業(yè)增長對經(jīng)濟增長的拉動和貢獻率。實證分析面板數(shù)據(jù)(paneldata)指在時間截面上取多個截面，在這些截面上同時選取若干樣本觀測值所構(gòu)成的樣本數(shù)據(jù)．面板數(shù)據(jù)模型是近20年來計量經(jīng)濟學(xué)重要的發(fā)展內(nèi)容之一，它能充分利用時間及截面數(shù)據(jù)信息描述變量之間的關(guān)系．一、數(shù)據(jù)的選取與處理本文選用1990--2004年新疆維吾爾自治區(qū)各地州的GDP及第一產(chǎn)業(yè)、工業(yè)、建筑業(yè)（二者之和為第二產(chǎn)業(yè)）、交通運輸倉儲郵電業(yè)、批發(fā)零售貿(mào)易餐飲業(yè)、金融保險業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)和其他服務(wù)業(yè)（后五者之和為第三產(chǎn)業(yè)）等產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值進行分析，資料來源為新疆生產(chǎn)總值資料匯編（1978-2004）。二、假設(shè)方程采用1990年-2004年各地州各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的歷年增長率為解釋變量，各地州國民生產(chǎn)總值歷年增長率為被解釋變量。假設(shè)方程為：yi=ci+β1ix1+β2ix2+β3ix3+β4ix4+β5ix5+β6ix6+β7ix7+β8ix8βi為各產(chǎn)業(yè)增長對GDP增長的邊際效應(yīng)。計算GDP的年均增長率G和各產(chǎn)業(yè)的年平均增長率αi將各產(chǎn)業(yè)增長的邊際效應(yīng)乘以年均增長率得到各產(chǎn)業(yè)增長對GDP增長的平均拉動。各產(chǎn)業(yè)平均拉動除以GDP的年均增長率得到貢獻率。將各相關(guān)數(shù)據(jù)錄入Eviews軟件中，首先分析數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。三、單位跟檢驗原假設(shè)：不穩(wěn)定（Hadri除外，Hadri中原：穩(wěn)定）目的：防止虛假回歸或偽回歸方法：相同根下：LLC、Breintung、Hadri不同根下：IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher5模式：三種檢驗?zāi)Ｊ剑杭扔汹厔萦钟薪鼐?、只有截距、以上都無（對面板序列繪制時序圖做出模式選擇）。秩序：水平（level）、一階差分、二階甚至高階差分直至序列平穩(wěn)為止。備注：ADF檢驗是通過三個模型來完成，首先從含有截距和趨勢項的模型開始，再檢驗只含截距項的模型，最后檢驗二者都不含的模型。并且認為，只有三個模型的檢驗結(jié)果都不能拒絕原假設(shè)時，我們才認為時間序列是非平穩(wěn)的，而只要其中有一個模型的檢驗結(jié)果拒絕了零假設(shè)，就可認為時間序列是平穩(wěn)的。由結(jié)果可知，所有P值均小于0.05，說明所有序列均通過檢驗，均很平穩(wěn)。四、建立回歸模型通過Hausman檢驗確定影響模式。H0：應(yīng)該建立隨機效應(yīng)模型。H1：應(yīng)該建立固定效應(yīng)模型。先使用隨機效應(yīng)回歸，然后做Hausman檢驗，如果是小概率事件，拒絕原假設(shè)則應(yīng)建立固定效應(yīng)模型，反之，則應(yīng)該采用隨機效應(yīng)模型進行估計。如果是固定模型，就作F值檢驗，來選擇個體固定效應(yīng)模型和混合估計模型H0：對于不同橫截面模型截距項相同（建立混合估計模型）。H1：對于不同橫截面模型的截距項不同（建立時刻固定效應(yīng)模型）。F統(tǒng)計量定義為：F=[(SSEr-SSEu)/(N－1)]/[SSEu/(NT-N-k)]其中，SSEr，SSEu分別表示約束模型（混合估計模型的）和非約束模型（個體固定效應(yīng)模型的）的殘差平方和（Sumsquaredresid）。非約束模型比約束模型多了N–1個被估參數(shù)。需要指出的是：當(dāng)模型中含有k個解釋變量時，F(xiàn)統(tǒng)計量的分母自由度是NT-T-k。通過對F統(tǒng)計量選擇準確、最佳的估計模型。原假設(shè)：應(yīng)建立隨機效應(yīng)模型首先：建立隨機效應(yīng)回歸其次：用Hausman檢驗該模型是否是隨機效應(yīng)模型建立的模型的HausmanTest統(tǒng)計量（W）是17.56，P值是0.0248，即P<0.05，不通過，所以應(yīng)該建立固定模型。固定效應(yīng)模型分為三種：個體固定效應(yīng)模型、時刻固定效應(yīng)模型和個體時刻固定效應(yīng)模型。對個體固定，則應(yīng)選擇個體固定效用模型。作個體固定效應(yīng)模型和混合估計模型的選擇?；旌闲?yīng)模型個體固定效用模型作F值檢驗。相對于混合估計模型來說，是否有必要建立個體固定效應(yīng)模型可以通過F檢驗來完成。（其中：F統(tǒng)計量定義為：F=[(SSEr-SSEu)/(N－1)]/[SSEu/(NT-N-k)]）F=[(0.649577-0.562487)/(13-1)]/[0.562487/(13*15-13-8)]=2.25<F0.05(12,172)≈2.3所以選取混合估計模型。五、得出結(jié)論綜上，最終得出新疆各地州產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長貢獻率關(guān)系模型：GDP=0.390x1+0.253x2+0.034x3+0.020x4+0.051x5(24.05)(14.68)(10.86)(2.80)(3.49)+0.004x6–0.002x7+0.214x8(1.51)(-0.81)(11.39)進行統(tǒng)計檢驗，如下圖所示：可知，該模型通過了各項統(tǒng)計與計量經(jīng)濟學(xué)檢驗，并且模型中各變量系數(shù)的符號和數(shù)值的經(jīng)濟意義合理。總體模型較為合理。帶入模型可得各產(chǎn)業(yè)貢獻率如下所示：GDP一產(chǎn)工業(yè)建筑業(yè)交通運輸倉儲郵電業(yè)批發(fā)零售貿(mào)易餐飲業(yè)金融保險業(yè)房地產(chǎn)其他服務(wù)業(yè)年均增長率（%）14.910.216.617.316.313.911.525.618.4邊際效應(yīng)0.3900.2530.0340.020.0510.004-0.0020.214平均拉動（%）3.994.210.590.330.710.05-0.053.95貢獻率(%)26.7828.253.952.194.760.31-0.3426.48據(jù)此可知：在新疆經(jīng)濟增長貢獻率中工業(yè)以28.25%得分最高，第一產(chǎn)業(yè)、其他服