【導(dǎo)讀】本文根據(jù)協(xié)整理論、格。應(yīng)用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析，分析我國第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和我國第三產(chǎn)。業(yè)就業(yè)比重的變化對人均GDP的脈沖影響及貢獻(xiàn)率。據(jù)進(jìn)行實證分析，并根據(jù)協(xié)整模型和誤差修正模型分別對2020年數(shù)據(jù)做預(yù)測。于實際值的相對誤差為%，造成數(shù)據(jù)異常的主要原因為2020年的金融危機。

　　

【正文】 原來變量之間的協(xié)整關(guān)系 ,并能使其趨勢線性化 ， 去除異方差影響 。 所以 ， 分別對人均 國內(nèi)生產(chǎn)總值（ Y） 、第三產(chǎn)業(yè)的 國內(nèi)生產(chǎn)總值 占 國內(nèi)生產(chǎn)總值的 比重 （ X1） 和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占 總 就業(yè)總?cè)藬?shù)的比重 （ X2）進(jìn) 行自然對數(shù)變換 ,分別用 LY、 LX LX2表示自然對數(shù)的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、第三產(chǎn)業(yè)的 國內(nèi)生產(chǎn)總值 占 國內(nèi)生產(chǎn)總值的 比重和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占 總 就業(yè)總?cè)藬?shù)的比重。 利用上一小節(jié)所介 紹的分析方法 ， 運用 軟件 ， 對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系進(jìn)行實證分析。 單位根檢驗 在實際操作中 ，應(yīng)該先觀察各變量的趨勢圖，以確定 ADF模型 的選擇。 華北科技學(xué)院畢業(yè) 論文 第 19 頁 共 32頁 1 . 71 . 61 . 51 . 41 . 31 . 21 . 11 9 8 0 1 9 8 5 1 9 9 0 1 9 9 5 2 0 0 0 2 0 0 5LX 12 . 22 . 01 . 81 . 61 . 41 . 21 . 01 9 8 0 1 9 8 5 1 9 9 0 1 9 9 5 2 0 0 0 2 0 0 5LX 25 . 66 . 06 . 46 . 87 . 27 . 68 . 01 9 8 0 1 9 8 5 1 9 9 0 1 9 9 5 2 0 0 0 2 0 0 5LY 圖 41 lx lx ly的趨勢圖 從上圖可以看出 lx lx ly明顯具有趨勢項和截距項， 所以在單位根檢驗時， 應(yīng)選擇小節(jié) 3. 1中的模型（三） 。 lx lx ly的 ADF檢驗結(jié)果可由表 44看出，都是非平穩(wěn)時間序列，所以需要進(jìn)行一階差分。差分后的趨勢圖如圖 42。 可見一階差分后，已經(jīng)沒有了趨勢項，截距項不確定，需要由 AIC和 SC來確定最佳模型。 . 0 8 . 0 4. 0 0. 0 4. 0 8. 1 21 9 8 0 1 9 8 5 1 9 9 0 1 9 9 5 2 0 0 0 2 0 0 5D L X 1 . 0 4. 0 0. 0 4. 0 8. 1 2. 1 61 9 8 0 1 9 8 5 1 9 9 0 1 9 9 5 2 0 0 0 2 0 0 5D L X 2 . 0 5. 0 0. 0 5. 1 0. 1 5. 2 01 9 8 0 1 9 8 5 1 9 9 0 1 9 9 5 2 0 0 0 2 0 0 5D L Y 圖 42 Dlx Dlx Dly的趨勢圖 Dlx Dlx Dly的 ADF檢驗結(jié)果如表 44，三個變量都在 5%著性水平 上，拒絕原假設(shè)，說明差分后序列已經(jīng)平穩(wěn)。所以各序列是一階單整序列。 基于協(xié)整理論的我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關(guān)系 分析 第 20 頁 共 32頁 表 44 ADF單位根檢驗 變量 ADF統(tǒng)計量 （ C， T， L） AIC SC 5%著性水平下的臨界值 檢驗結(jié)果 Lx1 (C， T， 1) 不平穩(wěn) Lx2 (C， T， 1) 不平穩(wěn) Ly (C， T， 1) 不平穩(wěn) Dlx1 (C， 0， 0) 平穩(wěn) Dlx2 (C， 0， 0) 平穩(wěn) Dly (C， 0， 1) (10%) 平穩(wěn) 注：（ C， T， L） 中的 C、 T、 L 分別表示截距 、 時間趨勢和滯后期 。 協(xié)整檢驗 由于在單位根檢驗中得知 ，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值是非平穩(wěn)時間序列，但其均是一階單整，所以可以采用 EG兩步法，檢驗其是否具有協(xié)整關(guān)系。 利用軟件可以得到 如圖 43： 圖 43 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的回歸分析 我國 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的長期均衡方程為 ： 9 . 7 9 5 2 0 . 5 6 3 6 1 1 . 4 7 2 0 2L y L x L x ?? ? ? ? （ 41） 同時保存 殘差 ? ，即均衡差 的 估計值，并用 ADF模型 檢驗其 平穩(wěn) 性，結(jié)果如 表 45。 表 45 殘差 ? 的 ADF 單位根檢驗 變量 ADF 統(tǒng)計量 （ C， T， L） AIC SC 5%著性水平下的臨界值 檢驗結(jié)果 ? (C， 0， 3) 平穩(wěn) 所以 殘差 ? 是平穩(wěn)的時間序列，存在協(xié)整關(guān) 系，即式 （ 41） 反映了三個時間序列之間的某種長期均衡關(guān)系， 模型的變量選擇是合理的，回歸系數(shù)具有經(jīng)濟意義。 又因為變量對數(shù)的差分近似等于該變量的變化率，所以 從 式 （ 41） 中 可以得出第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)華北科技學(xué)院畢業(yè) 論文 第 21 頁 共 32頁 出彈性和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn) ,即從長期來看 ,第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重增加% ,人均 GDP將會隨著增加 1 % ,第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口增加 % ,人均 GDP就會增加 1%。 誤差修正模型 本文中的協(xié)整 檢驗結(jié)果表明 我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) 和 我國經(jīng)濟發(fā)展 存在長期均衡的關(guān)系 ， 就意味著存在誤差修 正模型 ， 可對其短期關(guān)系作 進(jìn) 一步研究 。 在協(xié)整分析的基礎(chǔ)上建立產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和 我國經(jīng)濟發(fā)展 的誤差修正模型 ，如 圖 44： 圖 44 誤差修正回歸 由上圖可得模型為： 0 . 1 8 9 6 1 0 . 5 5 8 2 2 0 . 6 3 8 4 ( 1 ) 0 . 1 7 1 2 ( 1 )D L y D L x D L x D L y e? ? ? ? ? ?。 其中 (1)e? 為協(xié)整中的殘差項的滯后一期。 誤差修正系數(shù)符號為負(fù)，符合 反 向修正機制．其修正速度為 ，表明向平衡狀態(tài)收斂力度并不大 ， 當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)將以 %的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)調(diào)整為均衡狀態(tài) 。 這一調(diào)整系數(shù)說明 我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) 對 我國經(jīng)濟發(fā)展 具有明顯的正向促進(jìn)作用， 我國 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動主要以短期波動的形式來影響 GDP 的變化 ， 政府應(yīng)該時刻關(guān)注三次產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)變化 ， 以便及時調(diào)整 我國的 國民經(jīng)濟健康、穩(wěn)定、持續(xù)的發(fā)展 。 另外，因為變量對數(shù)的差分近似地等于該變量的變化量，所以從估計結(jié)果還可以看出，在短期內(nèi) 第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)變動 1%，將引起 人均國內(nèi)生產(chǎn)總值 同方向變動 %；第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)變動 1%， 將引起 人均國內(nèi)生產(chǎn)總值 同方向變動 %，而上一期國內(nèi)生產(chǎn)總值變化將引起本期的國內(nèi)生產(chǎn)總值同向變化 %，這反映了慣性的延續(xù)。 模型的預(yù)測 由前兩小節(jié)可知我 國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系的長期均衡模型和短期修正模型，它 們分別是 ： 基于協(xié)整理論的我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關(guān)系 分析 第 22 頁 共 32頁 長期 模型 ： 9 . 7 9 5 2 0 . 5 6 3 6 1 1 . 4 7 2 0 2L y L x L x ?? ? ? ? 短期模型： 0 . 1 8 9 6 1 0 . 5 5 8 2 2 0 . 6 3 8 4 ( 1 ) 0 . 1 7 1 2 ( 1 )D L y D L x D L x D L y e? ? ? ? ? ? 通過 軟件 EViews 的使用，在兩個模型的基礎(chǔ)上可以進(jìn)行 預(yù)測， 從而我們可以近一步檢驗?zāi)Ｐ偷暮侠硇浴? 在長期均衡模型的基礎(chǔ)上， 我們已知 X1=， X2=， 對 2020年的 數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)測值。軟件得出的結(jié)果是 Lyf=， 此為人均 GDP取對數(shù)后的值，進(jìn)過對數(shù)變換 ， 人均 GDP預(yù)測值為 yf= 。而 2020年的實際值為 （剔除價格影響后的值）， 長期 預(yù)測值與實際值 的相對誤差為 %。 在圖 45中，可以看到 RMSE為 ，MAE為 ，擬合度精確。 5 . 66 . 06 . 46 . 87 . 27 . 68 . 01 9 8 0 1 9 8 5 1 9 9 0 1 9 9 5 2 0 0 0 2 0 0 5L Y F 177。 2 S . E .F o r e c a s t : L Y FA c t u a l : L YF o r e c a s t s a m p l e : 1 9 7 9 2 0 0 9I n c l u d e d o b s e r v a t i o n s : 3 0R oot M ean S qua r ed E r r or M ean A bs ol ute E r r or M ean A bs . P er c ent E r r or T hei l I neq ual i ty C oeff i c i ent B i as P r opo r ti on V ar i anc e P r opo r ti on C ov ar i anc e P r opo r ti on 圖 45 預(yù)測圖形 在短期 誤差修正模型 的基礎(chǔ)上， 對 2020年的 數(shù)據(jù)進(jìn)行 預(yù)測 ，軟件 預(yù)測的 結(jié)果 是：Dlyf 2020 =（ Dlyf2020 = lyf2020 lyf2020 ）。 則人均 GDP對數(shù)的預(yù)測值 為 ： Lyf1=，人均 GDP的預(yù)測值為： yf1=。 短期 預(yù)測值與實際值 的相對誤差 為 %。 根據(jù) 實際值 、 長期預(yù)測值 和短期預(yù)測 ，明顯 可以得出 短期預(yù)測誤差大。 造成這一現(xiàn)象的主要原因是 2020年的全球金融危機。雖然我國經(jīng)濟體系與國外不同，但隨著對外開放，全球經(jīng)濟一體化，我國 仍然 會受到金融風(fēng)暴的影響。從我國的一些價格指數(shù)也能說明問題。 從 2020年到 2020年我國居民消費價格指數(shù) 總體呈上升趨勢，由 ，而 2020年的居民消費價格指數(shù)為 ，波動很大，而且呈下降趨勢。再來看人均 GDP的表現(xiàn)，在剔除價格影響后，人均 GDP呈上升趨勢，而 2020年則突然下降 ，雖然幅度不大，但 這 仍然 反應(yīng)了 2020年，我國經(jīng)濟總體 受到了全球經(jīng)濟危機的影響 。 所以 2020年的短期預(yù)測值要比長期預(yù)測值大很多，表現(xiàn)出異常。 表 46顯示了我國 19792020年的華北科技學(xué)院畢業(yè) 論文 第 23 頁 共 32頁 短期，長期預(yù)測值（剔除價格影響）。 除個別年份，短期修正模型很好的修正了長期均衡模型，達(dá)到建立短期修正模型的目的。 表 46 我國人均 GDP 預(yù)測值 年份 短期預(yù)測 長期預(yù)測 真實值 年份 短期預(yù)測 長期預(yù)測 真實值 1979 1994 1980 1995 1981 1996 1982 1997 1983 1998 1984 1999 1985 2020 1986 2020 1987 2020 1988 2020 1989 2020 1990 2020 1991 2020 1992 2020 1993 2020 表 47 相對誤差與絕對 誤差 年份 短期的絕 對誤差 長期的絕對誤差 短期的相對誤差 長期的相對誤差 年份 短期的絕對誤差 長期的絕對誤差 短期的相對誤差 長期的相對誤差 1979 1994 1980 1995 1981 1996 1982 1997 1983 1998 1984 1999 1985 2020 1986 2020 1987 2020 1988 2020 1989 2020 1990 2020 1991 2020 1992 2020 1993 2020 基于協(xié)整理論的我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關(guān)系 分析 第 24 頁 共 32頁 因果 關(guān)系 檢驗 協(xié)整檢驗結(jié)果證明我國人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系 ，但這種長期均衡的關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需要進(jìn)一步驗證。 由圖 46可以看出，在 10%的置信水平下， 人均 GDP（ Y） 增長與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重（ X1）增長互為格蘭杰因果關(guān)系，且第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重（ X1）增長是人均 GDP（ Y） 增長的格蘭杰原因較強。 另外第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重（ X2）增長是人均 GDP（ Y） 增長的格蘭杰原因，人均 GDP（ Y） 增長 不是 第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重（ X2）增長 的格蘭杰原因，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重（ X2）增長是第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重（ X1）增長的格蘭杰原因 ，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重（ X1）增長不是第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重（ X2）增長的格蘭杰原因。 圖 46 滯后期為二的因果檢驗 由于因果檢驗對滯后期的選擇異常敏感，為了克服滯后期選擇的主觀性，需要對模型進(jìn)行具體分析，以檢