浙江产业结构与经济增长关系实证分析.docVIP

浙江产业结构与经济增长关系实证分析 　　自改革开放以来，浙江省的经济增长速度一直居于全国前列。但近几年经济势头开始放缓，主要工业经济指标在全国明显后移，增长速度也在全国靠后，这与浙江的产业结构问题有很大关系。因此，需要正确认识浙江产业结构的现状。现在对浙江产业结构与经济增长关系的研究多集中于定性的描述和分析，这种关系的真实性还需要严格的实证支持。基于以上认识，本文应用动态计量经济分析方法，利用协整理论与误差修正模型对浙江产业结构与经济增长的关系进行了实证分析，同时在二者协整关系成立的条件下，研究了它们的因果关系。 　　一、数据及指标说明 　　本文分析使用的样本区间为1978年～2006年，数据均来自于《浙江统计年鉴》（2007）以及《新中国五十年统计数据资料汇编》。因为1978年前经济发展本身是制度驱动型的，在此框架内研究经济增长与产业结构的???系意义不大，所以只选取了改革以后至今的数据。 　　本文采用浙江省各年GDP（Y）代表经济增长，用第一产业的产值结构既第一产业产值占GDP的比重（X1）以及第一产业的就业结构既第一产业从业人员占从业总人数的比重（X2）来代表产业结构。并用1978年为基期的生产总值指数对当年价格的GDP进行调整得到可比价GDP，记为RY。为了使数据的趋势线形化并消除可能存在的异方差，对各个变量做对数变换得到LRY、LX1、LX2。 　　二、实证分析 　　1.变量的协整关系检验 　　如果直接对时间序列数据进行回归，很容易造成伪回归， 会影响回归分析的有效性。所以在用时间序列进行回归分析之前，必须进行时间序列的平稳性检验。对LRY、LX1、LX2进行ADF检验发现序列LRY、LX1、LX2在5%的显著性水平上都是非平稳的。但在二阶差分后三者在5%的显著性水平上成为平稳序列，这说明它们都是I(1)的，可以用来做协整关系的检验。 　　并不是直接用非平稳时间序列数据进行的回归分析都是无效的，若变量之间存在协整关系，则对他们做回归的结果仍是有效的，因此用Engle-Granger两步法检验他们之间是否存在协整关系。 　　先用LRY分别对LX1、LX2做OLS估计，结果如下： 　　LRY = 11.65 - 1.77LX1 （1） 　　(72.01)(-32.43) 　　R2=0.975A-R2=0.974 DW=0.5136 F=1051.63 　　LRY = 19.12 - 3.28LX2（2） 　　(27.15)(-17.98) 　　R2=0.925A-R2=0.923 DW=0.1818F=323.22 　　设模型(1)的残差序列为μ1，模型（2）的残差序列为μ2。对 μ1、μ2做ADF检验。结果表明残差序列μ1、μ2在5%的显著性水平上是平稳的，既时间序列LRY与LX1、LX2之间存在长期的均衡关系。模型（1）,（2）表明，浙江第一产业的结构变动与经济增长变动是反方向的，当第一产业产值结构变动1%时，实际经济产出将向反方向变动1.77%,当第一产业就业结构变动1%时，实际经济产出将反向变动3.28%，这也符合配第―克拉克定律。 　　2.格兰杰因果检验 　　对于一组具有协整关系的向量，可以表明它们之间存在长期稳定的比例关系，但他们是否构成因果关系，还需要通过格兰杰因果检验来判断。 　　对LRY和LX1进行检验的结果如下表所示： 　　注：Probability为若拒绝原假设则犯第一类错误的概率。 　　由上表可知，第一产业产值结构与就业结构变化是实际产出变动的格兰杰成因，而实际产出的变化却不是第一产业产值结构与就业结构变化的格兰杰成因。 　　3.误差修正模型 　　协整关系只反映变量之间的长期均衡关系，为弥补长期静态模型的不足，可通过误差修正模型反映长期均衡对短期波动影响的“误差修正机制”，该模型反映了被解释变量短期波动可以由解释变量的短期波动和两个变量对长期均衡的偏离两部分解释。 　　对LRY和LX1、X2建立误差修正模型，逐步剔除不显著变量后得到： 　　△LRY =0.1057-0.2859△X1-0.103C1（-1） （3） 　　 （8.45） （-1.98） （-1.68） 　　R2=0.265 A-R2=0.841DW=2.24F=19.24 　　△LRY=0.0986-0.6692△X2-0.007C2（-1）（4） 　　R2=0.316A-R2=0.746DW=1.79F=27.07 　　由（3）、（4）可知，两个方程的误差修正项系数小于0，这符合反向修正原则。在t-1期，当LRYt-1+1.77X1t-1时，即t-1期的实际经济产出向上偏离均衡时，调整系数会以0.103的速度减少实际经济产出的增加，从而调整t期的经济增长速度向长期均衡靠