新常態下經濟增長與三大產業增長關系的實證分析

汪梓健?杜娟

摘 要：本文選用中國統計局1995年到2014年年度數據加以整理，建立多元線性回歸模型。探究經濟增長與三大產業增長的關系。結果表明在我國第二產業發展對于經濟增長的影響最大，其次是第三產業。三大產業發展變緩造成了經濟增長速度放緩使經濟進入新常態。優化產業結構供給側改革或起到刺激作用。

關鍵詞：經濟增長；三大產業；新常態

一、引言

近年來我國經濟增長放緩，針對世界范圍內經濟不景氣我國提出經濟新常態。對于經濟新常態從經濟高速增長下滑到2015年中國統計局公布的6.9%。經濟增長一直是我國非常看重的經濟指標。對于經濟增長變慢各界非常的重視。三大產業增長構成了我國GDP，三大產業比重和自生發展狀況也自然而然影響經濟的增長。在改革開放之后，我國進行了產業結構的調整。1979年大力發展農業以及進行輕重工業比例的調整，同時發展第三產業。到了現在農業是基礎，高新技術產業是核心，主要任務是轉變經濟增長方式，發展第三產業。三大產業協同發展帶動經濟增長的布局。經濟新常態之下有必要聯系三大產業在此層面上進行觀察和分析。

二、變量選擇與實證分析

本文選取數據是1995年-2014年時間序列數據。，均以中國統計局數據為基礎或加工而成。本文選取國內生產總值環比增長率作為經濟增長衡量指標，用變量y表示。用年度第一產業增加值的環比增長率作為衡量第一產業增長比率指標以x1表示。用年度第二產業增加值的環比增長率作為衡量第二產業增長比率指標以x2表示。用年度第三產業增加值的環比增長率作為衡量第三產業增長比率指標以x3表示。本文使用的模型為多元線性回歸模型，設為y=c+c1*x1+c2*x2+c3*x3。下面是模型的相關分析。

1.數據平穩性檢驗

數據平穩性檢驗是做計量問題時常常要考慮的。當變量數據檢驗是平穩的時候，計量分析才有意義，不會出現偽回歸。如果模型中數據是不平穩的，那么傳統的計量經濟分析方法的估計和檢驗會失去通常的性質。最終得到錯誤的結論。平穩性檢驗也被普遍運用在計量中。保證數據平穩文采取ADF檢驗，來檢驗數據平穩性。檢驗結果ADF檢驗的序列x1，x2，x3，y對應的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的。方程估計結果不出現偽回歸。

2.變量線性趨勢圖與模型回歸結果

模型回歸結果如下

3.多重共線性檢驗

多重共線性既是解釋變量間的線性關系。嚴重的多重共線性會導致模型估計出現失誤。嚴重的多重共線性會導致 較高。F值變大，t值變小等。本文選取時間序列故對其進行多重共線性檢驗，采用方差擴大因子法。VIF是對應解釋變量X的方差擴大因子。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。經驗表明VIF≥10時即 ≥0.9時存在較嚴重的多重共線性。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。可知所有解釋變量輔助回歸方程 的值都不超過0.9即對應的VIFj不超過10。根據經驗可知不存在較嚴重的多重共線性。

4.異方差檢驗

同方差的存在是為了確保模型回歸參數估計量具有良好的統計性質。實際經濟問題中經常存在異方差，存在異方差就要對模型進行修正。我們在進行回歸之前經常檢驗異方差是否存在。同方差即總體回歸函數中的隨機誤差項滿足同方差（有相同的方差）。如果不滿足假設線性回歸模型存在異方差。模型如果存在異方差性會產生以下影響。參數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檢驗來檢驗模型是否存在異方差。結果如下：

由圖可知在0.05顯著水平下因為 （9）接受原假設。即方程同方差。

5.自相關分析

自相關指總體回歸模型的隨機誤差項間存在相關關系的一種現象。模型存在自相關會導致參數估計失去有效性。使得模型的預測區間不可靠，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系數檢驗先確定滯后長度ρ。對模型y=c+c1*x1+c2*x2+c3*x3進行回歸得到殘差保存為e。對e做偏相關系數檢驗得到如下圖。

由圖可以推測模型存在一階自相關。接下來進行LM檢驗結果為

因為nR2對應的P值為0.0081<0.05所以拒絕原假定，模型在顯著水平0.05下存在自相關性。對于模型進行修正引入AR（1）項進行回歸。對修正的模型進行lm檢驗來檢驗是否修正自相關結果在0.05水平下nR2對應的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。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、結論與建議

1.結論

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

我國第二產業增長大幅下滑可能與第二產業技術落后有關。我國很多工廠生產的產品都是價值低的或者低附加值的。對于科技含量高的產品忽略了發展。同時在生產技術上也沒有進行升級導致生產效率低。在SOLOW模型中知識是經濟增長的唯一原因。忽略了知識與技術的第二產業發展變緩。一方面國家對于企業的管制體制不夠合理，導致一些企業虛假生產騙取財政補貼。這對于我國產業發展是很不利的。第一產業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。但是對于總的經濟增長的影響沒有第二產業大。這點可以由回歸模型的變量系數看出。第一產業2011年的增長率為18.4778%，之后到2014年依次為7.7540%、7.0768%、5.9612%。可以看出第二產業增速下降的太快了。遠遠快于經濟增長下降的速度。實業發展速度變緩。2014年各個變量的增長率分別為經濟增長8.1865，第一產業5.4481第二產業5.9612第三產業10.8287。關于產業發展，我國農村人口來源于中國統計局2012年數據約是97065萬人，有效灌溉面積約為62490千公頃，農業產值為50902億。而發達國家農業機械化成度高，效率高。低效率的第一產業發展勢必會影響其他產業發展最終經濟增長受到限制。將農業低效率的那部分勞動力解放出來，填補到勞動力效率較高的產業，經濟發展會更加健康。我國農村農業發展勞動力區域內過剩，資本投入過少機械化水平有待提高。邊際要素報酬遞減的規律，勞動生產率還不夠高。但是我國農業發展居然很大的潛力。隨著城市化不斷的深入。勞動過分密集的農村投入更多的資本使得第一產業勞動和資本配置趨于合理，農業將得到進一步發展。

2.建議

供給側改革帶來的產業結構優化，資本與技術的革新，市場監管的完善。產品質量提高或會刺激經濟增長再次進入高速通道，并且是高質量的。對此提出的建議是重視第一和第二產業的發展和變革。在第一產業和第二產業健康發展的基礎上第三產業發展也必然是優質的。第一產業明顯存在著勞動密集的特點。我們知道邊際要素報酬是遞減的，第一產業需要投入更多的資本，減少勞動有利于第一產業發展。同時注意發展農村集體經濟使資本擠出的勞動力充分利用。對于影響最大的第二產業我們要響應國家創新科技的號召，重視人力資源的開發，優化我國產業結構，振興我國實業。鼓勵廠商造出質量高價格合理的產品。另一方面國家應當與時俱進的完善相關法律體制來確保有一個良好的發展環境，特別在一些新產品新服務進入國內后。

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作者簡介：汪梓健（1996- ），男，漢族，安徽省蕪湖市無為縣人，安徽財經大學金融學院，2014級本科生，國際金融專業