計量經(jīng)濟(jì)學(xué)——時間序列[教資學(xué)習(xí)]

1、課程論文題 目：第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的影響因素分析學(xué) 院 財會學(xué)院 專 業(yè) 會計專碩 班 級 會計專碩1501 課程名稱 計量經(jīng)濟(jì)學(xué)（課程設(shè)計） 學(xué) 號 學(xué)生姓名 60 指導(dǎo)教師 趙衛(wèi)亞 成績 二一五 年 十二 月第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的影響因素分析摘要： 本文利用計量經(jīng)濟(jì)分析方法和19902010年的時間序列統(tǒng)計資料，建立了我國第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值影響因素模型。建模過程中，處理了模型中的協(xié)整檢驗(yàn)、自相關(guān)性等問題。本文認(rèn)為我國第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值主要受GDP和我國城鄉(xiāng)居民存款儲蓄的影響，因此需要引起足夠的重視，正確開展工作，促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。關(guān)鍵詞：第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值；時間序列分析；GDP；城鄉(xiāng)居民存款儲蓄一、引言第三產(chǎn)業(yè)是指除第

2、一二產(chǎn)業(yè)以外的其他行業(yè)。自從我國進(jìn)入改革開放以來，我國不僅在積極發(fā)展第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)的同時，也在積極扶植第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。我國屬于發(fā)展中國家，僅靠出口農(nóng)產(chǎn)品或初級工業(yè)品很難在國際社會中立有一足之地。進(jìn)入21世紀(jì)，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展迫切需要成為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要動力。這主要是因?yàn)榈谌a(chǎn)業(yè)基本以服務(wù)業(yè)為主，這就使其具有了行業(yè)多，范圍廣等特點(diǎn)，從而能夠提供更多的就業(yè)機(jī)會，相對于其他產(chǎn)業(yè)服務(wù)業(yè)的就業(yè)門濫相對來說也較低，能吸納農(nóng)村等剩余勞動力，并且第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，也能有效地促進(jìn)第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，加速推進(jìn)我國的工業(yè)化和現(xiàn)代化進(jìn)程，提高我國的綜合國力。我國的第三產(chǎn)業(yè)較其他發(fā)達(dá)國家仍有很大的差距，所以加快

3、本國第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展迫在眉睫。第三產(chǎn)業(yè)不僅在占國民生產(chǎn)總值比重方面不斷提高，其內(nèi)部的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也在不斷地發(fā)生著變化。最初我國第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展主要集中以餐飲等為主的傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)上，而隨著新型服務(wù)業(yè)的產(chǎn)生，我國開始側(cè)重向金融保險業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)等方面的發(fā)展，其數(shù)量和質(zhì)量的提高使得第三產(chǎn)業(yè)在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過程中產(chǎn)生的作用也越來越顯著。因此，研究第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的影響因素分析具有實(shí)際意義。二、文獻(xiàn)綜述 江小涓、李輝（2004）建立了一個多元回歸模型來分析收入水平、消費(fèi)結(jié)構(gòu)、城市化以及其他因素對第三產(chǎn)業(yè)未來發(fā)展的影響，提出第三產(chǎn)業(yè)比例隨著人均GDP水平增長而增加1。郭彩霞（2009）對1978到2008年相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證

4、分析，得到要想加快農(nóng)村現(xiàn)代化就必須要促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展結(jié)論2。王小寧（2009）認(rèn)為第三產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)的投資對第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值具有重大的影響3。徐群、于德淼、趙春閣在對第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究時主要是利用線性回歸模型來對我國第三產(chǎn)業(yè)的影響因素進(jìn)行分析，對我國第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀的研究和趨勢預(yù)測就是利用的主成分分析和逐步回歸分析方法4。三、理論模型與數(shù)據(jù)（一） 變量選擇和數(shù)據(jù)收集 根據(jù)以上分析，本文選取1990年到2010年間國內(nèi)生產(chǎn)總值（X1t）和城鄉(xiāng)居民存款儲蓄(X2t)這兩個指標(biāo)作為計量模型的解釋變量，被解釋變量則為第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(Yt)。數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒和國泰安數(shù)據(jù)庫。選取19902010年作為研究樣

5、本，數(shù)據(jù)見表1。表1 樣本數(shù)據(jù)年份第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（Yt）GDP國內(nèi)生產(chǎn)總值（X1t）全國城鄉(xiāng)居民儲蓄(X2t)19905888.40 18667.82 7119.60 19917337.10 21781.50 9244.90 19929357.40 26923.48 11757.30 199311915.70 35333.92 15203.50 199416179.80 48197.86 21518.80 199519978.50 60793.73 29662.30 199623326.20 71176.59 38520.80 199726988.10 78973.03 46279.80 199

6、830580.50 84402.28 53407.47 199933873.40 89677.05 59621.83 200038714.00 99214.55 64332.38 200144361.60 109655.20 73762.43 200249898.90 120332.70 86910.65 200356004.70 135822.80 103617.65 200464561.30 159878.30 119555.39 200574919.30 184937.40 141050.99 200688554.90 216314.40 161587.30 2007111351.90

7、265810.30 172534.19 2008131340.00 314045.40 217885.35 2009148038.00 340506.90 260771.66 2010173087.00 397983.00 303302.49 （二）圖形分析 通過對樣本數(shù)據(jù)做散點(diǎn)圖（圖1、圖2）發(fā)現(xiàn)，Yt與X1t、X2t呈近似直線關(guān)系，根據(jù)圖3的趨勢圖，三者同趨勢變化，考慮時間序列模型，初步判斷其不平穩(wěn)，存在二階可能性。于是得到該模型的理論方程為： Yt=0+1X1t+2X2t+t （1）式中，t為隨機(jī)誤差項，描述變量外的因素對模型的干擾；0為樣本回歸函數(shù)的截距系數(shù)；1、2為樣本回歸函數(shù)的斜率

8、系數(shù)；下標(biāo)t為年份，t=1990，1991，2010。 圖1 Y與X1散點(diǎn)圖 圖2 Y與X2散點(diǎn)圖 圖3 趨勢圖（3） 單位根檢驗(yàn)表2 單位根檢驗(yàn)表變量檢驗(yàn)方程ADF值P平穩(wěn)性階數(shù)Yt（c,t,2）3.3191.0000不平穩(wěn)（c,0,4）2.7330.9999不平穩(wěn)（0,0,4）2.8550.9973不平穩(wěn)Yt（c,t,3）-1.6680.7178不平穩(wěn)（c,0,2）2.1570.9997不平穩(wěn)（0,0,2）3.6670.9996不平穩(wěn)2Yt（c,t,1）-5.9240.0010平穩(wěn)I(2)X1t（c,t,4）0.9440.9995不平穩(wěn)（c,0,4）3.4051.0000不平穩(wěn)（0,0,4

9、）3.4480.9992不平穩(wěn)X1t（c,t,3）-2.0790.5178不平穩(wěn)（c,0,4）0.7570.9891不平穩(wěn)（0,0,4）1.2740.9404不平穩(wěn)2X1t（c,t,4）-3.9630.0381平穩(wěn)I(3)X2t（c,t,4）4.9971.0000不平穩(wěn)（c,0,0）8.6581.0000不平穩(wěn)（0,0,0）14.1741.0000不平穩(wěn)X2t（c,t,0）-2.4860.3303不平穩(wěn)（c,0,4）2.9261.0000不平穩(wěn)（0,0,4）2.8920.9974不平穩(wěn)2X2t（c,t,1）-4.8750.0063平穩(wěn)I(3)經(jīng)過差分后，Yt與X1t、X2t 均平穩(wěn)，但是Yt為

10、二階單整，X1t、X2t三階單整，可能存在線性后降階，因此可以嘗試建立回歸模型。（四）建立回歸模型 1.LS Y C X1 X2 得到方程：Y = -3725.7829016 + 0.350915608536*X1 + 0.116993116659*X2 t：（-4.260） （8.438） （2.180） R2 = 0.998，DW = 0.678，F(xiàn) = 6857.838 圖4 第一次模型 2.自相關(guān)性檢驗(yàn) （1）殘差圖分析： 圖5 殘差圖（2）DW 檢驗(yàn)：=0.05，k=2，查表得到dL =1.125，因?yàn)镈W=0.678小于dL ，因此存在一階自相關(guān)性。 圖6 DW 檢驗(yàn)（3）偏相關(guān)系

11、數(shù)檢驗(yàn)： 圖7 偏相關(guān)洗漱檢驗(yàn) 由圖可見，當(dāng)絕對值PAC大于0.5時，即超出PC圖中虛線部分時，存在一階自相關(guān)性。（4）BG檢驗(yàn)： 圖8 BG檢驗(yàn) nR2=8.3277，臨界概率0.0155小于0.05，因此拒絕假設(shè)H0，存在自相關(guān)性。又因?yàn)閑t-1回歸系數(shù)顯著不為0，因此模型存在一階自相關(guān)性。3.自相關(guān)性處理 得到調(diào)整后的方程： Y = -5417.76973503 + 0.390265879342*X1 + 0.0736268142467*X2 + AR(1)=0.668162678879 簡化后： Y = -5417.77 + 0.39*X1 + 0.07*X2 + AR(1)=0.67

12、 t= (11.594) (1.755) (3.759) R2 = 0.999，DW = 1.953，F(xiàn) = 7829.251 圖9 調(diào)整后方程4.調(diào)整后自相關(guān)性檢驗(yàn)（1）調(diào)整后偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)：圖10 調(diào)整后偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)經(jīng)調(diào)整，PC圖中不存在超出虛線部分，說明自相關(guān)性已消除。（2）調(diào)整后BG檢驗(yàn)：圖11調(diào)整后BG檢驗(yàn)因?yàn)閚R2的臨界概率0.9928已經(jīng)非常大，大于0.05，因此接受假設(shè)H0，不存在自相關(guān)性。5.異方差檢驗(yàn)： 圖12 WHITE檢驗(yàn)因?yàn)轱@著性水平=0.05，nR2的概率0.0813大于0.05，落入接受域，原假設(shè)成立，不存在異方差性。6.協(xié)整檢驗(yàn)生成殘差序列后，檢驗(yàn)et平穩(wěn)性，

13、結(jié)果如下表：表3 et平穩(wěn)性檢驗(yàn)表變量檢驗(yàn)方程ADF值P值平穩(wěn)性et（0,0,4）-3.6710.0012平穩(wěn) 因此模型是協(xié)整回歸的。4、 結(jié)論 Y = -5417.77 + 0.39*X1 + 0.07*X2 + AR(1)=0.67 t= (11.594) (1.755) (3.759) R2 = 0.999，DW = 1.953，F(xiàn) = 7829.251 根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)可知，盡管我國的第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、國內(nèi)生產(chǎn)總值和城鄉(xiāng)居民存款儲蓄水平都是非平穩(wěn)的，但是二階差分后他們都平穩(wěn)，且方程通過協(xié)整檢驗(yàn)，因此它們之間具有長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。且就長期而言，通過模型的回歸分析，可以看出我國第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長與

14、GDP的增長以及城鄉(xiāng)居民存款儲蓄的增長成正比關(guān)系。從系數(shù)大小來看，GDP每增長1億元，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值便會增長0.39億元；城鄉(xiāng)居民存款儲蓄每增長1億元，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值將會增長0.07億元。 國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長和城鄉(xiāng)居民存款儲蓄的增加對第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展促進(jìn)具有重要的作用，同時第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展也會促進(jìn)我國國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長。第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展有利于吸收剩余勞動力，從而增加就業(yè)增加居民的儲蓄，提高居民的生活水平。以下建議： 1.從國家的角度，加速城鎮(zhèn)化進(jìn)程，改革幵放以來，城鎮(zhèn)化水平處于平穩(wěn)快速發(fā)展當(dāng)中，城鎮(zhèn)化水平的提高，不僅僅在于城鎮(zhèn)人口數(shù)量的增多，更在于城鎮(zhèn)化的加速，使我國旳人口數(shù)量進(jìn)一步集中到了一起。人口的

15、集中，消費(fèi)需求也因而集中起來，這更便于向需求者提供服務(wù)。城鎮(zhèn)人口數(shù)量的增加,就帶動了郵電、餐飲等服務(wù)業(yè)的發(fā)展，因而會刺激第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，隨著城鎮(zhèn)化的加速，人民生活水平不斷地提高與改善，傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)也已滿足不了人民的需求，因此會逐漸地向更高層次的服務(wù)業(yè)尋求滿足。在保證優(yōu)勢行業(yè)快速發(fā)展的前提下，提高新興行業(yè)的發(fā)展步伐，不斷找到經(jīng)濟(jì)的新增長點(diǎn)。 2.從社會角度以引進(jìn)優(yōu)質(zhì)教育醫(yī)療資源等作為突破口，提高就業(yè)人員的素質(zhì)，改善社區(qū)的配套設(shè)施建設(shè)，提高入住率，從而促進(jìn)新城區(qū)第三產(chǎn)業(yè)的繁榮和發(fā)展。固定資產(chǎn)投資的結(jié)構(gòu)需要不斷優(yōu)化，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展離不開投資。在我國社會主義發(fā)展的初級階段，主要依靠投資的增加來刺激經(jīng)濟(jì)的增長，隨著社會的發(fā)展，固定資產(chǎn)投資占社會總投資的比重也在不斷地增加，因而我們也應(yīng)該更加重視固定資產(chǎn)投資的質(zhì)量與總量。以前年度我國將更多的固定資產(chǎn)投資傾向于加強(qiáng)對交通運(yùn)輸業(yè)、郵電通信業(yè)、餐飲業(yè)等服務(wù)業(yè)的基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，其次就是對教育文化事業(yè)、公共服務(wù)業(yè)的投資，而對于新