論文題目淺論EC+IO聯(lián)合模型及應(yīng)用

1、全國大學(xué)生統(tǒng)計(jì)建模大賽論文論文題目:淺論ec+ 10聯(lián)合模型及應(yīng)用四川省芒業(yè)結(jié)耐分樁參賽隊(duì)員：葛盛榮寸曉潔李麗麗指導(dǎo)老師：孟彥菊參賽單位：云南財經(jīng)大學(xué)提交日期：2009-9-28摘 要11.相關(guān)研究成果綜述11.1 ec+io聯(lián)合模型文獻(xiàn)綜述112產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)研究綜述22 基本理論介紹32.1經(jīng)濟(jì)增長基本理論32.2投入產(chǎn)出基本理論33.數(shù)據(jù)來源及指標(biāo)說明53.1經(jīng)濟(jì)增長模型指標(biāo)3.2聯(lián)合模型數(shù)據(jù)來源64.1 ec+io聯(lián)合模型74.建立ec+io聯(lián)合模型64.2經(jīng)濟(jì)增長的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型4.3聯(lián)合模型擬合度檢驗(yàn)5. ec+io聯(lián)合模型應(yīng)用105.1產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分析10115.2產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化原因分析5.2

2、.1影響力系數(shù)125.2.2感應(yīng)度系數(shù)136 結(jié)論1415參考文獻(xiàn)投入產(chǎn)出法是把各個部門放在國民經(jīng)濟(jì)整體中，研究它們之間相互依存相互 制約關(guān)系的一種方法。通過編制投入產(chǎn)岀表，建立相應(yīng)部門的投入產(chǎn)出模型，綜 合系統(tǒng)分析國民經(jīng)濟(jì)各個部門、在生產(chǎn)各環(huán)節(jié)z間數(shù)量依存關(guān)系。張金水指出 投入產(chǎn)出模型屬于一般均衡分析的三種主要工具之一，一直受到研究者的普遍重 視。但投入產(chǎn)出模型分析現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)問題吋存在著局限性，主要表現(xiàn)在線性性、確 定性和缺乏時效性。投入產(chǎn)出模型的確定性影響了它的分析和預(yù)測能力。經(jīng) 濟(jì)現(xiàn)象是復(fù)雜多變的，要真實(shí)地模擬和定量分析宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展的狀況，把隨機(jī)因 素納入投入產(chǎn)出模型很有必要。而計(jì)量經(jīng)濟(jì)模

3、型主耍是揭示各個經(jīng)濟(jì)因素z間的 定量關(guān)系，并加上隨機(jī)擾動項(xiàng)，因此，我們可以把兩個模型可以進(jìn)行聯(lián)合，以優(yōu) 化模型性質(zhì)。木文嘗試將計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型(ec)與投入產(chǎn)出模型(io)結(jié)合起來考慮， 建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)與投入產(chǎn)出聯(lián)合模型，即ec+io聯(lián)合模型，目的在于把計(jì)量經(jīng)濟(jì) 模型和投入產(chǎn)出模型的優(yōu)點(diǎn)結(jié)合起來，保留了投入產(chǎn)出模型的部門分解的特點(diǎn)， 并且聯(lián)合模型耍將其由靜態(tài)的模型轉(zhuǎn)入到動態(tài)的模型來研究，提高經(jīng)典投入產(chǎn)出 模型分析經(jīng)濟(jì)問題的能力。木文分為六個部分，第一部分綜述相關(guān)研究文獻(xiàn)；第二部分介紹相關(guān)的基木 理論與模型；第三部分說明指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源；第四部分建立ec+io聯(lián)合模 型，并對擬合效呆進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)；第

4、五部分應(yīng)用ec+io聯(lián)合模型進(jìn)行實(shí)證分析, 分析四川省2002-2007年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化及其內(nèi)在機(jī)理；第六部分總結(jié)全文。關(guān)鍵詞:ec+io聯(lián)合模型 四川省 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)1.相關(guān)研究成果綜述1.1 ec+io聯(lián)合模型文獻(xiàn)綜述在經(jīng)典投入產(chǎn)出模型的分析發(fā)展過程屮，專家學(xué)者們不斷就其局限性進(jìn)行擴(kuò) 展和完善，主要是針對投入產(chǎn)出系數(shù)和最終需求的相關(guān)影響，運(yùn)用計(jì)算數(shù)學(xué),計(jì) 量經(jīng)濟(jì)學(xué)，投入產(chǎn)岀分析方法，空間結(jié)構(gòu)和理論對投入產(chǎn)出模型進(jìn)行的擴(kuò)展，包 括模型外生變量內(nèi)生化，由靜態(tài)模型向動態(tài)模型的發(fā)展，由線性向非線性的轉(zhuǎn)化, 出確定性向不確定性的轉(zhuǎn)化等等。由于經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象是非常復(fù)雜的，經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的分析 方法述需要不斷的完善。國內(nèi)

5、外很多學(xué)者對投入產(chǎn)出與計(jì)量經(jīng)濟(jì)聯(lián)合模型進(jìn)行了研究，并得出結(jié)論。 ec+io聯(lián)合模型是由投入產(chǎn)出模型(io)與計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型(ec)組合而成，最早進(jìn)行 這方面研究的是isard et al(1960), z后gickman, bourque, conway等學(xué)者便開 始這一領(lǐng)域的研究。比較著名的模型是hepps模型，inforum模型和wharton 模型。其屮inforum模型是美國馬里蘭大學(xué)的部門之間預(yù)測模型主要特點(diǎn)是 將投入產(chǎn)出模型與經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法結(jié)合，構(gòu)成一個主要用于經(jīng)濟(jì)預(yù)測的模型。國內(nèi)在這一領(lǐng)域的研究相對而言要少一些。1995年李善同，潘省初等捉出的 中國宏觀經(jīng)濟(jì)多部門動態(tài)mudan模型，

6、實(shí)質(zhì)是將io模型適合模擬結(jié)構(gòu)變動的 特點(diǎn)和ec模型的動態(tài)特點(diǎn)冇機(jī)結(jié)合在一起。首都經(jīng)貿(mào)大學(xué)廖明球教授在中 國北京奧運(yùn)會經(jīng)濟(jì)投入產(chǎn)出與計(jì)量模型研究一書屮利用聯(lián)合模型研究了北京奧 運(yùn)經(jīng)濟(jì)，建立了與投入產(chǎn)出表相對應(yīng)的cd生產(chǎn)函數(shù)模型，居民消費(fèi)需求模型 等一系列模型，并利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型啟動投入產(chǎn)出模型。四南財經(jīng)大學(xué)的向蓉 美教授和孟彥菊老師(2008,2009)也在ec+io聯(lián)合模型這一領(lǐng)域做了相關(guān)研究。當(dāng)然，構(gòu)造聯(lián)合模型也冇一定的不足。王紅潔、李曉鴻提出在構(gòu)建模型體 系的吋候存在兩個最主要的問題：一是每個數(shù)據(jù)序列的吋間離差小，這不但使描 述充滿困難，而且檢驗(yàn)結(jié)果也很困難,特別是無法計(jì)算預(yù)測的標(biāo)準(zhǔn)誤差;

7、二是確定 模型體系包含的一系列合適方程很困難,這也是許多系統(tǒng)模型的一般特征。一個 單一的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)優(yōu)良的方程放在模型體系的環(huán)境中不一定會很好,通常的統(tǒng)計(jì)優(yōu) 良性質(zhì)檢驗(yàn)不再實(shí)用。這是因?yàn)椴煌兞看嬖谟谀Ｐ腕w系的不同部分，結(jié)果是一 些變量在循環(huán)屮相互補(bǔ)充,而-些變量則相互加強(qiáng)。與此類似的是，一些變量的誤 差相互抵銷,一些變量的誤差則相互積累。這些不足會對我們的研究會造成較大 的影響。1.2產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)研究綜述產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指經(jīng)濟(jì)活動中各產(chǎn)業(yè)間的關(guān)系結(jié)構(gòu)，也就是產(chǎn)業(yè)間的技術(shù)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系 與聯(lián)系方式。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)包括構(gòu)成該體系的各個即產(chǎn)業(yè)部門的構(gòu)成形式及比例，各 部門所處的地位及它們z間的相互聯(lián)系和相互作用。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的研

8、究方法多種多樣，木文只考慮投入產(chǎn)出方法在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分析當(dāng)中的應(yīng)用。投入產(chǎn)出技術(shù)適合 解決具冇結(jié)構(gòu)性的問題，所利用的投入產(chǎn)出表數(shù)據(jù)提供了極其詳盡的部門資料, 運(yùn)用投入產(chǎn)出模型可以對產(chǎn)業(yè)內(nèi)部各部門的結(jié)構(gòu)及變化作出分析。我國學(xué)者在運(yùn)用投入產(chǎn)出技術(shù)研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面做了大量研究。楊燦(2004) 和劉起運(yùn)(2002),劉秀麗(2001),廖定華，肖瑤等學(xué)者都對影響力系數(shù)和感應(yīng)度系數(shù) 等指標(biāo)做了一定的研究。胡秋陽(2007)定量考察了中國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特點(diǎn)及其變化 機(jī)制，并運(yùn)用投入產(chǎn)出的分析方法從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)的角度對中國區(qū)域間經(jīng) 濟(jì)發(fā)展不平衡問題進(jìn)行了分析。總體來說，我國學(xué)者進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分析，一般是 運(yùn)用

9、投入產(chǎn)出分析方法，結(jié)合本國或本地區(qū)的特點(diǎn)，根據(jù)影響力系數(shù)和感應(yīng)度系 數(shù)等投入產(chǎn)出系數(shù)分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，進(jìn)而捉出對我國或某一地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的建 議。2 基本理論介紹2.1經(jīng)濟(jì)增長基本理論cobb-douglas production function函數(shù)是現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中描述了如何把資木轉(zhuǎn)化為國 內(nèi)生產(chǎn)總值的經(jīng)典模型。cd模型的基本形式如公式21所示：y = f(k,厶)=a"l(2-1)其中k為資木量，l為勞動力數(shù)量，a為現(xiàn)有的技術(shù)生產(chǎn)率，&為01之間 的一個常數(shù)，衡量收入屮資本的份額，即收入中有多少份額歸資本，多大份額歸 勞動。把這個模型兩邊同時取ii然對數(shù)，就能得到式22。經(jīng)過這

10、樣的數(shù)學(xué)變 換，就可以建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。ln(y)= ln(a)+ a厶 n(k)+ (1 - a)ln(l)心2.2投入產(chǎn)出基本理論價值型投入產(chǎn)出表是以國民經(jīng)濟(jì)中的純部門，即同類產(chǎn)品的綜合體為部門來 進(jìn)行編制的，它將各部門的投入產(chǎn)出與生產(chǎn)成果用價值形式表現(xiàn)出來。表21 為價值型投入產(chǎn)出表的表式結(jié)構(gòu)。表21價值型投入產(chǎn)出表的表式結(jié)構(gòu)總 產(chǎn) 出計(jì) 合n32桃額 初總 終費(fèi) 最消中間投入412 2艮 兀 i第/增加值ise/ 象 niiii入 投 總價值型投入產(chǎn)出表的第i象限和第ii象限組成了一個長方形的表，這個表的 每一行表示各生產(chǎn)部門對某經(jīng)濟(jì)部門產(chǎn)品的消耗量，加上該產(chǎn)品作為最終產(chǎn)品的 使用量，

11、得到這一部門產(chǎn)品的總產(chǎn)量。寫成等式為：£如+ 丫產(chǎn)兀(心1，2,加(厶3)./=!直接消耗系數(shù)駒的含義是j部門每單位產(chǎn)值中對j產(chǎn)品消耗的價值量。其計(jì) 算公式為：q廠窘億八1,2,，刃)24)式中xj為j部門的總產(chǎn)值，殉為j部門生產(chǎn)時需要i部門產(chǎn)品的價值量。經(jīng)過數(shù)學(xué)變換可得：令乞印/x +y = 乂0 = 1,2,，”)>-1 '(2-5)a =/aa2a2a22 ai2a2n4%丿用矩陣表示為：ax +y =x(2-6)經(jīng)過推導(dǎo)，可以得到引入完全消耗系數(shù)矩陣的數(shù)學(xué)模型：x = (i-ayy(2-7)上述模型被稱為按行建立的價值型數(shù)學(xué)模型，或簡稱行模型。其中u-ar稱為列

12、昂惕夫逆陣。投入產(chǎn)出價值表第i、第iii象限組成了縱列方向的長方形表，反映各部門投入要素的構(gòu)成或價值形成過程。依據(jù)價值表列向數(shù)量關(guān)系建立等式為：(2-8)亍 s + n廠廠(j=l,2,.n)i二 i引入直接消耗系數(shù)于上式，得：£wjx廣n)=乙°=1,2,小) z=1(2-9)eai/=1ac =ea2/=!可得cx + n = x(2-10)n = (l- c)x(2-11)式中，x。巾表示生產(chǎn)單位j部門產(chǎn)品的中間投入系數(shù)，n為各部門初始投入t量。/c,= g/=!3數(shù)據(jù)來源及指標(biāo)說明我國從1992年起，國家統(tǒng)計(jì)局會同有關(guān)部門制定并發(fā)布了中國國民經(jīng)濟(jì) 核算體系(試行方案

13、)，該方案采納了 sna的基本框架內(nèi)容和方法，體現(xiàn)了轉(zhuǎn) 型時期的特點(diǎn)和要求。所以本文只選取了 1992年以來的數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)分 析。3.1經(jīng)濟(jì)增長模型指標(biāo)cobb-douglas production function如上一章的公式2-1所示。公式中有三個變量：總產(chǎn)出，資本量和勞動力。其中總產(chǎn)出采用國內(nèi)生產(chǎn)總值。由于價格因素 的存在，衡量國民經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的指標(biāo)原則上應(yīng)該按照可比價格進(jìn)行轉(zhuǎn)換。本文以2000年作為基期，通過價格指數(shù)換算來修正國內(nèi)生產(chǎn)總值指標(biāo)。而cobb-douglas production function里的這個指標(biāo)是存量而不是流量，而存量概念的資木量等于 固定資產(chǎn)投資與存貨總量

14、的合計(jì)值，但是在實(shí)際的國民經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)屮，存貨的核算 是很困難很復(fù)雜的事情，并且在投入產(chǎn)出核算屮，存貨這一指標(biāo)也只是五年核算 一次，i大i此還沒有一個合適的指標(biāo)來體現(xiàn)資本存量這樣一個概念。在參考了大量 文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，木文選擇固定資產(chǎn)投資這個指標(biāo)來代替。rti于存貨總量在資木形 成總額中的比重很小，固定資產(chǎn)投資所占的比重和對很人，因此某種程度上可以 用這個指標(biāo)來代替資本存量。但是這仍是一個尚待解決的問題。固定資產(chǎn)投資同 樣存在價格因素，也要對固定資產(chǎn)投資按照固定資產(chǎn)投資的價格指數(shù)進(jìn)行修正。 最后，勞動力數(shù)量采用就業(yè)人數(shù)這個指標(biāo)替代。3.2聯(lián)合模型數(shù)據(jù)來源本文的數(shù)據(jù)來自2008年四川省統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)，以

15、及2002、2007年四川省的 投入產(chǎn)出表。通過在年鑒上選取1992-2007年的數(shù)據(jù)來建立基木的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模 型，將計(jì)量模型的結(jié)果導(dǎo)入投入產(chǎn)出模型，從而建立ec+ 10聯(lián)合模型并結(jié)合四 川省數(shù)據(jù)進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分析"4.建立ec+io聯(lián)合模型4.1 ec+io聯(lián)合模型最常見的ec + io聯(lián)合方式集中在最終消費(fèi)y或者是其分項(xiàng)上，把最終需求 丫各組成部分按部門固定貢獻(xiàn)率進(jìn)行部門分解。將最終需求y的總量數(shù)據(jù)設(shè)定為增長函數(shù)，如41式所示：丫 = 0()+0厶+以2+£(4-1)其中，丫表示最終需求z=(z , z2)t表示最終最求的影響i大i素向量，共有兩 個，分別是勞動力與資本量。

16、b = ®，時表示與影響囚素相對應(yīng)的參數(shù)列向量, £為隨機(jī)擾動項(xiàng)。將41式寫成矩陣形式，為42式所示：丫 = z0 + £(4-2)把最終需求y按部門固定貢獻(xiàn)率力進(jìn)行分解，7表示部門數(shù)，即有:17yhiy, （ = 1,2,17）,其中（4-3）/=1將42式代入26式，可得聯(lián)合模型的形式，$11 4-4所示：x = ax + （z0 + 可（4-4）4. 2經(jīng)濟(jì)增長的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型以經(jīng)過價格調(diào)整之后的gdp序列為被解釋變量，以價格調(diào)整之后固定資產(chǎn)投 資序列以及就業(yè)人口數(shù)為解釋變量，經(jīng)過對數(shù)變換之后運(yùn)用普通最小二乘法建立 多元冋歸模型，表4-1為原始數(shù)據(jù)及數(shù)據(jù)變換表

17、。表4-1原始數(shù)據(jù)及數(shù)據(jù)變換表年份gdp指數(shù)固定資產(chǎn) 投資價格 指數(shù)國內(nèi)牛:產(chǎn) 總值全社會 固定資產(chǎn) 投資就業(yè)人員國內(nèi)牛產(chǎn) 總值固定資產(chǎn) 投資2000=12000=1（億元）（億元）（萬人）價格調(diào)整價格調(diào)整19920. 46270. 63601177. 2700304. 78004521.20002544.1700479. 242119930. 52310. 80471486. 0800459.40004556. 80002840. 6730570.865119940. 58240. 88862001.4100573.43004587.90003436. 2740645. 331219950.

18、 64490. 94102443.2100677. 34004619. 10003788.2470719. 822619960. 71330. 97852871.6500803. 79004627. 20004025.7140821.460719970. 78840. 99503241.4700949. 30004641.20004111.3430954. 036019980. 86460. 99283474.09001184.80004651.40004017.98801193.357019990. 92200. 98903649. 12001220. 66004654. 30003957.

19、 96401234. 276020001. 00001. 00003928.20001403. 85004658. 40003928. 20001403.850020011. 08981. 00394293. 50001573. 80004664. 80003939. 79401567. 747020021.20151.00614725.01001805. 20004667. 60003932. 55901794.313020031.33791.02815333.0900215& 20004683. 50003986. 29902099.151020041.50821. 0855637

20、9. 63002648. 46004691.00004230.01702439. 867020051.69841. 10267385. 11003477. 68004702.00004348.36703154.094020061.92491. 11918637.81004521. 74004715. 00004487.39404040. 372020072. 19831. 162710505.30005855.30004731.10004778-84205035.8910由檢驗(yàn)結(jié)果可以看到，t檢驗(yàn)結(jié)果顯著，且p值均接近于0,表示各個變量 的參數(shù)都很顯著，f檢驗(yàn)的p值為0. 000,也很小，說明

21、模型顯著。修正后的擬合 優(yōu)度f達(dá)到了 95.14%，模型擬合效果優(yōu)良，因而回歸模型可以寫成4-5式：lngdp = 172.8613 + 21.59274 lnlabor 0.167897 lni (4-5)(-9.24)(9.61)(-4.32)f= 147.7822rf95148.67 419921994199619982000200220042006圖4-1 gdp預(yù)測值和真實(shí)值的折線圖圖4-1顯示了模型擬合的效果圖。我們可以看到，國內(nèi)生產(chǎn)總值的實(shí)際值與 預(yù)測值還是非常接近的。4. 3聯(lián)合模型擬合度檢驗(yàn)將國內(nèi)生產(chǎn)總值的真實(shí)值記為y,預(yù)測值記為？，可以由4-6式推出4-7式。 其中x表示各

22、部門的產(chǎn)出值，y表示各部門的最終使用合計(jì)。% = (/- a)l y(4-6)aax = q a)x y(4-7)出于表4-1里的國內(nèi)生產(chǎn)總值均為年度總量，而投入產(chǎn)出模型屮的y是一個 分部門的向量，因此在聯(lián)合模型的分析中要把？按照部門的比重將總量分為部門 分量由此可以將總量分為17個部門的分量。為了驗(yàn)證聯(lián)合模型的擬合效果，選擇了2002年、2007年這兩個編制了投入 產(chǎn)出表的年份來驗(yàn)證。驗(yàn)證方法采用的是部門比重驗(yàn)證，不采用總量驗(yàn)證是因?yàn)?考慮到了計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的誤差，并且在投入產(chǎn)出表中的行方向里也包含了統(tǒng)計(jì)誤 差這-項(xiàng)。因此如果采川總量驗(yàn)證可能會出現(xiàn)較大的差異。由于國內(nèi)生產(chǎn)總值序列是經(jīng)過價格指數(shù)

23、修正的，以2000年為基期，因此得到的總產(chǎn)岀的預(yù)測值也是經(jīng)過價格指數(shù)修正的。然后比較預(yù)測比重與真實(shí)比重的差異來驗(yàn)證聯(lián)合模型的效果好壞。評價聯(lián)合模型優(yōu)劣的一種方法就是看它是否優(yōu)這個比匝取為各部門最終使用的比匝，此處的最終使用包括最終消費(fèi)和資木形成總額z和。于經(jīng)典io模型。如果優(yōu)于經(jīng)典io模型，那么聯(lián)合模型在某種程度上說就有效。表4-2預(yù)測比重與真實(shí)比重的差異比較2002 年2007 年真實(shí)值預(yù)測值誤差項(xiàng)真實(shí)值預(yù)測值誤差項(xiàng)10. 14400. 10820. 03580. 09910. 08550.013620. 03560. 0398-0. 00420. 05640. 05400. 002430.

24、 07470. 05330. 02140. 06560. 05430.011340.01460. 0193-0. 00470. 02380. 02240. 001450. 02960. 0325-0. 00290. 02920. 0311-0. 001960. 03270. 0332-0. 00060. 03410. 03410. 000070. 00320.0184-0.01530. 02500. 0253-0. 000380. 04540. 0544-0.00910. 06160. 05110.010590. 04430. 0448-0. 00050. 02180. 0245-0.0027

25、100. 05920. 0625-0. 00330. 10360. 09100.0126110. 07630. 0915-0.01520. 14860. 14370. 0049120. 12680. 12390. 00290. 08080. 1047-0. 0239130. 06780. 0702-0. 00240. 05580. 0586-0. 0028140. 06750. 0690-0. 00150. 07440. 0788-0. 0043150. 06130. 0616-0. 00040. 04540. 0528-0. 0074160. 03260. 0339-0. 00130. 02

26、260. 0234-0. 0008170. 08450. 08330. 00120. 05220. 0648-0.0126出于誤差項(xiàng)二真實(shí)值-預(yù)測值，對誤差項(xiàng)做單樣本的t檢驗(yàn)。onesamplet test過程檢驗(yàn)單個變量的均值是否與給定的常數(shù)之間存在差異。表4-3為誤差項(xiàng) 的基木描述統(tǒng)計(jì)量?？梢钥吹秸`差項(xiàng)均值為0. 0000,標(biāo)準(zhǔn)差0.0107,標(biāo)準(zhǔn)誤為 0. 0018o表4-3謀差項(xiàng)的皐本描述統(tǒng)計(jì)量nmeanstd.deviationstd. errormean誤差34.0000.0107.0018表4-4為單一樣本t檢驗(yàn)的分析結(jié)果，t值為0. 0000,雙尾t檢驗(yàn)的p值為1,不 拒絕誤差

27、項(xiàng)均值為0的假定。置信水平為95%的置信區(qū)間為(-0. 0037, 0.0037)。表4-4單一樣本t檢驗(yàn)的分析結(jié)果test value = 0tdfsig.(2-tailed)meandifference95% confidence interval of the differencelowerupper誤差0. 0000331.000()().()()()()-0.0037().0037由以上檢驗(yàn)可以得出，各部門總產(chǎn)出的真實(shí)值和預(yù)測值在統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)上來說幾 乎沒有差別，說明本文建立的ec+io聯(lián)合模型擬合的效果還是可以接受的。5ec+i0聯(lián)合模型應(yīng)用5. 1產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分析為了分析四川省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變

28、化，本文選擇2002年-2007年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，利 用ec+io聯(lián)合模型，來填補(bǔ)2003年，2004年，2005年，2006年各部門的總產(chǎn) 出及增加值。ooo o o o ooo02200300240025002062007)022.采掘業(yè)<10.金用產(chǎn)品制造業(yè)12.建筑業(yè)1 農(nóng)業(yè)9.建筑材料及其他非金屈獷物制品業(yè) 11機(jī)械設(shè)備制造業(yè)15.公共事業(yè)及居民服務(wù)業(yè)圖5-1部分部門增加值比重變化趨勢圖5-1給出了部分變化較明顯的部門增加值比重變化的趨勢圖。從整體而言，四川省第一產(chǎn)業(yè)比重較高，二三產(chǎn)業(yè)比重依然較低。可以看到，在2002年至2007年這期間，產(chǎn)業(yè)增加值比重上升比較明顯的部門有機(jī)械設(shè)備

29、制造業(yè)，采掘業(yè)還有金屬產(chǎn)品制造業(yè)。增加值比重提高較大的這些部門大多為初級制造業(yè),發(fā)展已經(jīng)較為成熟，內(nèi)部消耗情況有所好轉(zhuǎn)，i大i而增加值比重有一定程度的增長。產(chǎn)業(yè)增加值比重下降趨勢比較明顯的有第一產(chǎn)業(yè)農(nóng)業(yè)，以及屬于第二產(chǎn)業(yè)的建筑業(yè)，公共事業(yè)及居民服務(wù)業(yè)，建筑材料及其他非金屬礦物制品業(yè)。而第二產(chǎn)業(yè)部門如食品制造業(yè)，紡織縫紉及皮革產(chǎn)品制造業(yè)，英他制造業(yè)，電力及蒸汽、熱水牛產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)，運(yùn)輸郵電業(yè)等增加值比重沒有多大變化，第三產(chǎn)業(yè)如商業(yè)飲食業(yè),金融保險業(yè)，其他服務(wù)業(yè)等部門的增加值比重也相對保持平穩(wěn)。表5-1 2002年-2007年各部門產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)2002 年2003 年2004 年2005 年2006 年

30、2007 年增加值 比重總產(chǎn)出比重增加值比重總產(chǎn)出 比重增加值 比重總產(chǎn)出 比重增加值 比重總產(chǎn)出 比重増加值 比重總產(chǎn)出比重增加值 比重總產(chǎn)出比重農(nóng)業(yè)16. 5610. 8215. 7910. 2815. 039. 7414. 859. 6614. 089. 1013.308. 55采掘業(yè)4. 113. 984. 093.944. 063.905. 935.415. 965. 405.995. 40食品制造業(yè)4. 155. 334. 155. 304. 145. 274. 525.524. 515. 474.505.43紡織、縫紉及皮 革產(chǎn)品制造業(yè)1. 271.931.301.961.321

31、.991. 582. 181.612. 211.642. 24其他制造業(yè)2. 303. 252. 313.252. 323.242. 773. 152. 773. 132. 773. 11電力及熬汽、熱 水生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)3. 393. 323.423. 343. 453.363. 503. 393. 533. 403. 563.41煉焦、煤氣、煤 制品及石油加工業(yè)1. 511.841. 551.881.581.921.952.402. 022. 472.082. 53化學(xué)工業(yè)4. 145. 444. 185. 474. 225.494. 015.094045. 104. 075. 11建筑材料及

32、其他非 金屬礦協(xié)刖品業(yè)3. 534.483. 384.273. 234.062. 352.862. 202. 652.042.45金屬產(chǎn)品制造業(yè)4. 306. 254. 456. 454.616. 655. 578.495.818. 806. 049. 10機(jī)械設(shè)備制造業(yè)6. 529. 157.2310. 107. 9411.058. 9812. 469. 7313. 4210. 4814.37建筑業(yè)8.8512.39& 5911.978. 3211.557. 3711. 317. 1410. 886.9010.47運(yùn)輸郵電業(yè)& 367. 028. 537. 148. 707.

33、256. 855. 706. 985. 787. 115. 86商業(yè)飲食業(yè)8. 796. 908.856. 928.916.創(chuàng)8. 877.878. 927. 878.987. 88公用事業(yè)及居民 服務(wù)業(yè)& 816. 169. 026. 289. 236. 407. 385. 127. 545. 207. 695. 28金融保險業(yè)4.383. 394.463.444. 543. 483. 642.293. 702. 313. 772. 34其他服務(wù)業(yè)9. 018. 33& 708.018. 407. 709. 887. 129. 486. 809. 096. 48表5-1給出了

34、四川省2002年-2007年各部門的產(chǎn)出和增加值比重。部門增 加值比重和產(chǎn)出比重這兩個指標(biāo)對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的刻畫方式，雖在絕對值上有所差 異，但從觀察產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化趨勢的角度而言，不會出現(xiàn)顯著差異。屈可以看出， 除了化學(xué)工業(yè)和建筑材料及其他非金屬礦物制品業(yè)產(chǎn)業(yè)比重有所下降之外，其他 工業(yè)部門產(chǎn)業(yè)比重增加。而建筑業(yè)的產(chǎn)業(yè)比重也一直在下降。第三產(chǎn)業(yè)中商業(yè)飲 食業(yè)產(chǎn)業(yè)比重在一定程度上有上升的趨勢，但變化不大。這是因?yàn)樗拇ㄊ〉穆糜?業(yè)很興旺，因此帶動了商業(yè)飲食業(yè)的發(fā)展。而第三產(chǎn)業(yè)屮其他部門產(chǎn)業(yè)比重沒有 多大的變化，述有待發(fā)展。5.2產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化原因分析在投入產(chǎn)出分析中，影響力系數(shù)和感應(yīng)度系數(shù)是常用的分析方法

35、。影響力系 數(shù)，又稱后關(guān)聯(lián)系數(shù)，反映的是一個產(chǎn)業(yè)影響其他產(chǎn)業(yè)的波及程度，而感應(yīng)度系 數(shù)，又稱前關(guān)聯(lián)系數(shù)，是反映一個產(chǎn)業(yè)受其他產(chǎn)業(yè)的波及程度。5.2. 1影響力系數(shù)為了便于比較各個部門的影響力，常常把完全需求系數(shù)矩陣中每一列的合計(jì) 與各列的合計(jì)的平均值(社會平均影響力)對比，這樣得到的系數(shù)稱為影響力系 數(shù)。影響力系數(shù)是研究某產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)和需求發(fā)生的變化對其它生產(chǎn)和供給產(chǎn)業(yè) 產(chǎn)生的影響程度。如果影響力系數(shù)rz>l,則表明該產(chǎn)業(yè)的影響力在全部產(chǎn)業(yè)中居 于平均水平之上，影響力系數(shù)越人，則該產(chǎn)業(yè)對其他產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的波及影響程度越 高，對其他產(chǎn)業(yè)的拉動作用就越犬；如果時1,表明該產(chǎn)業(yè)的影響力在全部產(chǎn)業(yè) 中居

36、于平均水平；如果加1,則表明該產(chǎn)業(yè)的影響力在全部產(chǎn)業(yè)中居于下游水平。 影響力系數(shù)刁的計(jì)算公式如51式所示。旳 (5-1)j 1w -由于b = (/ -=1十b,可得表5-2所顯示的計(jì)算結(jié)果中的影響力系數(shù)部分?？梢钥闯?，從2002年到2007年之間，大部分部門的影響力系數(shù)并沒有發(fā)生 多大的改變，除了商業(yè)飲食業(yè)有一定水平的上升，金融保險業(yè)和其他服務(wù)業(yè)相對 而言下降較快，說明商業(yè)飲食業(yè)對其他產(chǎn)業(yè)的波及影響程度提高了，而金融保險 業(yè)和其他服務(wù)業(yè)對其他產(chǎn)業(yè)的波及影響程度變小了。影響力系數(shù)大于1的行業(yè)大 都屬于第二產(chǎn)業(yè)，這說明工業(yè)，尤其是制造業(yè)，是四川省地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主導(dǎo)產(chǎn) 業(yè)。這些部門的技術(shù)含量高且附

37、加值大，屬于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，它們的發(fā)展不但會產(chǎn) 生較大的輻射作用，而月也有利于四川省工業(yè)結(jié)構(gòu)的升級和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。其 中金屬產(chǎn)品制造業(yè)，機(jī)械設(shè)備制造業(yè)和建筑業(yè)的影響力系數(shù)很人，對國民經(jīng)濟(jì)發(fā) 展的促進(jìn)作用非常明顯，同時食品制造業(yè)，紡織縫紉及皮革產(chǎn)品制造業(yè)，化學(xué)工 業(yè)制造業(yè)等部門的影響力系數(shù)也較大。影響力系數(shù)小于1的部門大多集中在第三產(chǎn)業(yè)、農(nóng)業(yè)部門以及笫二產(chǎn)業(yè)的 少數(shù)部門。其屮，影響力系數(shù)小于1的第二產(chǎn)業(yè)部門大多是能源部門，屬于較 為傳統(tǒng)的重工業(yè)部門，這些部門主要是為其他部門提供原材料，屬于整個產(chǎn)業(yè) 鏈中的后向部門，因而對其他部門的影響輻射力較小。說明這些部門對社會生產(chǎn) 的影響程度小于社會平均水平，

38、行業(yè)發(fā)展不夠充分。表5-2 2002年和2007年各部門影響力系數(shù)和感應(yīng)度系數(shù)17個部門影響力系數(shù)感應(yīng)度系數(shù)所屬產(chǎn)業(yè)2002 年2007 年2002 年2007 年農(nóng)業(yè)0. 740. 741.211. 171采掘業(yè)0. 960. 971. 131. 552食品制造業(yè)1.000. 990. 740. 772紡織、縫紉及皮革產(chǎn)品制造業(yè)1. 151. 120. 680. 732其他制造業(yè)1. 101.050. 880. 862電力及蒸汽、熱水牛產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)0. 940. 970. 991.022煉焦、煤氣、煤制品及石油加工業(yè)1.061.090. 730. 922化學(xué)工業(yè)1. 111. 111.381.

39、332建筑材料及具他非金屈礦物制品業(yè)1. 101.090. 740. 602金屬產(chǎn)品制造業(yè)1. 171.201.231. 392機(jī)械設(shè)備制造業(yè)1. 161.211. 161. 332建筑業(yè)1. 171. 210. 450. 452運(yùn)輸郵電業(yè)0. 920. 921.601.313商業(yè)飲食業(yè)0. 840. 921.271.403公用事業(yè)及屈民服務(wù)業(yè)0. 800. 821.050.813金融保險業(yè)0. 840. 741. 140. 823英他服務(wù)業(yè)0. 970. 840.610. 5535. 2. 2感應(yīng)度系數(shù)面對國民經(jīng)濟(jì)各部門的最終需求都增加一個單位時，每-個部門都會在總產(chǎn) 出方面做出反應(yīng)，但是不

40、同部門的反應(yīng)程度是不一樣的。為了便于比較各個部門 的感應(yīng)度，常常把完全需求系數(shù)矩陣中每一行的合計(jì)與各行合計(jì)的平均值（社會 平均感應(yīng)度）對比，這樣得到的系數(shù)稱為感應(yīng)度系數(shù)。m感應(yīng)度系數(shù)越大，就說 明該部門受各個部門最終需求的影響越大。感應(yīng)度系數(shù)大于1,表示該部門所受 到的感應(yīng)程度高于社會平均感應(yīng)水平。感應(yīng)度系數(shù)越大，表示該部門受到的需求 感應(yīng)程度越大，對國民經(jīng)濟(jì)的推動作川越大，感應(yīng)度系數(shù)越大的產(chǎn)業(yè)就越具有基 礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)和瓶頸產(chǎn)業(yè)的屬性。感應(yīng)度系數(shù)s的計(jì)算公式如5-2式所示。si = 1一（5-2）從表5-2可以看出，從2002年到2007年之間，感應(yīng)度系數(shù)變化較明顯， 采掘業(yè)，煉焦、煤氣、煤制品及石油加工業(yè)，金屈產(chǎn)品制造業(yè)，機(jī)械設(shè)備制造業(yè), 商業(yè)飲食業(yè)的感應(yīng)度系數(shù)有較人幅度的提升，說明這些部門受到的需求感應(yīng)程度 很大，對國民經(jīng)濟(jì)的推動作用也非常大。而金融保險業(yè)，建筑材料及其他非金屬 礦物制品業(yè)，運(yùn)輸郵電業(yè)，公用事業(yè)及居民服務(wù)業(yè)和其他服務(wù)業(yè)這些部門的感應(yīng) 度系