对于经济增长北京经济结构与经济增加联系量化网

论文导读：结构与经济增长的关系进行研究，得出北京经济结构变动对经济增长的影响。2.1模型的建立本文将从总供给的角度建立计量模型，研究经济结构与经济增长的关系。首先，利用经济学中一个规模报酬不变的Cobb-Douglas生产函数（1）式表示资本存量和劳动力是如何决定生产能力的。（1）Y——产出K——资本存量L
【摘 要】我们已经进入了一个经济高速发展的时代，北京作为全国的经济中心，研究其经济结构与经济增长的关系对促进中国其他城市的发展有重要的借鉴意义。本文主要利用规模报酬不变的Cobb-Douglas生产函数，建立计量模型，并对其进行计量经济学和统计学检验，得出北京经济结构变动对经济增长产生怎样影响的结论。
【关键词】经济结构；经济增长；Cobb-Douglas生产函数
1.引言
当今的时代是人类历史上发展最为迅速的阶段。生产生活从以农业为主转换到以工业为主，再到许多发达地区的以服务产业为主，每一个转变都有着跨时代的意义。经济的发展要以农业为生活物质基础，以工业为生产物质基础，才能够达到稳定持续的增长，才能够满足进军后工业时代的基本条件。
当代中国经济飞速发展，接连十年以上经济增长率始终保持在7%以上的高速率。而北京作为环渤海京津冀的中心城市之一，作为中国的经济中心，肩负着成为世界中心城市的重要责任。2009年，北京人均GDP达到10000美元以上，经济结构发摘自：本科毕业论文致谢词www.7ctime.com
生明显转变，是中国最先一批进入后工业社会的城市之一。研究其经济结构与经济增长的关系对促进中国其他城市的发展有重要意义。

2.研究内容和方法

本文运用规模报酬不变的Cobb-Douglas生产函数，利用EViews5.0软件，建立数量模型，并对其进行计量经济学和统计学检验，对北京经济结构与经济增长的关系进行研究，得出北京经济结构变动对经济增长的影响。

2.1 模型的建立

本文将从总供给的角度建立计量模型，研究经济结构与经济增长的关系。
首先，利用经济学中一个规模报酬不变的Cobb-Douglas生产函数（1）式表示资本存量和劳动力是如何决定生产能力的。
（1）
Y——产出
K——资本存量
L——劳动
?——资本的产出弹性
ε——随机扰动项，表示资本和劳动以外的其他生产因素对产出的影响
A——特定时期的技术结构特征
然后，将（1）式左右两边同除以L，得出人均产出函数：
（2）
再另y=Y/L ，k=K/L，得出规范式：
（3）
产业结构、投资结构和消费结构统一组成经济结构，因此所建模型应表现出它们的变化是如何通过影响资本效率或经济规模刺激经济增长的。设定模型如下：
（4）
x1——产业结构特征，用第三产业就业人员比重×100代入
x2——投资结构特征，用基础设施投资占固定资产投资的比重×100代入
x3——消费结构特征，用北京城市居民恩格尔系数代入，即北京城市居民食品支出/城市居民消费性支出×100
y——人均地区生产总值
k——人均资本拥有量
a

1、a2、a3 ——产业结构、投资结构和消费结构变化对资本产出效率的边际影响参数

b

1、b2、b3 ——产业结构、投资结构和消费结构变化对经济规模的边际影响参数

最后，将（4）式左右两边同取对数，得出模型：
㏑y=㏑A+（a1x1+a2x2+a3x3）㏑k+（b1x1+b2x2+b3x3）+ε （5）

2.2 数据与初步模型计量结果

根据《2010北京统计年鉴》的数据，计算并整理得到1978-2009年的相关数据。
利用这些数据和EViews

5.0软件，对（5）式进行最小二乘法的回归分析。

结果显示，变量x1*log（k） 、x2*log（k）、x1、x2在5%的显著水平下没有通过t检验，模型存在自相关等缺陷，接下来要对其进行检验与改进。

2.3 模型检验

用怀特法（White）检验异方差，结果表明在60.29%的显著性水平下接受不存在异方差的原假设。
用拉格朗日乘数法（LM）检验序列相关性（Obs*R2=10.12122；Probability=0.006342），LM统计量显示，在5%的显著水平下拒绝原假设，回归方程的残差序列存在序列相关性。
用ARMA模型消除序列相关，结果如下：
表1 模型计量结果eq11
变量t值概率
.710.0001
X1*LOG（K）

2.210.0386

X2*LOG（K）-

3.040.0064

X3*LOG（K）9.440.0000
X10.060.9524
X2

3.560.0020

X3-6.5论文导读：、各个变量的t检验的概率均小于0.01，通过显著性检验。拟合优度检验，说明方程的拟合优度相当高。F检验的概率约等于0，说明方程通过显著性检验，该方程有意义。观察变量的简单相关系数矩阵，用Klein判别法检验多重共线性，不存在，即没有多重共线性。再用方差膨胀因子VIF检验多重共线性，vifx1lk=2

2.79>10，vifx2=

3.

00.0000 AR（1）8.770.0000
AR（2）-

6.360.0000

MA（1）-9.400.0000
LM统计量显示，在5%的显著水平下接受回归方程的残差序列不存在序列相关性的原假设。
通过表1可以看出x1的t检验的概率大于0.05，为极不显著，先去掉这个变量，（5）式变为：
㏑y=㏑A+a1x1*㏑k+a2x2*㏑k +a3x3*㏑k+（b2x2+b3x3）+ε（6）
得出如下回归结果：
表2 模型eq12计量结果
变量t值概率
C10.990.0000
X1*LOG（K）8.900.0000
X2*LOG（K）-

3.620.0016

X3*LOG（K）1

1.710.0000

X2

3.820.0010

X3-8.110.0000
AR（1）9.040.0000
AR（2）-

6.580.0000

MA（1）-9.930.0000表2中，常数项、各个变量的t检验的概率均小于0.01，通过显著性检验。
拟合优度检验，说明方程的拟合优度相当高。
F检验的概率约等于0，说明方程通过显著性检验，该方程有意义。
观察变量的简单相关系数矩阵，用Klein判别法检验多重共线性，不存在，即没有多重共线性。
再用方差膨胀因子VIF检验多重共线性，vifx1lk=22.79>10，vifx2=3.02，vifx2lk=43.82>10，vifx3=1.29，vifx3lk=9.05。x1*ln（k）与x2*ln（k）存在多重共线性。
结合testdrop检验：eq12.testdrop x1*log（k） ： p=0.000；eq12.testdrop x2*log（k） ： p=0.002。两个变量都不能去掉。
用逐步回归法筛选解释变量（下式中c为常数项），
log（y）= c + x1*log（k）---eq01，；
log（y）= c + x2---eq02，；
log（y）= c + x2*log（k）---eq03，；
log（y）= c + x3---eq04，；
log（y）= c + x3*log（k）---eq05，；
由于eq01的回归系数最高，所以先选定变量x1*log（k），然后逐渐加入变量。
Eq01+x2*log（k），，AIC=-0.4660；
eq01+x2*log（k）+x3，，AIC=-0.5425；
eq01+x2*log（k）+x3+x3*log（k），，AIC=-

1.4139；

eq01+x2*log（k） +x3+x3*log（k）+x2，，AIC=-

1.4262。

但使x2*log（k）的系数变负，说明x2与x2*log（k）相互严重影响。若单独去掉其中一个，回归结果不如模型eq12。若都去掉，建立回归方程eq13，与模型eq12作比较：
eq12AIC=-

2.314 DW=64 MAPE=9.80%

eq13AIC=-

1.927 DW=2.21 MAPE=9.72%

通过比较得出，两模型各有优劣，难以决定取舍。
用ADF检验各个变量，发现lny、x1*lnk、x3*lnk、x3在10%的显著水平下都是一阶单整，x2与x2*lnk为0阶单整。舍去x2与x2*lnk之后，lny与x1*lnk、x3*lnk、x3可能存在协整关系，用格兰杰因果关系检验，结果显示，在10%的显著水平下，x1*lnk、x3*lnk、x3对Lny存在格兰杰因果关系。
检验残差的单整性，uroot（n） e13：p=0.08<0.1，残差在10%显著水平下0阶单整。
表明以上变量之间存在（1，1）阶协整，不是虚假回归摘自：毕业论文摘要www.7ctime.com
。
（6）式变为：㏑y=㏑A+a1x1*㏑k +a3x3*㏑k +b3x3+ε（7）
用Chow检验验证回归模型结构的稳定性。结果显示，F统计量的概率接近0，说明存在显著的结构变化。但结构变化后的判定系数为0.988，并没有提高。1978-1992的MAPE=4.72%，1993-2009的MAPE=

3.61%，优于原来的9.72%。所以，回归模型需要分段。

我们主要需要后半段的回归方程，所以只研究论文导读：-2000.上海经济研究，2002（8）.张辉，王晓霞.北京市产业结构变迁对经济增长贡献的实证研究.经济科学，2009（4）.作者简介：李卉（1989-），女，首都经济贸易大学2010级数量经济学专业硕士研究生，研究方向：金融工程与数量金融。上一页123
1993年-2009年的部分。回归结果如下：LM检验p=0.668>0.05，不存在序列相关性；DW=1.9955，近似于2，不存在自相关；各个自变量在5%的显著水平下均通过检验；回归定义错误检验（误设定检验），RESET（1）——F检验的p=0.5678，不存在误设定；，拟合优度较高。
最终得出体现北京市经济结构特征的生产函数的估计模型：
其中，A==2

2.7544

3.结论
产业结构x1对资本效率k的弹性为0.00529，表明北京第三产业就业人员比重与资本效率成正相关，也就是北京第三产业就业人员比重增大，会导致资本效率的提高。x1对经济规模的影响不显著。这是由于近年来北京的产业结构调整主要是第二产业向第三产业转移，第三产业劳动生产率略高于第二产业，第三产业不再依赖规模扩张来提高劳动生产率，技术密集度与资本密集度都得到了显著的提高。
投资结构x2 对资本效率k的弹性影响不显著，表明北京基础设施投资占总投资比重与资本效率没有太大关系。x2 对经济规模的影响也不显著，表明北京基础设施投资占总投资比重与经济规模无太大相关性。这是因为政府的投资对民间投资具有一定的挤出效应，表现在两个方面：其一，政府投资无法直接进入到实物的生产中，不能立刻产生效益；其二，政府资金的投入会导致中小企业无法获得资源，造成挤出效应。且该效应的影响过于广泛，使得基础设施投资实际应带来的影响被掩盖了。
消费结构x3 对资本效率k的弹性为0.012525，表明北京食物消费占总消费比重与资本效率成正相关，但由于食物占比越低，消费结构越优化，所以消费结构的优化与资本效率成负相关，即食物消费占比下降、消费结构优化，反而会降低资本效率。x3 对经济规模的弹性为-0.04588，表明北京食物消费占总消费比重与经济规模成负相关，即食物消费占比下降、消费结构优化，可以扩大经济规模。
当北京第三产业就业人员增加1%、食品消费占比增加1%时，资本的产出弹性将分别增加0.529×10-2、1.2525×10-2个百分比，消费结构调整对资本效率的影响最大；食品消费占比减少1%时，经济规模将扩大

4.588×10-2个百分比，消费结构调整对经济规模影响最深。

当前应该提高第三产业比重和食品以外消费品的资本效率，优化消费结构，扩大经济规模。
参考文献：
北京市2010年度统计年鉴.http：///a/20100803/00007

7.htm.

[9]汪红丽.经济结构变迁对经济增长的贡献——以上海为例的研究1980-2000[J].上海经济研究，2002（8）.
[10]张辉，王晓霞.北京市产业结构变迁对经济增长贡献的实证研究[J].经济科学，2009（4）.
作者简介：李卉（1989-），女，首都经济贸易大学2010级数量经济学专业硕士研究生，研究方向：金融工程与数量金融。