-PAGE１-VAR模型對經濟增長與產業結構升級關系分析案例綜述1.1指標選取與數據處理對于產業結構指標的選取用以下兩個指標進行衡量:一產業占比，用X1表示:二是指一產業就業人數比重,用Y2表示。以上兩個指標是產業高級化程度反映，即X1、Y2越小，反映程度越高。第三個關于經濟增長的指標以人均GDP表示。數經過處理后命名為LNGDP、LNX1和LNY2。1.2計量分析理論和模型通過概述部分的分析，想讓結果說明更加嚴謹和規范，減少檢驗過程中存在的誤差問題，我們采用的是向量自回歸模型和協整檢驗來對此理論進行分析。VAR模型即向量自回歸模型由希姆斯提出，在一個含有n個方程(被釋變量)的VAR模型中，每個被解釋變量都對自身以及其它被解釋變量的若干期滯后值歸，若令滯后階數為k，VAR（p)模型的數學公式表達如下：（1.2（1.2）其中，表由第t期觀測值構成的n維列向量，是d維列向量，p是滯后階數。n*n維矩陣中，中和，,是估計系數矩陣，是n維列向量。上述公式(1.2)還可以展開表示為：雖然，含有k個時間序列的VAR(p)模型是由k個方程構成，但是VAR(p)模型不是一般意義上的聯立方程組模型。在VAR模型中每個方程都是一個向量自回歸分布的滯后模型。所以，在建立模型前；先需要對數據進行平穩性檢驗，保證數據是平穩的。其此確定最優滯后階數。再利用協整檢驗進行進一步檢驗，在此基礎上進行格蘭杰因果關系檢驗等方法進行后續分析。1.3實證分析1.3.1變量的平穩性檢驗通過收集的數據進行時間序列檢驗，大多數數據在沒經過處理前都是非平穩的，需要進行進行處理后得到一平穩的時間序列數據。所以對數據檢驗的利用以下三個模型來完成:模型1：(1.3)模型2：(1.4)模型3：(1.5)其中，再檢驗中都是先通過最復雜的情形開始檢驗的，利用包含趨勢項和截距項進行，觀察檢驗結果是否拒絕原假設運用。如果拒絕原假設則說明是平穩的，如果是不拒絕原假設就說明它是非平穩的。同上再檢驗不含趨勢項和既不含趨勢項和截距項的分析得到如下表4-1的檢驗結果。表4-1變量ADF統計量5%臨界值P值結論LNGDP-3.087119-3.5236230.0354平穩LNX1-5.930220-1.9490970.0000平穩LNY2-3.593697-3.5266090.0431平穩檢驗分析結果如圖表第4-1項所示：經過一階差分后，在給定的5%的臨界值情況下,LNGDP、LNX1和LNY2都是相對平穩的時間序列。1.3.2構建VAR模型利用表4-2的結果可知，在第2期是可以出現明確判定結果。其模型的最好選擇其就是2期表4-2VAR模型滯后期判定結果表4-3可以知道F值和決定系數都比較顯著，其決定系數分別為0.999236、0.988920、0.976075變量的擬合程度較高。表4-3VAR（2）模型估計結果解釋變量LNGDPLNX1LNY2LNGDP(-1)1.491142-0.2093580.049082LNGDP(-2)-0.5299140.121105-0.067082LNS1(-1)-0.2851210.630321-0.124051LNS1(-2)0.1455660.2461460.160087LNS2(-1)-0.1752830.0667391.269395LNS2(-2)0.223858-0.506142-0.448305C0.1534590.2255350.076947R-squared0.9992360.9889200.976075極大似然值=210.4077AIC=-9.239400SC=-8.361717通過圖1.1中AR根圖知，每組聯立方程組的單位根數都是小于1，所有根都位于單位圓里面，可以明確該模型是穩定的。所建立的VAR(2)模型是穩定的。運用軟件Eviews操作結果。圖1.1AR根圖1.3.3協整檢驗由于上一步的操作中已經確定了模型的最優滯后階數為2，構建了模型。利用協整檢驗再進行進一步的分析；其分析結果如下4-4特征根檢驗注:*在給定0.05的顯著水平下拒絕原假設4-5特征值檢驗注:*在給定0.05的顯著水平下拒絕原假設從表4-4和4-5中的檢驗結果可知，其中P值是小于0.05的，因此在給定0.05的顯著水平下，時間序列LNGDP、LNX1和LNY2之間存在協整關系。1.3.4因果關系檢驗格蘭杰因果關系檢驗就是通過分析研究的各個相關變量關系來隨機進行試驗的,觀察出各個有關變量之間對應的關系是否還存在著因果關系，進而來加以檢驗研究的。其公式模型如下：H0：Φq12=0.q=1,2,...,pH1：至少存在一個q使得Φq12≠0~F(P,T-2P-1)若S1大于F的臨界值，則拒絕原假設：否則接受原假設：x不能引起y的格蘭杰因果檢驗（Granger），通過Eviews軟件操作得出表4-6。檢驗分析結果如上表中4-6所示，該分析表中顯示:在小于5%的顯著水平條件下,LNX1和LNGDP之間是存在著因果關系的,同時LNGDP也是影響著LNX1的，因此，可以得出:陜西省產業結構推動了濟增發展，經濟增長也影響著產業結構調整，也隨之提高了人們的收入，使得人們的需求也發生了變化。要對一類產業進行調整。加強一產業中的各類型小產業進行發展人們所需要的產品，利用現有的技術進行調整從而使得一類產業能夠帶動經濟增長業其提高了自身的調整格局。1.3.5脈沖響應函數通過以上幾步檢驗，使得模型平穩。為了進一步研究經濟增長與產業結構的影響。這部分內容將主要利用脈沖圖分析首先根據下表和下圖可以看出，LNX1所代表的產值結構對LNGDP所代表的經濟增長具有持續的反向影響，LNGDP出現了先快速上升后下降，最后趨于穩定。具體看，預測一期時的第一產業值對人均GDP的影響沒有并且為零，到了預測期二時又重新變化了，影響力度慢慢增強了,但到了預測期21期時，由LNX1所代表的第一產業值對LNGDP送代表的人均GDP的影響變緩變弱，并趨于穩定，第三十期達到-0.141423。由于存在連續性的負向影響。所以這跟第一產業的內部發展有關。由LNY2所代表的就業比重對LNGOP所代表的人均GDP的影響也呈現出了反向影響。預測期在第一期時，它的影響也是沒有的其影響為零，總體上來說，在第預測期為五期的時候達到了0.007473。隨后在第二十五期時影響慢慢變弱，最后達到了穩定。到了三十期0.180387。由此可見。短期內，影響小，但是長期內就業結構和人均GDP是不存在因果關系。表4-7LNGDP脈沖響應結果預測期LNGDPLNX1LNY210.0514770.0000000.00000020.074428-0.013953-0.00653830.086198-0.021269-0.01040840.091882-0.033874-0.00494450.096106-0.0492970.00747360.100661-0.0663700.02425170.106097-0.0837240.04317280.112295-0.1005410.06278690.118917-0.1163410.082198100.125591-0.1308700.100879110.132004-0.1440020.118510120.137910-0.1556750.134892130.143131-0.1658640.149895140.147547-0.1745620.163431150.151076-0.1817780.175440160.153672-0.1875290.185887170.155313-0.1918410.194753180.155996-0.1947500.202036190.155733-0.1962990.207748200.154550-0.1965360.211915210.152481-0.1955190.214572220.149568-0.1933080.215764230.14586-0.1899710.215545240.141408-0.1855790.213976250.136271-0.1802070.211126260.130509-0.1739320.207069270.124182-0.1668330.201882280.117356-0.1589940.195649290.110094-0.1504960.188454300.102461-0.1414230.180387 圖1.2LNGDP脈沖圖根據由下表和下圖可知，隨著以LNGDP為代表的經濟變化對LNX1所代表的第一產業產值的影響是不斷變化的，長期是在下降的而在短期內出現出波動上升變化。在預測期為1期時，LNX1產值結構受到LNGDP的影響后，它的變動值為0.006034，后期增長了，并在第13期時達到最大值-0.054496，隨后逐步下降，說明隨著陜西省經濟的增長，促進了產業結構不斷升級。但在第三十期達-0.013235。由此可知，人均GDP的沖擊對產業結構有持續的顯著負向影響。而LNY2所代表的就業結構變動對LNX1所代表的產值結構變動在短期內有著負向影響，在第四期的時候達到負向的最小值-0.027167。而從長期來看，呈現先下降后上升的趨勢影響幾乎為0。這說明一類產業的勞動力明顯改變了，不在以傳統的形式存在而時以新的一種形式存在著。這種新形勢下發展促使往后的變化趨勢不顯現了。表4-8LNS1脈沖響應結果預測期LNGDPLNX1LNY210.0060340.0577010.0000002-0.0067410.0354190.0024893-0.0134630.044980-0.0127814-0.0217630.051181-0.0271675-0.0295300.057668-0.0398016-0.0364650.062593-0.0498287-0.0421900.066348-0.0577088-0.0466680.069098-0.0638899-0.0499870.071050-0.06874910-0.0522890.072334-0.07254511-0.0537230.073032-0.07544412-0.0544220.073199-0.07755513-0.0544960.072874-0.07895614-0.0540370.072088-0.07970515-0.0531200.070871-0.07984916-0.0518040.069252-0.07943217-0.0501440.067262-0.07849318-0.0481840.064930-0.07707119-0.0459640.062288-0.07520420-0.0435210.059367-0.07292721-0.0408880.056197-0.07027922-0.0380960.052812-0.06729423-0.0351740.049241-0.06400924-0.032150.045517-0.0604625-0.0290490.04167-0.05668226-0.0258980.03773-0.05271127-0.0227190.033727-0.04858128-0.0195350.029688-0.04432529-0.0163670.025641-0.03997730-0.0132350.021611-0.035569圖1.3LNS1脈沖響應曲線圖現在根據下表和下圖可知，LNGDP所代表的人均對就業結構存在著負向影響。就業結構受到LNGDP的一個影響后，即變動值為0.003487，隨后明顯出現了快速下減并逐步趨于平穩，在預測期第三十期的變化值為-0.022333。二者間是負向影響，所以也意味著隨著人均收入的變動對一類產業中就業比重變動產生了負影響，一類產業從業人數下降，二類和三類產業人數會出現增長且二類、三類的產業內部結構變得合理的規劃。LNX1所代表的產值結構的變動對LNY2所代表的就業結構的影響趨勢是先降后升的。當受到產值波動的影響后，就業的變動值為-0.014258，在第六期中最小值為-0.004694。從長時間發展來看，LNX1產值的變化對LNY2就業有著積極影響且影響效果好，陜西省政策要求實施到位，方案合理科學有效的調整了產業結構升級。表4-9LNS2脈沖響應結果預測期LNGDPLNS1LNS210.003487-0.0142580.03729920.006205-0.0252570.04734730.008315-0.0215110.04275140.007602-0.0160000.03495450.005195-0.0100520.02698460.001919-0.0046940.0198707-0.0016040.0000640.0136258-0.0050450.0043190.0080619-0.0082550.0081850.00299810-0.0111840.011735-0.00168511-0.0138240.015010-0.00605312-0.0161870.018023-0.01013313-0.0182860.020780-0.01393514-0.0201330.023278-0.01745915-0.0217400.025516-0.02070116-0.0231140.027490-0.02365817-0.0242640.029202-0.02632518-0.0251970.030651-0.02870019-0.0259190.031840-0.03078420-0.0264380.032774-0.03257521-0.0267620.033457-0.03407822-0.0268970.033898-0.03529523-0.0268530.034104-0.03623324-0.0266380.034084-0.03689725-0.0262630.033848-0.03729826-0.0257360.033408-0.03744327-0.0250690.032776-0.03734428-0.0242720.031964-0.03701229-0.0233560.030986-0.03645930-0.0223330.029854-0.035700圖1.4LNS1脈沖響應曲線圖1.3.6方差分解為了更好的說明三個變量間的關系，利用產業結構和就業結構更能體現出快經濟的發展變化的趨勢利用此方法進行有序合理的檢驗如下。下表對LNGDP分析，總體從一期到十五期中是關于LNGDP所代表的人均與LNY2所代表的就業及LNX1所代表的產值進行分析，其中LNGDP人均對其自身的影響從一期的100%到十五期的37.72%都是在下降的。其次對LNX1產值從零到了36.52%是不斷上漲的，對LNY2就業的影響從零到25.76也是不斷上升的。其表明了產業結構和就業更加有說服力的體現了加快經濟發展變化趨勢。表4-10LNGDP方差分解結果預測期SELNGDPLNX1LNY210.051477100.0000000.0000000.00000020.09179897.1826302.3101440.50722730.12813195.1386503.9411780.92017740.16134492.4322306.8935540.67421550.19430488.19723011.1899900.61278360.22995682.13098016.3193801.54963670.27020371.90392021.4208203.67526080.31570767.51983025.8329106.64726390.36620160.72817029.2930809.978756100.42092851.86604031.83769013.296270110.47894349.97542033.63175016.392830120.53929245.95575031.85859019.185660130.60108442.66306035.67435021.662600140.66351639.95708036.19825023.844670150.72587937.71805036.51686025.765090如下表中可以知道在一期到十五期中，LNGDP人均對LNX1產值的影響較大一期到十五期是呈現出持續增長的趨勢，而LNX1產值對其自身的影響從一期98.91%到十五期的43.8%是在持續下降。重點來說，LNGDP人均對LNX1產值結構的變動，從1期的1.08%到15期的18.81%是在上漲的，這與因果關系檢驗結構相一致。LNY2就業結構對LNX1產值在一期的0到十五期的37.39%顯出上升的趨勢，之后期又開始下降。這說明陜西省LNGDP人均的上升促進了LNX1產值的升級，實行了產業的優化。而就業結構對產業結構的影響，但隨著時間的推移不斷增強。表4-11LNX1方差分解結果預測期SELNGDPLNX1LNY210.0514771.08168598.9183200.00000020.0917981.75196498.1154000.13263230.1281313.73732893.8542702.40840640.1613446.77716881.8740108.34882650.1943049.66074075.37654011.96272060.22995612.05117067.54731020.40152070.27020313.92054061.57828021.50118080.31570715.34923057.08194027.56882090.36620116.42405053.65957029.916370100.42092817.22112051.00948031.769410110.47894317.80260048.91972033.277680120.53929218.21789047.24318031.538940130.60108418.50555045.87688035.617570140.66351618.69541041.74770036.556890150.72587918.81041043.80286037.386730如下表4-12可知，在就業結構的變化過程中，59.66%-86.59%是LNY2就業對自身的影響從一期的86.59%到十五期的59.66%隨著時間線的發展可以看出它是不斷下降，而LNGDP人均和LNX1產值影響加大，LNGDP的增長一期的0.76%到15期的13.68%是在上漲的，說明了根據數據的推移發現產業結構的變動對就業結構變動影響較大的，呈現出不斷增強的態勢。同時，可以看出人均GDP對就業結構的影響隨著時間的推移而不斷加強呈現出不斷增強的態勢。這也說明陜西省經濟的吸納了很多就業者。表4-12LNY2方差分解結果預測期SELNGDPLNX1LNY210.0514770.75695912.65358086.58946020.0917981.11967418.59149080.28883030.1281311.74027818.94078079.31894040.