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时间:2018-10-27
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1、信息产业发展对江苏经济增长影响实证研究本文在借鉴前人研究成果的基础上,以江苏省为例,对信息产业在经济增长方面的作用从理论和实证两方面进行分析,以此,试图以科学严谨的方式揭示出信息产业与经济增长之间的关系,在得出结论的同时,相应地提出几点有益于江苏经济发展的意见和建议。关键字信息产业经济增长实证分析一、引言目前,国内对信息产业的研究偏重于定性研究,而较为深入而科学的定量研究相对较少。如徐升华、毛小兵(2004)分析了信息产业对经济增长的贡献,采用1989~2001年的数据并对其进行信息资源丰裕系数指数测
2、度,从而得出在此期间我国实际GDP与信息产业之间具有显著性,即我国信息丰裕系数的对数每增长1个单位能够引发GDP指数的对数增长0.2527个单位。王宏伟(2009)也对信息产业与我国经济增长进行了实证分析,文中采用TFP增长率的度量方法对信息产业的相关数据进行测算,最终得出IT生产业和应用业的高速增长和产业规模的扩大,对我国经济增长的贡献呈现逐渐上升的趋势的重要结论。为了更加深入的研究信息产业推动经济增长的内在规律,本文在借鉴前人研究成果的基础上,以江苏省为例,对信息产业在经济增长方面的作用试从实证方
3、面进行分析,以此,试图以科学严谨的方式揭示出信息产业与经济增长之间的关系,在得出结论的同时,相应地提出几点有益于江苏经济发展的意见和建议。二、信息产业对经济增长作用的实证研究这部分将以江苏省1995~2010年的数据为样本,采用实证分析的方法来具体说明信息产业的发展对我省经济增长的影响。为研究方便,本文以电子及通信设备制造业的相关数据来近似代替信息产业的相关数据,为使信息产业对全省经济增长的作用更加准确,本文选取与信息产业相关的三个对象进行分析:现价工业总产值、资产总值和主营业务收入,以下将对其分别进
4、行计量分析。本文数据于国家统计局X站。(一)现价工业总产值这部分是要说明电子及通信设备制造业的现价总产值(X1)对全省现价工业总产值(Y1)的影响。首先,为避免数据的剧烈波动,将其分别进行对数化处理为LX1、LY1,如此以减少数据的异方差性;其次,为了更加直观的看出这两者之间的关系,可以通过散点图来说明,由图1可以看出这两个变量之间存在较强的正向线性关系。1、数据检验及模型设定不过,在建模前,仍需对数据进行单位根检验,以确保时间序列的平稳性。根据表1可以看出,电子及通信设备制造业现价总产值和全省现价工
5、业总产值的对数值均是二阶单整平稳数列,则可以进行进一步的协整检验,以判定回归方程因变量(LY1)和自变量(LX1)之间是否具有长期稳定的均衡关系,否则便会出现“伪回归”,使回归结果没有任何意义。通过对以上简单的一元线性回归方程进行最小二乘估计,估计结果为:首先,判定变量间的协整关系,在这里,本文采用对残差序列进行平稳性检验的方法对其进行协整检验,结果显示,此回归方程的残差为一阶单整平稳序列,则表明在此方程中,变量LX1和LY1之间具有长期稳定关系,即协整关系。其次,根据回归方程的t检验和F检验值可以看
6、出,无论是系数还是方程,都具有较强的显著性,而且该方程的拟合值为0.962643,拟合度也较高,从这三个数据显示该方程的设立及估计结果都较理想,但还有一个不可忽略的数据:D.A(1,1)模型来修正扰动项的序列相关,则经过校正序列相关后的方程估计结果为:LY1=3.781082+0.790760LX1+€%(3.2)(4.133246)(7.599646)R2=0.996362F=1004.176D.A(1,1)模型的修正后,其回归方程的估计结果为:LY2=525.3615+0.142116LX2+€
7、%(3.3)(0.008425)(3.052937)R2=0.997511F=1469.617D.A(1,1)模型进行修正,修正后的方程估计结果为:LY3=3.959299+0.768488LX3+€%(3.4)(4.504564)(7.643225)R2=0.995349F=784.6110D.W.=1.719487根据式(3.4),LX3的系数是0.768488,系数为正,表明电子及通信设备制造业主营业务收入对全省工业主营业务收入具有正向作用,前者对后者的弹性系数为0.768488,即电子及通
8、信设备制造业主营业务收入对数每增加1个百分点,就会使得全省工业主营业务收入对数增长约0.77个百分点,其带动促进作用显著。从主营业务收入的层面来看,信息产业对全省经济增长同样具有带动作用。通过格兰杰因果关系检验,只有在滞后期为1时,信息产业才是全省经济增长的格兰杰原因,而当滞后期为2、3、4时,LX3和LY3均不是彼此的格兰杰原因。三、结论及其启示本文以江苏省为例,实证方面对信息产业的发展与全省经济增长的关系进行了分析,为了能更加准确说明两者间的这种带动
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