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我国城镇居民信息消费对产业结构的影响

[作者:师豪豪1杨锋林 唐钰茹[来源：互联网]| 打印 | 关闭 ]
看出，不管是我国的产业结构系数一直呈上升趋势，尽管在2004年出现了较小下降，约为0005%，但是之后逐年增加，总体看来我国产业结构处在不断的升级之中。 3分析指标和方法 3.1指标选取与数据来源 为分析城镇居民信息消费与产业结构之间的关系，考虑到信息消费的测度以及统计年鉴中指标的变化，选取1995-2015年作为分析的样本期，以sti和icc作为分析变量，对两个变量取自然对数，分别用lnsti和lnicc表示，数据均取自《中国统计年鉴》（1995-2015）。 3.2分析方法 对于分析我国的产业结构系数与城镇居民信息消费支出之间的作用关系，采用E-G两步法，对于两变量做协整分析，首先对变量做单位根检验，在得到两变量为同阶单位根基础上，采用OLS回归；然后对于OLS回归方程的残差进行单位根检验，如果残差项的单位根检验结果是平稳的，则可以认为两个变量之间存在均衡的长期协整关系。 4信息消费对于产业结构影响的理论模型 4.1回归模型设定 根据上文对于城镇居民信息消费支出和产业结构的测度，根据收集的数据，建立如下回归模型 lnsti=α+βlnicc+ε 采用全对数模型的方式以消除异方差，其中，α为截距项，ε为随机误差项。 sti 表示我国的二、三次产业增长值占GDP增长值比例，即产业结构系数。 icc 表示我国城镇居民人均信息消费支出。 4.2平稳性检验 E-G两步法的前提是两变量存在同阶单位根，对于单位根检验有LLC、ISP、ADF和PP检验等方法，本文将通过Eviews9软件利用最常用的ADF法对变量进行单位根检验。对变量sti序列和icci序列进行ADF检验，得到检验结果如表3所示。 表3ADF单位根检验 由表3可以看出，两个变量序列均在一阶差分的情况下达到了平稳，可以认为d1(lnsti)和d1(lnicc)序列均为同阶平稳，均为I(1)。 51995-2015年我国城镇居民信息消费对产业结构影响的实证分析 根据上文对我国的产业结构系数lnsti和城镇居民信息消费支出lnicc进行的平稳性检验，两个序列同为一阶差分稳定序列，不会产生伪回归，因此可以进行OLS回归。 lnsti=α+βlnicc+ε 利用Eviews软件对模型进行协整回归，得到协整方程： lnsti=00157845693lnicc T=-3053067，2349395 R2=0966723,DW=0637853 其回归的具体结果如表4所示。 表4回归结果 从结果看，模型存在序列相关性，模型拟合非常好。但对残差进度LM检验中，发现残差存在较强的一阶自相关性，引入适当滞后项，得到短期非均衡模型，估计结果如下： lnsti=－0069710+000640
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