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1、 我国经济增长与经济结构、财政收入、居民收入关系之研究 基于面版模型的实证分析【摘要】本文基于1995年至2008年全国各地区经济发展的有关数据，以需求为导向建立了中国东、中、西部经济增长与财政收入、第二产业增加值、第三产业增加值、居民收入等诸要素关系的面版模型，分析和评价了诸影响因素间的关系及其对中国经济增长和居民收入的影响。通过预测和分析，提出促进经济增长和增加居民收入的建议。【关键词】 经济增长 数据匹配 协整 面版模型 一、 引言改革开放以来，我国经济总量和财政收入显著增长、经济结构不断调整，城镇人均可支配收入、农民人均纯收入相应增长，人民生活水平不断提高。但是进入21世纪特别是受20
2、08年国际金融危机影响，我国经济增长与财政收入增加、经济结构的调整优化、居民收入的提高之间的不协调发展现象逐渐显现。如何在保证经济增长的同时，实现财政收入稳步增加、加快调整经济结构、增加居民收入，是摆在我们面前的严峻课题，研究我国经济增长与经济结构、财政收入、居民收入关系，对我国地区经济增长和优化经济结构、增加财政收入、居民收入都具有重大意义。二、主要经济指标统计数据的匹配度（一）全国GDP与地区GDP加总数据的匹配度按照我国目前的核算制度，国家GDP和地区GDP是分别核算的，我国各地区GDP之高与全国核算GDP数据由来已久，2004年高出差率达19.3%，经济普查数据校验修正后降至4.8%，
3、随后差率逐年攀升，2008年差率8.8%，2009年上半年接近10%。究其差异原因主要有三个方面：一是地区间存在重复统计的因素，母公司和子公司有可能将跨地区生产经营活动同时统计在本地区，造成重复统计；二是国家和地区使用的基础资料不一致的因素，由于我国各地区经济差异较大，针对基础资料的缺口，很难制定全国统一的推算标准，全国统一的服务业调查制度的缺失也导致各地区服务统计状况差异较大，近年来服务业发展迅速，差异直接传导到GDP上；三是外部环境的影响，出于考核过关或政绩需要，存在少数地区高估GDP的可能性。受以上三个主要因素的影响，全国GDP和各地区加总的GDP差异无法避免。在分析地区经济增长与有关统
4、计数据的关系时，应使用地区层面的统计数据，才能保证数据的匹配度。从长期看，随着国家GDP核算制度改革力度的加大，全国核算GDP和各地区加总的GDP差异将从根本上得到解决。（二）我国经济增长、经济结构、财政收入、居民收入等统计数据的匹配度反映我国经济增长的核心指标GDP，一般在计算时要扣除价格因素计算实际增长率，而反映经济结构变动的一、二、三次产业增加值占GDP的比重一般是按照当年价格计算的，财政收入数据来源于财政部门，居民收入目前多使用城镇居民人均可支配收入和农村人均纯收入来分别代表城镇和农村人均收入。因此，这四类指标间基于数据是否扣除价格指数因素、数据来源渠道的不一致等因素影响、在分析经济增
5、长与其余三指标之间的关系时，还要考虑通货膨胀、会计制度改革带来财政收入统计口径的变化等因素，才能实现统计数据的匹配。 三、基于面板模型分析财政收入、经济结构与居民收入对经济增长的影响（一）变量的选取根据大赛组委会提供的统计数据和研究对象，本文通过选取1995年2008年31个地区的gdp（利用地区生产总值指数对生产总值进行指数缩减）、财政收入、第二产业增加值、第三产业增加值和城镇居民收入构建面板数据（考虑到地区农村人均纯收入资料的缺失，以及城镇居民可支配收入与居民收入的高度关联性，用城镇居民人均可支配收入代表居民收入），分析各省gdp与其他指标的关系。本文中数据均自于大赛组委会提供的统计数据和
6、历年中国统计年鉴。（二）变量的相关检验1. 建立堆砌数据的模型，通过建立辅助回归方程说明模型存在多重共线性，故在建面板数据模型之前要对指标进行处理。由于财政收入、居民收入、第二产业增加值、第三产业增加值之间具有高度相关性，故需在建模前对其进行处理，为充分保留原始变量的信息，对财政收入、居民收入、第二产业增加值、第三产业增加值提取主成份（提取四个主成份），以达到消除多重共线性的目的。得到的主成份得分如下表所示。IDF1F2F3F4北京-199511.19396.3758-3.95510.5098北京-199611.5996.541-3.88960.583北京-199711.86626.6154-
7、3.81770.6339北京-199812.15556.7187-3.71750.6746北京-199912.39366.8138-3.63850.6756北京-200012.69916.9114-3.62360.6722北京-200113.04557.0239-3.54610.6592北京-200213.30727.0896-3.51510.7018北京-200313.37317.2188-3.47170.6683新疆-200211.1596.493-3.95440.489新疆-200311.18696.559-3.88720.4355新疆-200411.63726.4794-4.00650
8、.38新疆-200511.94256.4699-4.07250.3473新疆-200612.27196.4967-4.13780.2525新疆-200712.44416.598-4.24890.3364新疆-200812.8386.653-4.2450.2879其中：F1=0.5752*X1+0.6054*X2+0.5350*X3+0.1284*X4F2=0.l173*X1-0.4227*X2+0.0794*X3+0.8860*X4F3=0.6462*X1-0.6195*X2+0.1100*X3-0.1098*X4F4=-0.4707*x1-0.2664*X2+0.8339*X3-0.1098
9、*X4各主成份之间互不相关，消除了多重共线性的影响。现经济增长为被解释变量，以各主成份为解释变量，通过Eviews5.0软件对面板序列进行序列单位根检验，结果如下表所示： 原序列的面板单位根检验结果MethodStatisticProb.*Cross-sectionsObsNull: Unit root (assumes common unit root process)Levin, Lin & Chu t*41.92661.00001501840Breitung t-stat-12.11410.00001501690Null: Unit root (assumes individual un
10、it root process)Im, Pesaran and Shin W-stat44.07401.00001501840ADF - Fisher Chi-square80.89401.00001501840PP - Fisher Chi-square60.18651.00001501950Null: No unit root (assumes common unit root process)Hadri Z-stat31.38610.00001502100由面板单位根检验结果可知面板序列存在单位根，需要进一步进行检验。原序列的面板单位根检验结果MethodStatisticProb.*C
11、ross-sectionsObsNull: Unit root (assumes common unit root process)Levin, Lin & Chu t*-4.901370.00001501690Breitung t-stat-12.47360.00001501540Null: Unit root (assumes individual unit root process)Im, Pesaran and Shin W-stat-0.843810.19941501690ADF - Fisher Chi-square563.4300.00001501690PP - Fisher C
12、hi-square847.2470.00001501800Null: No unit root (assumes common unit root process)Hadri Z-stat24.45230.00001501950经一阶差分后面板序列达到平稳，且均为同阶平稳，满足建立动态面板模型的条件。（三）模型形式的检验根据相关计量检验方法来判断样本数据符合的模型形式，构造相应的统计量如下： 其中，为假定斜率和截距系数非齐性条件下残差平方和；为假定斜率系数齐性、截距非齐性条件下残差平方和；为假定斜率和截距系数齐性条件下残差平方和；为截面单位数；为外生变量个数；为时期总数，利用软件得出相关指标并
13、计算如下表所示。模型形式检验检验名称检验内容统计量临界值系数类型检验固定截距、固定斜率系数模型F1=32.88183.65固定截距、变斜率系数模型F2=176.34712.28在零假设下，统计量都拒绝原假设，故该样本应拟合固定效应变系数模型。（四）基于个体差异的变截距变系数面板模型1.个体固定效应模型的建立为分析全国不同地区的财政收入、居民收入和经济结构对经济增长的作用有无差异，建立个体固定效应模型变截距变系数面板模型。模型的估计结果如下表所示：变量参数估计标准差T统计量伴随概率C1.1861590.07326216.190660.0000北京-F1北京0.5640020.01915729.4
14、40790.0000北京-F2北京-0.1252190.072666-1.7232170.0860北京-F3北京-0.1610590.049844-3.23130.0014北京-F4北京0.1335760.0582622.2926910.0226新疆-F1新疆0.4760920.03621313.1470.0000新疆-F2新疆-0.1051910.143409-0.7335030.4639新疆-F3新疆-0.4197120.084919-4.9424960.0000新疆-F4新疆-0.0936460.183133-0.5113540.6095新疆-C-0.121203整个面板模型的显著性较高
15、，且大部分变量均通过显著性检验。根据主成份和原始变量之间的代数关系，可以还原原始变量的系数，将个体差异的方程及其系数整理如下：区域cx1x2x3x4北京0.97910.13570.45850.38540.0163天津0.86680.00690.55910.39870.0124河北0.80740.00120.66680.17930.1343青海1.1151-0.08580.65770.27590.0389宁夏1.13980.02430.55380.30620.0400新疆1.06490.02840.61760.12200.1594由模型参数系数的对比可初步判断各区域的财政收入、居民收入和经济结构
16、对经济增长均具有一定的促进作用但作用大小不同，进而借助对应分析来说明各区域的差异及相似之处。2.各区域与经济变量的对应分析由各区域定义的属性变量和四个解释变量的系数对应构成一组对应分析的数据，通过对应分析来判断各区域的典型特点及区域之间的相近程度。对应分析图如下所示：由对应分析图可以得出以下结论：（1）聚合了北京和财政收入财政收入在一定程度上反映了政府对辖区经济的政策调控能力，若财政收入对经济增长的促进作用较大，说明财政收入的作用得以发挥，其与经济发展的关系越协调，对经济增长的促进作用越大。由该对应分析可知，北京等地区的财政收入与经济发展的匹配程度较高。（2）聚合了河南、宁夏、天津等地区和三产
17、增加值三产在经济发展中具有一定的先导性和基础性，其对于促进经济增长、带动就业、调整经济结构等方面都有至关重要的作用。河南、宁夏、天津等地区的三产在其经济发展中发挥的作用较为接近，三产发挥了比较重要的作用。（3）聚合了广东、内蒙古、湖南、河北等地区和二产增加值二产是国民经济的主体，随着我国各地区经济增长水平的差异性增强和各地区产业发展的差异程度逐步加大，各地区不同产业对经济增长影响的程度不同。其中以第二产业发展为主导的区域，二产对经济增长的作用就较大，据此分析得出广东、湖南、河北和内蒙等各地区二产发挥作用类同，二产对经济增长的影响力较为相近。（4）聚合了甘肃、新疆、西藏、广西、安徽等地区和居民收
18、入居民收入是反映经济增长水平的关键指标，甘肃、新疆、西藏、广西等这些省份属于西部地区，其居民收入水平相对较低，由相关的参数系数可知这些地区的居民收入对经济增长的促进作用较弱，有待进一步提高。3.基于时点差异的变截距变系数面板模型（1）时点固定效应模型为分析随着时间的变化，财政收入、居民收入和经济结构对经济增长的作用所表现的特征，建立时点固定效应的变截距变系数模型，模型估计结果如表所示：变量参数估计标准差T统计量伴随概率C0.13043321.293130.0000 F1?-1995-0.0648764520.005122102.9090.0000 F2?-19950.2658917160.02
19、685-8.2636920.0000 F3?-19950.7979409340.052511-0.7644890.4451 F4?-1995-0.1824057530.0712219.058280.0000 F1?-2008-0.0075567520.00562696.105440.0000 F2?-20080.4817949860.044986-6.9704150.0000 F3?-20080.5141684110.067202-2.5894320.0100 F4?-2008-0.168662630.0564535.712380.0000 2008-C-0.223262时点固定效应模型整体较
20、为显著，且大部分变量均通过显著性检验，根据主成份和原始指标之间的关系，将原始指标的参数系数进行还原，还原后整理得时点差异的模型如表所示。年份CrgoiV2V3rinc模型_1995-0.3282-0.06490.26590.7979-0.1824模型_1996-0.29510.26590.34740.6741-0.1739模型_19970.34350.79790.33330.6991-0.2581模型_19980.1770-0.18240.33530.6847-0.2352模型_19990.4918-0.32820.29720.7099-0.2778模型_20000.1114-0.03120.
21、34490.7016-0.2361模型_2001-0.45330.34740.37660.6671-0.1676模型_2002-0.33860.67410.35930.7078-0.1892模型_2003-0.2823-0.17390.36580.6989-0.1919模型_20040.1989-0.29510.40920.5915-0.2306模型_20050.0050-0.02930.43080.5939-0.2125模型_20060.19410.33330.43660.5654-0.2282模型_20070.37620.69910.44750.5436-0.2403模型_2008-0.2
22、233-0.25810.48180.5142-0.1687由系数表的横向比较可以得出以下结论：（1）三产增加值对经济增长的边际作用较大总体来看，三产增加值较二产增加值对经济增长的边际促进作用要大，有挖掘的潜力，故发展第三产业对经济增长的促进作用要大，但是由其边际作用的时序变化来看，其对经济增长的边际作用随着时间的变化有逐步降低的趋势，到2008年末，三产对经济增长的边际作用与二产的边际作用基本持平。（2）二产增加值对经济增长促进作用的潜力较大现阶段二产增加值对经济增长的促进作用较三产要低，但由其时序变化可以判断，二产增加值对经济增长的促进作用随着时间的推移逐步提高和加强，不难判断，三产对经济增
23、长的长期边际作用有可能会超过三产，这说明我国二产的产出效率有所提高，这与我国一直以来致力于调整产业结构、促进产业升级，不断提高行业附加值水平等一系列产业政策的实施密切相关，也验证了我国产业政策实施的有效性。（3）收入分配不合理制约经济发展财政收入和居民收入对经济增长的促进作用不明显，特别是居民收入对经济增长有一定的阻滞作用。财政收入和居民收入表示了国民收入在政府部门和私人之间的一种分配，合理和有效的分配会提高收入的配置效率，促进经济的增长。然而，这两个变量却在很大程度上制约了经济的增长，说明我国目前的收入分配机制存在一定的不合理，使得无论是政府收入还是个人收入，向消费传导的效率较低，即政府收入
24、配置相对低效，个人收入消费相对不足，这两个因素对经济增长的促进作用较弱。4.面板模型的预测利用面板模型的情景分析对经济增长进行预测，得出各省2009年和2010年的经济增长水平如表1所示：表1：各地区2009年和2010年的GDP预测值省份2009年2010年省份2009年2010年省份2009年2010年安徽9011.537710576.576黑龙江8350.97859547.265青海1047.89951281.598北京11110.23512895.517河南18224.95321497.953山东35429.49743804.42重庆5072.67215930.9756湖北11515.
25、00213669.796上海14161.32616255.068福建10833.24612600.969湖南11547.31213733.399山西7128.45648792.1363甘肃3229.10083744.2327江苏32140.10838392.216西川13231.26715799.365广东37860.74144664.755江西6798.11068025.7869天津6366.76017564.3144广西7251.73488648.0055吉林6456.02457699.0791新疆4439.14915233.293贵州3572.4614287.9541辽宁13857.08
26、616465.721西藏395.815450.2302海南1508.47281761.227内蒙古8480.3510890.553云南5743.63186675.6977河北17291.23520491.307宁夏1114.25021323.8441浙江22674.58626644.286四、影响居民收入水平的因素分析在全国层面上，在经济增长、经济结构、财政收入、居民收入四因素经济系统内部，分析经济增长、经济结构、财政收入对居民收入水平的影响程度。在动态经济系统内部，为避免变量间的伪相关关系，首先对变量进行单位根检验。（一）序列单位根检原序列是非平稳序列，序列在进行二阶差分后均达到平稳，结果如
27、表所示。故Rinc、gdp、rgoi、V2、V3均为二阶平稳序列，同阶平稳满足做协整检验的条件。进而对变量进行协整检验。RincgdprgoiV2V3检验统计量-5.0363-2.5793-4.6184-2.7344-4.3123临界值(水平1%)-2.6600-2.6600-2.6600-2.6600-2.6600临界值(水平5%)-1.9500-1.9500-1.9500-1.9500-1.9500临界值(水平10%)-1.6000-1.6000-1.6000-1.6000-1.6000（二）协整检验对序列做协整检验，检验结果如表所示。HypothesizedTrace0.05No. of
28、 CE(s)EigenvalueStatisticCritical ValueProb.*None *0.898429117.638669.818890.0000At most 1 *0.88554878.7597547.856130.0000At most 2 *0.76423941.9105229.797070.0013At most 3 *0.52134017.3465915.494710.0260At most 4 *0.2469494.8215773.8414660.0281由协整检验可知，变量之间存在协整关系，考虑到原始变量之间的高度相关性，为避免多重贡献性问题，这里利用主成份回归
29、得出协整方程，即： R=0.9995， F=3479.0097 模型较为显著，且各主成份均通过显著性检验。 根据模型可初步判断，经济增长水平对居民收入的影响是较大的；二产对居民收入的影响要大于三产，这也说明我国目前的产业升级所处的阶段，主体上仍是处在由一产向二产转移的阶段，根据产业演进理论，当产业有一产向二产转移进而向三产转移的过程中，居民收入水平会有所提高，就目前来看，我国还是处在以二产为主体来影响居民收入水平的发展阶段。（三）格兰杰因果检验存在协整关系是进行格兰杰因果检验的前提，经检验，模型存在协整关系，故可对其进行格兰杰因果检验，检验结果如表所示。Lags:1原假设F统计量显著性水平X1
30、不是Y的Granger原因4.542490.05001X2不是Y的Granger原因0.093620.76383X3不是Y的Granger原因1.656060.21764X4不是Y的Granger原因3.821790.06949Lags：2原假设F统计量显著性水平X1不是Y的Granger原因4.729280.03058X2不是Y的Granger原因2.423030.13065X3不是Y的Granger原因7.889670.00650X4不是Y的Granger原因5.365870.02164Lags：3原假设F统计量显著性水平X1不是Y的Granger原因4.072990.04401X2不是Y
31、的Granger原因4.422760.03586X3不是Y的Granger原因6.114530.01488X4不是Y的Granger原因3.110180.08133Lags：4原假设F统计量显著性水平X1不是Y的Granger原因2.682210.03491X2不是Y的Granger原因19.09430.00146X3不是Y的Granger原因4.295940.05588X4不是Y的Granger原因3.448350.08609由格兰杰因果检验可以判断，经济增长对居民收入水平的影响具有长期性，即经济增长是居民收入水平的格兰杰原因；财政收入对居民收入水平的影响也具有长期性，短期不对其产生影响，即
32、财政收入是居民收入水平的格兰杰原因；二产增加值对居民收入水平的影响亦具有长期性，即二产增加值是居民收入水平的格兰杰原因；三产增加值不论是长期还是短期，均不是居民收入的格兰杰原因。（四）误差修正模型协整模型是一种长期均衡模型，在短期内变量均很难处在均衡点上，故这里通过建立误差修正模型来分析短期模型的修正作用。其中： 误差修正模型经过试算，剔除不显著的变量，最终模型如上所示。居民收入rinc的短期变动可由两部分来反映：一部分是短期rinct-1的影响；一部分是偏离长期均衡的影响，即在短期内，以1.49的调整力度将rinc的非均衡状态拉回到均衡状态，由于误差项的系数为负，说明短期内经济增长变动和三产
33、增加值变动对居民收入水平有促进作用。五、我国经济增长与财政收入、经济结构、居民收入间关系变动的数量特征和趋势分析（一） 经济增长与财政收入变动分析财政收入与经济增长密切相关：财政需要通过经济增长来取得收入,经济发展水平高,经济总量扩大,财政收入就多;而财政收入对于保证经济的增长,政府职能的实现以及经济社会的稳定协调发展,都具有重大作用。因此,财政收入与经济增长之间存在着相互促进,相互制约的关系。从理论上看,国家通过预算集中的财政收入就是归国家集中使用的国内生产总值(GDP) ,因此财政收入是GDP 的一部分。改革开放以来我国财政收入总量与GDP同步增加, 1997年前财政收入的增长落后于GDP
34、增长速度，1997年后财政收入的增长快于GDP增长速度。为研究GDP与财政收入的关系引入有关指标进行分析：先分析财政收入占GDP比重(RGOI/GDP)，这一比重发达国家一般在4050左右，个别国家如瑞典高达60；发展中国家为2530左右。我国的比重呈现先降后升趋势,图1中1978年我国财政收入占GDP比重为34.5%,至1995年下降至9.7%,特别是1994年分税制实施后,财政收入占GDP比重逐年有所增加但增长幅度不大，2008年升至20.1%；再引入财政边际收入率（Et1）和财政平均收入率(Et2)分析，财政平均收入率即财政收入占GDP的比重。它反映了财政在GDP分配中的集中度和单位GD
35、P对财政收入的贡献份额；财政边际收入率就是当年新增财政收入总额与当年新增GDP总量的比率，如果财政边际收入率大于财政收入占GDP的比重(亦称财政平均收益率)，则表明财政收入有提高的趋势，财政的宏观调控能力有所增强，反之则削弱。1996年前Et1趋向Et2，1996年后趋于Et1 Et2，表明财政收入的增长有赖于GDP的增长，GDP的增长将促进财政收入增加，且财政收入有提高的趋势。图1 :经济增长与财政收入关系比较（二）经济增长与经济结构变动分析表示产业结构变化的变量通常有三次产业的产值结构、劳动就业结构、资产结构和技术结构等，为了研究的方便，本文选用产值结构V1、V2和V3（分别代表我国第一、
36、二、三产业产值占国内生产总值的百分比）来表示产业结构，利用实际国内生产总值GDP（由名义国内生产总值指标按照可比价格调整得到=GDP/P,P为生产总值价格指数）来表示经济增长。为了消除时间序列变量回归后产生的异方差性和多重共线性而又不改变原来的协整关系，分别取自然对数，表示为LnGDP、LnV1、LnV2和LnV3，同时分以DLn*表示其一阶差分。1数据的平稳性检验（ADF）扩展的单位根检验法是检验时间序列是否平稳最常用的方法，运用马克威软件对各变量分别进行ADF检验，结果如表所示：变量的单位根平稳性检验变量检验形式（C,T,K）ADF值 临界值（5%）临界值（10%）结论LnGDP（C,0,
37、0） -1.0311 -2.9980 -2.6387 非平稳DLnGDP（C,0,1） -3.0417 -2.9980 -2.6387 平稳LnV1（C,0,0） -0.3036 -2.9980 -2.6387 非平稳DLnV1（C,0,0） -4.2735 -2.9980 -2.6387 平稳LnV2（C,0,0） -1.0315 -2.9980 -2.6387 非平稳DLnV2（C,0,0） -3.2058 -2.9980 -2.6387 平稳LnV3（C,0,0） -1.5078 -2.9980 -2.6387 非平稳DLnV3（C,0,0） -3.1720 -2.9980 -2.638
38、7 平稳由检验结果可知，时间序列LnGDP、LnV1、LnV2和LnV3在5%的显著性水平上都是非平稳的，而其一阶差分在5%的显著性水平上则均拒绝原假设H0，说明LnGDP、LnV1、LnV2和LnV3均是一阶单整时间序列，用字母表示为I(1)。2协整检验上述对数据的ADF检验结果表明，我国GDP与三次产业产值占比都是一阶单整时间序列，符合进行协整检验的条件，检验它们是否存在协整关系。（二） 对四个变量进行回归得到我国经济增长与产业结构变动的长期均衡方程：LnGDP = -36.3396-0.551358*LnV1+8.12076*LnV2+4.99055*LnV3=（-2.0501） （-0
39、.5875） （3.3576） （2.6647）=0.9662 =190.3593 =1.1262由回归结果可知，衡量模型拟合优度的值很高，说明我国经济增长总变差中，由第一、二、三产业产值结构变动解释的部分占96.6%；值非常大，说明回归模型显著性较强。此外，回归方程中各变量的参数符号的经济含义符合实际。（2）对残差进行平衡性检验表2 残差的单位根平稳性检验变量检验形式（C,T,K）ADF值 临界值（5%） 临界值（10%） 结论e（0,0,1） -4.3578 -1.9572 -1.6082平稳根据表2的检验结果，在5%的显著性水平上拒绝是单位根过程的原假设，该残差序列是平稳的。因此，我国L
40、nGDP与LnV1、LnV2和LnV3之间存在着长期均衡关系，协整关系成立。另外，回归结果表明：第一产业产值结构每减少1%，经济增长将增加0.55%；第二、三产业产值结构分别增加1%时，经济增长将分别同向变动8.12%和4.99%，由此可见，第二产业和第三产业的产出弹性较高，边际影响较大，是经济增长的主要驱动力。加快第二、三产业的发展、提高第二、三产业在国内生产总值中的比重，将拉动国民经济更快地增长。3.格兰杰因果关系检验协整分析表明，我国三次产业产值结构的变动与经济增长之间存在着长期均衡关系，但是，二者之间是否构成因果关系或者孰因孰果，还需要进一步进行检验。本文采用格兰杰因果关系检验方法，得
41、到的结果见表3：表3变量的格兰杰因果关系检验零假设（Null Hypothesis）F-statisticsProbability结论LnGDP不是LnV1变化的原因4.64660.0246拒绝原假设LnV1不是LnGDP变化的原因5.21930.0171拒绝原假设LnGDP不是LnV2变化的原因3.46060.0548接受原假设LnV2不是LnGDP变化的原因7.14790.0056拒绝原假设LnGDP不是LnV3变化的原因11.1810.0008拒绝原假设LnV3不是LnGDP变化的原因2.61670.1022接受原假设LnV1不是LnV2变化的原因2.59310.1040接受原假设LnV
42、2不是LnV1变化的原因0.75380.4857接受原假设LnV1不是LnV3变化的原因0.83040.4528接受原假设LnV3不是LnV1变化的原因1.64610.2221接受原假设LnV2不是LnV3变化的原因1.89470.1808接受原假设LnV3不是LnV2变化的原因2.52490.1096接受原假设从上述检验结果可以看出：对于我国三次产业与经济增长的关系，当最优滞后期为2时，第一产业和第二产业结构变动是我国经济增长的格兰杰原因；经济增长是第一产业和第三产业结构变动的格兰杰原因。我国经济增长主要是由第一产业和第二产业的发展共同推动的，只有通过提高第一产业和第二产业的效率才能获得长期稳定的经济增长。在经济增长的同时，引起了第一产业和第三产业结构的变化，说明产业结构调整具有明显的增长效应，加速产业结构调整促进经济增长在理论上和实践中都是可行的。（三） 经济增长与居民收入变动分析居民收入水平是直接影响市场容量大小的重要因素。居民收入水平一方面受制于宏观经济状况的影响，另一方面受国家收入分配政策、消费政策的影响。居民收入水平直接决定消费者购买力水平，收入水平高，则购买力强，反之则弱。随着我国经济的