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    我國服務(wù)業(yè)發(fā)展因素分析

    2018-04-27 10:31:10曹太云
    北方經(jīng)貿(mào) 2018年4期
    關(guān)鍵詞:共線性就業(yè)人數(shù)第三產(chǎn)業(yè)

    曹太云

    (江西財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院,南昌330013)

    一、我國服務(wù)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀

    2017年6月,國家發(fā)展和改革委員會印發(fā)了《大綱》,其圍繞服務(wù)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展,明確了總體要求、基本原則和政策舉措。隨著當(dāng)今世界經(jīng)濟發(fā)展不斷深入和經(jīng)濟全球化進程的加快,服務(wù)業(yè)的發(fā)展已經(jīng)成為世界經(jīng)濟發(fā)展和國際競爭的焦點。綜合判斷世界經(jīng)濟發(fā)展趨勢和國內(nèi)發(fā)展階段性特征,加快推動服務(wù)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展,既符合客觀規(guī)律也立足我國發(fā)展需求,既面臨難得的發(fā)展機遇,也面臨不少矛盾和難題。數(shù)據(jù)顯示2016年我國服務(wù)業(yè)增加值占GDP比重的51.6%,2017年我國服務(wù)業(yè)在GDP中的比重占35%。

    二、模型設(shè)定

    (一)影響因素的分析及模型設(shè)定

    研究服務(wù)業(yè)的影響因素是一項大的工程,需要從以下幾個方面去實施。

    假設(shè)影響我國第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的六個變量和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之間存在以下的關(guān)系,設(shè)定回歸模型方程為:

    其中,Y——我國服務(wù)業(yè)總產(chǎn)值;

    X1——我國人均GDP,我國經(jīng)濟發(fā)展水平越高,對第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的需求也就越大,第三產(chǎn)業(yè)(服務(wù)業(yè))的總產(chǎn)值也就越大。

    X2——我國人均可支配收入,我們可以發(fā)現(xiàn),在一定程度上,可支配收入越高,恩格爾系數(shù)就越小,人們就有更多的可支配收入用于服務(wù)業(yè)的消費,從而會促使服務(wù)業(yè)產(chǎn)值的提高。

    X3——我國城市化率,一般來說,服務(wù)業(yè)在城市的消費率更高,隨著我國城市化率的提高,我國居民對服務(wù)業(yè)的需求也就更大。

    X4——我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù),我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)與第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展有直接關(guān)系,第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)的增加直接說明第三產(chǎn)業(yè)的蓬勃發(fā)展。

    X5——我國對外貿(mào)易依賴程度,我國對外貿(mào)易的依賴程度影響到我國物流業(yè)等服務(wù)業(yè)的發(fā)展,從而會影響我國第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增加。

    X6——我國郵電業(yè)務(wù)總量,郵電業(yè)也屬于第三產(chǎn)業(yè),可以看出人們消費觀念的變化及對第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是否有較大聯(lián)系。

    (二)樣本數(shù)據(jù)

    由于本篇考察的目的是確定我國第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素。本項目采用的是時間序列數(shù)據(jù)來進行實證研究分析,數(shù)據(jù)如表2-1

    表2-1 相關(guān)指標(biāo)(2000-2015年)

    三、建立模型

    (一)估計模型參數(shù)

    運用EVIEWS對初步模型進行最小二乘(OLS)估計:LSYCX1 X2 X3 X4 X5 X6,得到Y(jié)與 X1,X2,X3,X4,X5,X6 的估計結(jié)果,如表 3-1 所示。

    根據(jù)表3-1,模型的回歸方程為:

    由最小二乘法得:該模型R2=0.9901=0.9836大于0.8,表示其擬合優(yōu)度很好。F檢00驗值為150.50,在F分布表中查出自由度為6和9的臨界值F0.05(5,10)=3.37<150.50,說明回歸方程顯著;但是當(dāng) α=0.05時,查t分布表得臨界值t0.025(16-6-1)=2.2622,6個解釋變量對應(yīng)的系數(shù)t統(tǒng)計量分別為-0.721,1.377,-1.991,1.115,-0.066,-1.693,可以發(fā)現(xiàn) X1,X2,X3,X4,X5,X6的t統(tǒng)計量絕對值小于臨界值2.2622,均未通過顯著性檢驗;X1,X3,X5,X6的系數(shù)不僅未通過顯著性檢驗,而且其系數(shù)符號與預(yù)期相反,這表明很可能存在嚴(yán)重的多重共線性。由此進一步選擇X1,X2,X3,X4,X5,X6 數(shù)據(jù),點“View/correlations”得相關(guān)系數(shù)矩陣,如表3-2。

    表3-1 最小二乘估計

    從相關(guān)系數(shù)矩陣中可看出,X1 與 X2,X3,X4,X6的相關(guān)系數(shù)均接近于1。X2,X3,X4,X6與除X5以外的相關(guān)系數(shù)均大于0.97以上??梢?,模型中的確存在多重共線性。

    (二)模型檢驗與修正

    為消除共線性的影響,首先擬合Y對X1,X2,X3,X4,X5,X6的一元回歸,得到六個一元回歸模型的參數(shù)估計結(jié)果,見表3-3。

    可以發(fā)現(xiàn),Y對X2擬合的效果最佳,且整體擬合效果最好。即人均可支配收入對服務(wù)業(yè)產(chǎn)值的影響最大。現(xiàn)在按照各解釋變量一元回歸模型的擬合優(yōu)度大小進行排序:X2,X1,X4,X6,X3,X5 以 X2 為基礎(chǔ)一次加入其他變量進行逐步回歸,尋找最優(yōu)回歸模型,如下表3-4。

    表3-4 逐步回歸模型

    這說明在其他因素不變的情況下,人均可支配收入每增加1元,服務(wù)業(yè)產(chǎn)值增加1177.6億元。

    (三)預(yù)測檢驗過程與結(jié)果

    通過對2000年到2015年相關(guān)數(shù)據(jù)的分析,建立了基于多元線性回歸的模型。通過運行Eviews軟件,得出16年來實際值與觀測值(擬合值)的離散程度,以表明預(yù)測的準(zhǔn)確性。殘差值、實際值與觀測值如圖3-1所示。殘差的趨勢圖是循環(huán)型的,et不是頻繁改變符號,而是連續(xù)幾個正值后再連續(xù)幾個負值,表明Ut存在正相關(guān)。由于一些不確定性因素使得預(yù)測稍有偏差,如2008年的金融危機的影響,客觀上也影響了預(yù)測的準(zhǔn)確性。但從多年穩(wěn)定的殘差分布來看,此模型較為準(zhǔn)確。

    圖3-1 模型的殘差圖

    四、結(jié)論及建議

    根據(jù)上述模型回歸結(jié)果并結(jié)合我國國情,得出以下結(jié)論及建議。

    第一,我國服務(wù)業(yè)總產(chǎn)值與我國人均GDP、我國人均可支配收入、我國城市化率、我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)、我國郵電業(yè)務(wù)總量存在相關(guān)性,其中,我國人均可支配收入的影響最明顯,而其與我國對外貿(mào)易依賴程度不相關(guān)。

    第二,我國主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾。政府應(yīng)該提升人均可支配收入進而增大我國服務(wù)業(yè)總產(chǎn)值,從而推動我國第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

    參考文獻:

    [1] 江小涓.服務(wù)業(yè)增長:真實含義、多重影響和發(fā)展趨勢[J].經(jīng)濟研究,2011(4).

    [2] 劉培林,宋 湛.服務(wù)業(yè)和制造業(yè)企業(yè)法人績效比較[J].經(jīng)濟研究,2007(1).

    [3] 郝東亞.城鎮(zhèn)化對服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響作用[J].財會學(xué)習(xí),2018(2).

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