曹太云
(江西財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院,南昌330013)
2017年6月,國(guó)家發(fā)展和改革委員會(huì)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(jì)發(fā)展不斷深入和經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程的加快,服務(wù)業(yè)的發(fā)展已經(jīng)成為世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展和國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)的焦點(diǎn)。綜合判斷世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢(shì)和國(guó)內(nèi)發(fā)展階段性特征,加快推動(dòng)服務(wù)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展,既符合客觀規(guī)律也立足我國(guó)發(fā)展需求,既面臨難得的發(fā)展機(jī)遇,也面臨不少矛盾和難題。數(shù)據(jù)顯示2016年我國(guó)服務(wù)業(yè)增加值占GDP比重的51.6%,2017年我國(guó)服務(wù)業(yè)在GDP中的比重占35%。
研究服務(wù)業(yè)的影響因素是一項(xiàng)大的工程,需要從以下幾個(gè)方面去實(shí)施。
假設(shè)影響我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的六個(gè)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(guó)服務(wù)業(yè)總產(chǎn)值;
X1——我國(guó)人均GDP,我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高,對(duì)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(guó)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(fèi),從而會(huì)促使服務(wù)業(yè)產(chǎn)值的提高。
X3——我國(guó)城市化率,一般來(lái)說(shuō),服務(wù)業(yè)在城市的消費(fèi)率更高,隨著我國(guó)城市化率的提高,我國(guó)居民對(duì)服務(wù)業(yè)的需求也就更大。
X4——我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù),我國(guó)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(shuō)明第三產(chǎn)業(yè)的蓬勃發(fā)展。
X5——我國(guó)對(duì)外貿(mào)易依賴程度,我國(guó)對(duì)外貿(mào)易的依賴程度影響到我國(guó)物流業(yè)等服務(wù)業(yè)的發(fā)展,從而會(huì)影響我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增加。
X6——我國(guó)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(fèi)觀念的變化及對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是否有較大聯(lián)系。
由于本篇考察的目的是確定我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素。本項(xiàng)目采用的是時(shí)間序列數(shù)據(jù)來(lái)進(jìn)行實(shí)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)
運(yùn)用EVIEWS對(duì)初步模型進(jìn)行最小二乘(OLS)估計(jì):LSYCX1 X2 X3 X4 X5 X6,得到Y(jié)與 X1,X2,X3,X4,X5,X6 的估計(jì)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(yàn)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(shuō)明回歸方程顯著;但是當(dāng) α=0.05時(shí),查t分布表得臨界值t0.025(16-6-1)=2.2622,6個(gè)解釋變量對(duì)應(yīng)的系數(shù)t統(tǒng)計(jì)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(jì)量絕對(duì)值小于臨界值2.2622,均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn);X1,X3,X5,X6的系數(shù)不僅未通過(guò)顯著性檢驗(yàn),而且其系數(shù)符號(hào)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(jìn)一步選擇X1,X2,X3,X4,X5,X6 數(shù)據(jù),點(diǎn)“View/correlations”得相關(guān)系數(shù)矩陣,如表3-2。
表3-1 最小二乘估計(jì)
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。可見(jiàn),模型中的確存在多重共線性。
為消除共線性的影響,首先擬合Y對(duì)X1,X2,X3,X4,X5,X6的一元回歸,得到六個(gè)一元回歸模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果,見(jiàn)表3-3。
可以發(fā)現(xiàn),Y對(duì)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(duì)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值的影響最大?,F(xiàn)在按照各解釋變量一元回歸模型的擬合優(yōu)度大小進(jìn)行排序:X2,X1,X4,X6,X3,X5 以 X2 為基礎(chǔ)一次加入其他變量進(jìn)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(shuō)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。
通過(guò)對(duì)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(guò)運(yùn)行Eviews軟件,得出16年來(lái)實(shí)際值與觀測(cè)值(擬合值)的離散程度,以表明預(yù)測(cè)的準(zhǔn)確性。殘差值、實(shí)際值與觀測(cè)值如圖3-1所示。殘差的趨勢(shì)圖是循環(huán)型的,et不是頻繁改變符號(hào),而是連續(xù)幾個(gè)正值后再連續(xù)幾個(gè)負(fù)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(cè)稍有偏差,如2008年的金融危機(jī)的影響,客觀上也影響了預(yù)測(cè)的準(zhǔn)確性。但從多年穩(wěn)定的殘差分布來(lái)看,此模型較為準(zhǔn)確。
圖3-1 模型的殘差圖
根據(jù)上述模型回歸結(jié)果并結(jié)合我國(guó)國(guó)情,得出以下結(jié)論及建議。
第一,我國(guó)服務(wù)業(yè)總產(chǎn)值與我國(guó)人均GDP、我國(guó)人均可支配收入、我國(guó)城市化率、我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)、我國(guó)郵電業(yè)務(wù)總量存在相關(guān)性,其中,我國(guó)人均可支配收入的影響最明顯,而其與我國(guó)對(duì)外貿(mào)易依賴程度不相關(guān)。
第二,我國(guó)主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長(zhǎng)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(jìn)而增大我國(guó)服務(wù)業(yè)總產(chǎn)值,從而推動(dòng)我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。
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