曹太云

（江西財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，南昌330013）

一、我國(guó)服務(wù)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀

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%。

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(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。

（二）樣本數(shù)據(jù)

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）

三、建立模型

（一）估計(jì)模型參數(shù)

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。

（二）模型檢驗(yàn)與修正

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。

（三）預(yù)測(cè)檢驗(yàn)過(guò)程與結(jié)果

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

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(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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