南寧市第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響因素的實證分析

【摘要】本文借助 1990～2010 年樣本數(shù)據(jù)，運用多元回歸模型實證分析南寧市第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素，并根據(jù)相關結論提出建議，以期更有針對性地發(fā)展南寧市第三產(chǎn)業(yè)。

【關鍵詞】第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值實證分析 多元回歸模型

一、引言

南寧市第三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展為南寧市經(jīng)濟做出了巨大的貢獻，根據(jù)南寧市統(tǒng)計公報相關數(shù)據(jù)，2010年全市第三產(chǎn)業(yè)增加值903.11億元，比上一年增長13.9%，在三次產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟結構中占50.16%的比重。

本文采用南寧市第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值（增加值）來反映第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展規(guī)模與水平，記為 Y。因此選取了如下4個解釋變量，考察對南寧第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響：

X1：人均 GDP， 表示人均收入水平。國際經(jīng)驗表明，任何一個國家在人均收入增加的同時往往伴隨著第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增加。

X2：財政支出，最終消費的構成因素。

X3：：非農(nóng)人口數(shù)，表示城市化水平。南寧市經(jīng)濟高速發(fā)展，城市化水平不斷提高，促使第三產(chǎn)業(yè)水平不斷提高。

X4：第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)。

來自《南寧統(tǒng)計年鑒2011》的數(shù)據(jù)收集：

年份 南寧市第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值Y（萬元） 人均 GDPX1（元） 財政支出X2（萬元） 非農(nóng)人口數(shù)X3（人） 第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)X4（人）

1990 229416 1282 68441 851694 674509

1991 279544 1414 71913 871597 685412

1992 335631 1617 75287 917878 724587

1993 502499 2339 107415 958649 806479

1994 706108 3208 128398 995856 895471

1995 934917 3987 144050 1034903 938425

1996 1135559 4465 155555 1073692 947582

1997 1336903 5036 178987 1103802 964785

1998 1563797 5569 202323 1142897 987785

1999 1697308 5817 245770 1161833 1025687

2000 1849070 6086 290667 1578160 1135387

2001 2142638 6656 348556 1591821 1175521

2002 2432710 7327 452120 1614238 1169859

2003 2697285 8176 524981 1679929 925254

2004 3180636 9595 621191 1718176 964668

2005 3724435 11057 735508 1773200 991175

2006 4384641 13071 930781 1817485 1011296

2007 5388015 16070 1180007 1859508 1092201

2008 6593901 19204 1660830 1889351 1288131

2009 7848789 21945 2035519 1908770 1306027

2010 9031100 27027 2612800 1954760 1354782

二、實證分析

（一）模型的建立

被解釋變量記為 Ln（Y）， 解釋變量記為 Ln（X1）、Ln（X2）、Ln（X3）、Ln（X4）。由于被解釋變量與四個解釋變量都近似服從線性關系，建立模型形式為：

Ln（Y）=β0+β1 Ln（X1）+β2 Ln（X2）+β3 Ln（X3）+β4 Ln（X4）+μ

其中β0為常數(shù)項，μ為隨機誤差項。工業(yè)化水平、制度因素、市場化開放程度等因素都對于第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展起著不同程度的作用，因此放入隨機誤差項中予以考察。

（二）參數(shù)估計

使用Eviews6.0軟件，根據(jù)普通最小二乘法的原理（OLS）進行模型估計，回歸初步結果如下：

Ln（Y）=-4.34367+1.26734Ln（X1）-0.215781Ln（X2）

+0.711027

（-2.304851） （16.97488）（-3.891748）

Ln（X3）+0.0258 Ln（X4）

（6.270421） （0.8417）

R2=0.998608 調(diào)整后的R2=0.998260

F=2868.860SE=0.045071

Method： Least Squares

Date： 01/06/12 Time： 17：30

Sample： 1990 2010

Included observations： 21

Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C -4.343670 1.884577 -2.304851 0.0349

LOG（X1） 1.267340 0.074660 16.97488 0.0000

LOG（X2） -0.215781 0.055446 -3.891748 0.0013

LOG（X3） 0.711027 0.113394 6.270421 0.0000

LOG（X4） 0.025800 0.127094 0.203002 0.8417

R-squared 0.998608 ????Mean dependent var 14.36270

Adjusted R-squared 0.998260 ????S.D. dependent var 1.080362

S.E. of regression 0.045071 ????Akaike info criterion -3.156899

Sum squared resid 0.032502 ????Schwarz criterion -2.908203

Log likelihood 38.14744 ????Hannan-Quinn criter. -3.102926

F-statistic 2868.860 ????Durbin-Watson stat 1.778425

Prob（F-statistic） 0.000000

（三）模型檢驗及修正

1.殘差標準差檢驗（SE檢驗）：SE=0.045071，SE越接近與0，說明模型擬合程度越高。

剔除變量X4因素，繼續(xù)回歸，重新得到修正后的結果如下：

Ln（Y）=-4.05489+1.277048Ln（X1）-0.220015Ln（X2）

+0.713607Ln（X3）

（-3.376912） （22.92926）（-4.408731）（6.519636）

R2=0.998604調(diào)整后的R2=0.998358F=4053.762 DW=1.775972

Dependent Variable： LOG（Y）

Method： Least Squares

Date： 01/06/12 Time： 20：21

Sample： 1990 2010

Included observations： 21

Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C -4.054892 1.200769 -3.376912 0.0036

LOG（X1） 1.277048 0.055695 22.92926 0.0000

LOG（X2） -0.220015 0.049904 -4.408731 0.0004

LOG（X3） 0.713607 0.109455 6.519636 0.0000

R-squared 0.998604 ????Mean dependent var 14.36270

Adjusted R-squared 0.998358 ????S.D. dependent var 1.080362

S.E. of regression 0.043782 ????Akaike info criterion -3.249565

Sum squared resid 0.032586 ????Schwarz criterion -3.050608

Log likelihood 38.12043 ????Hannan-Quinn criter. -3.206386

F-statistic 4053.762 ????Durbin-Watson stat 1.775972

Prob（F-statistic） 0.000000

2.計量經(jīng)濟學檢驗

a、多重共線性

R2值和F值均很大，t檢驗的變量顯著性較高，說明不存在多重共線性問題。

b、自相關檢驗

上述經(jīng)過修正后的模型：

Ln（Y）=-4.05489+1.277048Ln（X1）-0.220015Ln（X2）

+0.713607

Ln（X3）

在5%的顯著水平下。n=21，k=3+1=4，查表得：dL=1.03，du=1.67，又du=1.67

從圖可以看出散點圖分布無規(guī)律，表面隨機誤差項μ無自相關現(xiàn)象。

三、結論與建議

（一）南寧市人均收入的增加對第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展有推動作用。從回歸結果可以看出，南寧市人均GDP對第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值影響最顯著，在其他變量保持不變的條件下，人均收入每變動1%，第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值會同方向變動1.277048%。南寧市要積極改善居民的收入分配狀況，提高收入水平。

（二）南寧市城市化水平的不斷提升有利于第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是以一定的人口密度為前提的，所以城市是第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的空間載體。南寧應大力推進城市化進程，進一步提高城市人口密度。

（三）南寧市第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)對第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展影響作用并不顯著。

參考文獻

[1]江春玲.蘇州市第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響因素的實證分析[J].經(jīng)濟視角（下），2010（11）.

[2] 王伶.南寧市第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究[D].華中科技大學.2006.

作者簡介：陳博（1986-），男，廣西大學商學院財政學科學碩士。

（責任編輯：劉影）