廣西生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展影響因素實(shí)證分析

胡振寧

（南寧市不動(dòng)產(chǎn)登記中心，南寧 530023）

發(fā)展生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)是促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級(jí)、增強(qiáng)地方經(jīng)濟(jì)實(shí)力的有效途徑。伴隨著廣西經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)，廣西生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)也迎來(lái)發(fā)展的黃金時(shí)期。2002—2016年，廣西生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值從371億元增加3 480億元，增加了3 109億元。但是跟全國(guó)相比，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)占廣西GDP的比重還是比較低，而且體現(xiàn)出波動(dòng)中增加的趨勢(shì)?；诖?，通過(guò)整理相關(guān)文獻(xiàn)篩選出對(duì)廣西生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展有影響的八大因素，建立多元回歸模型對(duì)此進(jìn)行實(shí)證分析，以期得出有意義的科學(xué)結(jié)論。

一、統(tǒng)計(jì)指標(biāo)的選擇與數(shù)據(jù)的來(lái)源

本文將生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的增加值作為因變量，其中8個(gè)影響因素為自變量，建立模型如下：Y=C+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6+β7X7+β8X8+μ

其中，用Y表示廣西生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值；X1代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，用人均GDP衡量區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；X2是用工業(yè)增加值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重來(lái)衡量專(zhuān)業(yè)化分工；X3代表體制、市場(chǎng)因素，用財(cái)政支出占GDP的比重來(lái)衡量；X4是產(chǎn)業(yè)融合程度，用電話(huà)普及率來(lái)表示。X5用政府消費(fèi)占最終消費(fèi)的比重來(lái)表示政府干預(yù)程度；X6是人才教育因素，用高等學(xué)校的在校人數(shù)（本專(zhuān)科）來(lái)表示；X7是用第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的占比來(lái)表示工業(yè)化程度；X8表示城市化水平，用城鎮(zhèn)就業(yè)人口占地區(qū)就業(yè)總?cè)丝诘谋戎貋?lái)衡量。

根據(jù)以上的論述，選取 1999—2016年總共 18年的廣西統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)，獲取廣西生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的相關(guān)數(shù)據(jù)，如表1所示。

表1廣西生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)

二、模型的估計(jì)與檢驗(yàn)

根據(jù)以上指標(biāo)和數(shù)據(jù)，本文使用Eviews8.0軟件，進(jìn)行普通最小二乘法的多元線(xiàn)性回歸，得出結(jié)果如表2所示：

表2多元回歸結(jié)果

回歸方程如下：

由表 2 中得知，R2=0.9808、=0.9638，可決系數(shù)很高，F(xiàn) 檢驗(yàn)值為57.6125，其P值=0.000 001，遠(yuǎn)小于給定的α=0.05，說(shuō)明8個(gè)解釋變量整體上對(duì)被解釋變量有高度顯著性的影響。通過(guò)查5%顯著水平DW統(tǒng)計(jì)表可知，dL=0.407，dU=2.667，DW=2.5810，得出DW＞dL，說(shuō)明模型中沒(méi)有自相關(guān)。但當(dāng)α=（n-k）=t0.025（18-9）=2.262，不僅 X2、X3、X5、X7、X8的系數(shù)不顯著，而且X4、X7、X8的符號(hào)與預(yù)期的相反，這表明可能存在嚴(yán)重的多重共線(xiàn)性。

三、多重共線(xiàn)性的檢驗(yàn)和處理

（一）多重共線(xiàn)性檢驗(yàn)

為了能夠證實(shí)表2出現(xiàn)的嚴(yán)重多重共線(xiàn)問(wèn)題，我們通過(guò)計(jì)算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)來(lái)確定是否存在嚴(yán)重的多重共線(xiàn)性問(wèn)題，通過(guò)軟件 EViews8.0 選擇 X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7、X8得出相關(guān)性分析表3。

表3指標(biāo)相關(guān)性分析

由表3中可以得出，各解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)比較高，證實(shí)確實(shí)存在一定的多重共線(xiàn)性。為了進(jìn)一步確認(rèn)是否存在多重共線(xiàn)的問(wèn)題，我們?cè)龠M(jìn)行輔助回歸，將解釋變量分別作為被解釋變量再對(duì)其余的解釋變量進(jìn)行回歸，回歸所得到的可決系數(shù)和方差擴(kuò)大因子數(shù)值，如表4。

由輔助回歸的結(jié)果可知，除X5，X8外，表中輔助回歸的可決系數(shù)都很高。經(jīng)驗(yàn)表明，當(dāng)方差擴(kuò)大因子VIF＞10時(shí)，通常說(shuō)明該解釋變量和其他解釋變量存在嚴(yán)重的多重共線(xiàn)性。而表中 X1，X2，X3，X4，X6，X7解釋變量的方差擴(kuò)大因子 VIF 都遠(yuǎn)大于10，說(shuō)明這6個(gè)解釋變量之間存在嚴(yán)重多重共線(xiàn)性問(wèn)題。

表4輔助回歸的R2值

（二）對(duì)多重共線(xiàn)的處理

對(duì)于多重共線(xiàn)性的處理有多種方法，其中包括剔除變量法、變換模型形式、增大樣本容量法，本文將采用剔除變量法來(lái)修正多重共線(xiàn)性。當(dāng)回歸方程中存在嚴(yán)重的多重共線(xiàn)問(wèn)題時(shí)，可以通過(guò)刪除引起多重共線(xiàn)性不重要的變量。

從表 2 回歸方程中可以看到，X1、X4、X5、X6、X7對(duì)廣西生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)起正影響，X2、X3、X8對(duì)廣西生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)起負(fù)影響。為了能夠保留合理的解釋變量，本文通過(guò)對(duì)各個(gè)解釋變量進(jìn)行T檢驗(yàn)分析，逐步刪除那些不合理的解釋變量，使得多元線(xiàn)性回歸模型更完善。在顯著性水平α=0.05，p值＜0.05時(shí)，說(shuō)明通過(guò)了顯著性的檢驗(yàn)。由于X2（P=0.8844），X3（P=0.6754），X8（P=0.3487）三個(gè)解釋變量沒(méi)有通過(guò)T檢驗(yàn)，因此我們先把P值最大的解釋變量X2，X3X8刪除，然后再進(jìn)行回歸分析，得出估計(jì)結(jié)果如下：

刪除 X2，X3，X8后，當(dāng) α=0.05 時(shí)，剩余的解釋變量 X1，X4，X5，X6，X7的P值都小于 0.05，說(shuō)明全部都通過(guò)了 T檢驗(yàn)，以X1，X4，X5，X6，X7做回歸分析的來(lái)看，R2=0.9785，=0.9638，可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗(yàn)值為109.3524，P值=0.000000，表明5個(gè)自變量整體對(duì)因變量產(chǎn)生了顯著線(xiàn)性的影響，并且所犯錯(cuò)誤的概率僅為0.000000＜0.05，說(shuō)明5個(gè)解釋變量整體上對(duì)被解釋變量具有顯著性的影響。由于通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明以上X1，X4，X5，X6，X75 個(gè)解釋變量對(duì)廣西生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展有顯著影響。

四、實(shí)證結(jié)果分析

本文根據(jù)廣西2000—2017年統(tǒng)計(jì)年鑒，選取1999—2016年總共18年的廣西統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)，從中選取經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、專(zhuān)業(yè)化分工等8個(gè)影響廣西生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的因素作為變量構(gòu)建理論模型，運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的回歸方法進(jìn)行實(shí)證分析，得出如下結(jié)論：第一，人均GDP（X1）的影響系數(shù)為0.146 0，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展有顯著的正相關(guān)關(guān)系，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)廣西生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)有正向的促進(jìn)作用，成為發(fā)展服務(wù)業(yè)的主要?jiǎng)恿?。第二，政府干預(yù)程度（X5）的影響系數(shù)為75.782 4，影響系數(shù)是最大的，說(shuō)明政府干預(yù)程度確實(shí)對(duì)廣西生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中占比的提高起到了促進(jìn)作用。第三，高等學(xué)校的在校人數(shù)（X6）的影響系數(shù)為0.012 0，人才教育因素對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展有正相關(guān)關(guān)系，說(shuō)明生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)員工的需求具有一定的教育水平，對(duì)專(zhuān)業(yè)技術(shù)人才的需求是顯著的。第四，電話(huà)普及率（X4）的影響系數(shù)為負(fù)數(shù)，在一定程度上反映了廣西生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)融合程度較低，不能真正發(fā)揮產(chǎn)業(yè)融合的作用。第五，工業(yè)化程度（X7）的影響系數(shù)為負(fù)數(shù)，說(shuō)明工業(yè)化程度對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展促進(jìn)作用是不顯著的。第六，專(zhuān)業(yè)化分工（X2）、體制市場(chǎng)因素（X3）、城市化水平（X8）的回歸結(jié)果都未通過(guò)檢驗(yàn)。