1、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)課程論文影響我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)因素計(jì)量分析影響我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)因素計(jì)量分析摘要 通過(guò)建立包括內(nèi)外資兩部門的 C-D 生產(chǎn)函數(shù)，利用對(duì)數(shù)模型，得出影響第三產(chǎn)業(yè)的因素的回歸方程，從而分析其對(duì)第三產(chǎn)業(yè)增加值的影響程度。并對(duì)增加第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展提出相應(yīng)的對(duì)策。關(guān)鍵詞：第三產(chǎn)業(yè) 內(nèi)資企業(yè)固定資產(chǎn)投資 職工人數(shù) 外商直接投資 計(jì)量分析一、問(wèn)題的提出及文獻(xiàn)綜述改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)開(kāi)始引進(jìn)外商直接投資（Foreign Direct Investment,以下簡(jiǎn)稱 FDI），如今，我國(guó)已經(jīng)成為全球 FDI 留入量最多的國(guó)家，超過(guò)美國(guó)、英國(guó)等投資大國(guó)。改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)的外商直接投資產(chǎn)業(yè)分布很不均衡，集中在第二產(chǎn)業(yè)，尤

2、其是制造業(yè)中，第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的投資比重相對(duì)偏低。在外商協(xié)議投資中，1979 一 1990 年，三次產(chǎn)業(yè)的比重分別為 2.9%，60.3%，36.8； 1991 一 2003 年，比重為 1.98%，68.6%， 29.4。而在全球范圍內(nèi)，趨勢(shì)是外商直接投資的重點(diǎn)轉(zhuǎn)向第三產(chǎn)業(yè)，上世紀(jì) 70 年代初，第三產(chǎn)業(yè)對(duì)外直接投資存量占全部對(duì)外直接投資存量的 1/4，到 2002 年已經(jīng)上升到接近 60%；從流量角度來(lái)看，1989-1991 年第三產(chǎn)業(yè)外商直接投資流量占全部外商直接投資流量的 54%，2001-2002 年比重上升到 67%（殷鳳，2006）。一些研究者猜測(cè)這一現(xiàn)象產(chǎn)生的原因與中國(guó)市場(chǎng)開(kāi)

3、放，外商投資利益目標(biāo)和行業(yè)取向有關(guān)，也說(shuō)明中國(guó)還需進(jìn)一步調(diào)整引資政策，改善投資環(huán)境，提高中國(guó)第三產(chǎn)業(yè)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。1999 年，我國(guó)加入 WTO，F(xiàn)DI 更是逐漸增多。盡管我國(guó)的服務(wù)業(yè)仍未向外國(guó)完全開(kāi)放，但其投資量依然很多。此外，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和服務(wù)業(yè)將成為投資的熱點(diǎn)。因此，研究我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。目前，服務(wù)業(yè)外商直接投資的研究框架主要是借鑒制造業(yè)的外商直接投資理論，將制造業(yè)外商直接投資的理論應(yīng)用到服務(wù)業(yè)的外商直接投資中。Boddewyn（1986）為這一應(yīng)用提供了理論依據(jù)，他指出：對(duì)服務(wù)型跨國(guó)公司沒(méi)有必要建立專門的 FDI-MNE 理論，通過(guò)簡(jiǎn)單的限定和詳盡的闡述，現(xiàn)有的理論

4、可以很容易地適應(yīng)服務(wù)企業(yè)。國(guó)內(nèi)學(xué)者張紅霞、李平（2004）提出 FDI 能提高我國(guó)服務(wù)業(yè)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力、幫助提升工業(yè)化水平、促進(jìn)大城市建設(shè)、增加就業(yè)等。施文惠（2005）指出 FDI的進(jìn)入帶來(lái)了金融風(fēng)險(xiǎn)、宏觀經(jīng)濟(jì)管理風(fēng)險(xiǎn)、技術(shù)壟斷或控制風(fēng)險(xiǎn)等等。也就是說(shuō) FDI 的進(jìn)入對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)既有促進(jìn)作用又有阻礙作用。本文將第三產(chǎn)業(yè)資本分為國(guó)內(nèi)資本和國(guó)外資本兩部分，運(yùn)用計(jì)量方法進(jìn)行初步探討，考察究竟 FDI 和國(guó)內(nèi)投資對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的增加值的貢獻(xiàn)大些？進(jìn)而針對(duì)分析結(jié)果提出相應(yīng)的政策建議，促進(jìn)我們第三產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展。二、模型的建立假設(shè)前提：（1）根據(jù)西方經(jīng)濟(jì)學(xué)假設(shè)，利用 Feder (1982)兩部門模型：假設(shè)第三

5、產(chǎn)業(yè)只有國(guó)內(nèi)企業(yè)和國(guó)外企業(yè)兩大部門。每個(gè)部門都可以用一個(gè)生產(chǎn)函數(shù)來(lái)描述其生產(chǎn)過(guò)程。（2）假設(shè)兩部門的勞動(dòng)力四同質(zhì)的。由于 FDI 來(lái)華投資的勞動(dòng)力來(lái)自中國(guó)本身，因此可以認(rèn)為是一樣的水平。由于本文重點(diǎn)考察比較內(nèi)資與外資對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的重要程度，因此可以將勞動(dòng)力視為同質(zhì)的。（3）假設(shè)我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)是具有柯布-道格拉斯函數(shù)（C-D 函數(shù)）的特征。柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)最初是美國(guó)數(shù)學(xué)家柯布(C.W.Cobb)和經(jīng)濟(jì)學(xué)家保羅道格拉斯(Paul H. Douglas)共同探討投入和產(chǎn)出的關(guān)系時(shí)創(chuàng)造的生產(chǎn)函數(shù)，是以美國(guó)數(shù)學(xué)家 CW柯布和經(jīng)濟(jì)學(xué)家保羅H道格拉斯的名字命名的。是在生產(chǎn)函數(shù)的一般形式上作出的改進(jìn)

6、，引入了技術(shù)資源這一因素。用來(lái)預(yù)測(cè)國(guó)家和地區(qū)的工業(yè)系統(tǒng)或大企業(yè)的生產(chǎn)和分析發(fā)展生產(chǎn)的途徑的一種經(jīng)濟(jì)數(shù)學(xué)模型，簡(jiǎn)稱生產(chǎn)函數(shù)。是經(jīng)濟(jì)學(xué)中使用最廣泛的一種生產(chǎn)函數(shù)形式，它在數(shù)理經(jīng)濟(jì)學(xué)與經(jīng)濟(jì)計(jì)量學(xué)的研究與應(yīng)用中都具有重要的地位，函數(shù)形式為： Y = AK a Lb 。因此，結(jié)合 Feder 兩部門理論和 C-D 函數(shù)的模型，我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)hf的一般形式可改進(jìn)表達(dá)為： Y = AK a Lb K g ee其中，Y 表示我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出，Kh 表示第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)資部門的資本投入量，L 表示第三產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)投入量， K f 表示第三產(chǎn)業(yè)外資部門的資本投入量。基于上述的假定前提，我找到了 1990 至 2

7、004 年的我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)增加值、內(nèi)資企業(yè)固定資產(chǎn)投資、第三產(chǎn)業(yè)職工人數(shù)、吸收的 FDI 總額等數(shù)據(jù)。想借此分析影響我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)的重要因素對(duì)其發(fā)展的作用大小。年份增加值(y)(億元)內(nèi)資企業(yè)固定資產(chǎn)投資（ x1 ）(億元)第三產(chǎn)業(yè)職工人數(shù)( x2 )(萬(wàn)人)吸收的 FDI總額 ( x3 )(億元)第三產(chǎn)業(yè)對(duì)外開(kāi)放度(%)19905813.52360.51197926.470.4619917227.03847.061237840.10.5519929138.63544.3613098234.312.56199311323.84309.8414163749.16.62199414930.07453.

8、09155151196.148.01199517947.210275.716880885.054.93199620427.510858.6717927925.54.53199723028.711947.79184321168.665.07199825173.514987.47188601117.544.44199927037.716426.8619205979.083.62200029904.618333.1719823866.032.9200133153.021027.6520228925.352.79200236074.7523708.77210901313.953.64200338885

9、.726694.36218091434.783.69200443720.627050.55230111655.953.79版社）表一資料來(lái)源：2005 年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒與中國(guó)第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)分析（下）（李江帆主編，廣東人民出以下是我對(duì)數(shù)據(jù)的一些簡(jiǎn)要說(shuō)明：（1） 增加值(y)：表示我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)的增加值，這將作為模型的被解釋變量。由表一可以看出第三產(chǎn)業(yè)在逐年增加。由于今年來(lái)隨著我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，第三產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)速度也較快，今后第三產(chǎn)業(yè)占總產(chǎn)值的比重將逐漸上升。（2） 內(nèi)資企業(yè)固定資產(chǎn)投資( x1 )：由第三產(chǎn)業(yè)各行業(yè)固定投資之和再減去吸收的外資直接投資總額得到。其包含了外資的間接投資，代替 Kh 。可以看出

10、我國(guó)的第三產(chǎn)業(yè)的資金來(lái)源大多來(lái)自國(guó)內(nèi)企業(yè)。（3） 第三產(chǎn)業(yè)職工人數(shù)( x2 )：其包括了在內(nèi)資企業(yè)和外資企業(yè)的所有從事第三產(chǎn)業(yè)的職工人數(shù)代替 L。（4） 吸收的 FDI 總額( x3 )：指外商對(duì)華的直接投資,代替 K f 。外資在 第三產(chǎn)業(yè)的投資較少，還不到總投資額的 10%，這與我國(guó)的政策有關(guān)。在我國(guó)未加入 WTO 之前，我國(guó)對(duì)外資的稅收稅率較高。隨著我國(guó)市場(chǎng)的逐漸開(kāi)放，外資將進(jìn)入我國(guó)市場(chǎng)，因此比例也許回逐漸上升。為了對(duì)模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，對(duì)模型兩邊取對(duì)數(shù)得： Y= A+a Kh + b L + g K f + u現(xiàn)運(yùn)用普通最小二乘法和 EViews 軟件，得出各因素對(duì)第三產(chǎn)業(yè)增加額影響的計(jì)

11、量模型的回歸結(jié)果：Dependent Variable: LNY Method: Least SquaresDate: 12/04/00Time: 16:27 Sample: 1990 2004Included observations: 15VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.LNX10.2616150.0921062.8403800.0161LNX21.7653820.3746204.7124620.0006LNX30.0485660.0144313.3654480.0063C-10.081472.786862-3.6174990.00

12、40R-squared0.997347Mean dependent var9.878959Adjusted R-squared0.996623S.D. dependent var0.630816S.E. of regression0.036659Akaike info criterion-3.551164Sum squared resid0.014782Schwarz criterion-3.362351Log likelihood30.63373F-statistic1378.189Durbin-Watson stat1.983336Prob(F-statistic)0.000000表二 y

13、 = -10.082 + 0.262 x1+ 1.765 x2+ 0.049 x3統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)：由表二，可以看出模型擬合得很好。在顯著性水平為 0.05 下，各個(gè)參數(shù)均顯著通過(guò) t 檢驗(yàn)。F 統(tǒng)計(jì)量為 1378.189，顯著通過(guò) F 檢驗(yàn)，說(shuō)明模型擬合的很好。修正的可決系數(shù)達(dá) 0.996623。高度擬合。經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)：由于第三產(chǎn)業(yè)增加值與內(nèi)資企業(yè)固定資產(chǎn)投資、第三產(chǎn)業(yè)職工人數(shù)、吸收的 FDI 總額是呈正相關(guān)的，因此各個(gè)系數(shù)應(yīng)該為正，回歸結(jié)果符合。三、模型的檢驗(yàn)及修正通過(guò)檢驗(yàn)，該模型未出現(xiàn)多重共線性問(wèn)題，不需要進(jìn)行多重共線性修正。1 異方差檢驗(yàn)（1） White 檢驗(yàn)由于模型是多變量模型，因此采用

14、White 交叉乘積檢驗(yàn)，結(jié)果如下：White Heteroskedasticity Test:F-statistic1.510723Probability0.316496Obs*R-squared10.02372Probability0.263365Test Equation:Dependent Variable: RESID2 Method: Least SquaresDate: 12/05/00Time: 12:44 Sample: 1990 2004Included observations: 15VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb

15、.C0.6420171.8125800.3542010.7353LNX1-0.1000910.250906-0.3989170.7038LNX12-0.0049660.009385-0.5291200.6157LNX1*LNX20.0170730.0411600.4147860.6927LNX1*LNX30.0039680.0037011.0723070.3248LNX2-0.0893620.245785-0.3635790.7286LNX2*LNX3-0.0108300.022335-0.4848870.6450LNX30.0842440.1815270.4640840.6589LNX32-

16、0.0013540.000944-1.4348980.2013R-squared0.668248Mean dependent var0.000985Adjusted R-squared0.225911S.D. dependent var0.001262S.E. of regression0.001110Akaike info criterion-10.48532Sum squared resid7.39E-06Schwarz criterion-10.06049Log likelihood87.63990F-statistic1.510723Durbin-Watson stat1.702044

17、Prob(F-statistic)0.316496表三由表三可以看出，由 White 檢驗(yàn)知nR2 =10.02372,，小于自由度為 5，a =0.05的 c 2 值 11.0705，而且各項(xiàng)系數(shù)也不顯著，所以接受原假設(shè)，表明模型不存在異方差。（2） ARCH 檢驗(yàn)在 EViews 軟件中使用 ARCH 檢驗(yàn)，逐一選擇 ARCH 過(guò)程的階數(shù)。經(jīng)過(guò)多次試驗(yàn)，當(dāng)滯后一期時(shí)，Akaike info criterion 的值最小，此時(shí)的 P 值最準(zhǔn)確。由表中可看出 Obs*R-squared=0.031689，顯著得小于自由度為 1，a =0.05 的 c 2 的值 3.84146。所以接受原假設(shè)，

18、表明模型不存在異方差。EViews 的計(jì)算結(jié)果如下表：ARCH Test:F-statistic0.027223Probability0.871695Obs*R-squared0.031689Probability0.858713Test Equation:Dependent Variable: RESID2 Method: Least SquaresDate: 12/05/00Time: 13:21 Sample (adjusted): 1991 2004Included observations: 14 after adjustmentsVariableCoefficientStd. Er

19、rort-StatisticProb.C0.0010780.0004742.2722400.0423RESID2(-1)-0.0482410.292381-0.1649950.8717R-squared0.002263Mean dependent var0.001027Adjusted R-squared-0.080881S.D. dependent var0.001298S.E. of regression0.001350Akaike info criterion-10.24589Sum squared resid2.19E-05Schwarz criterion-10.15459Log l

20、ikelihood73.72122F-statistic0.027223Durbin-Watson stat1.995979Prob(F-statistic)0.871695表四通過(guò)運(yùn)用 White 檢驗(yàn)和 ARCH 檢驗(yàn)兩種不同的方法檢驗(yàn)，結(jié)果都表明模型沒(méi)有出現(xiàn)異方差。因此有充分理由認(rèn)為模型沒(méi)有異方差。故不需要進(jìn)一步修正。2 自相關(guān)檢驗(yàn)在給定顯著性水平 0.05 下，查 DW 表，當(dāng) n=14, k =3 時(shí)，得dL =0.814,dU =1.75, 4- dU =4-1.75=2.25,因?yàn)樵诒矶锌傻?DW 統(tǒng)計(jì)量為 1.983336，可判斷不存在自相關(guān)。由剩余項(xiàng)也可以看出不存在自相關(guān)。

21、.03.02.01E.00-.01-.02-.03-.03-.02-.01.00.01.02.03E(-1)剩余項(xiàng)3 時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)及協(xié)整檢驗(yàn)。首先分別對(duì) x1 , x2 , x3 , y 逐一做平穩(wěn)性檢驗(yàn)。由上表可以看出， x1 的 t 值為-8.700551，小于在 1%，5%，10%水平下的臨界值，拒絕原假設(shè)，認(rèn)為 x1 不存在單位根。上圖為 x2 的單位根檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出 x2 具有上升趨勢(shì)，依舊通過(guò)單位根檢驗(yàn)。上圖是對(duì) x3 做單位根檢驗(yàn)。利用Linear Trend模型檢驗(yàn)。結(jié)果顯著通過(guò)單位根檢驗(yàn)，數(shù)據(jù)平穩(wěn)。上圖對(duì)y的單位根檢驗(yàn)的最終結(jié)果。在檢驗(yàn)的水平及一階數(shù)據(jù)時(shí)，都發(fā)現(xiàn)數(shù)

22、據(jù)不能通過(guò)單位根檢驗(yàn)，數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，在二階差分條件下，能通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)。經(jīng)過(guò)一系列的檢驗(yàn)，可知y的t 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量大于在 1%，5%，10%水平下的臨界值，從而不能拒絕原假設(shè)。表明第三產(chǎn)業(yè)增加值序列存在單位根，是非平穩(wěn)序列，為二階單整。 x1 , x2 , x3 均為滿足平穩(wěn)性檢驗(yàn)。然后進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，及檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜌埐頴 的平穩(wěn)性。檢驗(yàn)結(jié)果如下：Null Hypothesis: E has a unit root Exogenous: NoneLag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=2)t-StatisticProb.*Augmented Dicke

23、y-Fuller test statistic-5.326518 0.0001Test critical values:1% level-2.7719265% level-1.97402810% level-1.602922*MacKinnon (1996) one-sided p-values.Warning: Probabilities and critical values calculated for 20 observations and may not be accurate for a sample size of 12表五在 5%的顯著性水平下，t 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為-5.32651

24、8，小于相應(yīng)臨界值，從而拒絕原假設(shè)。表明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，說(shuō)明 y, x1 , x2 , x3 之間存在協(xié)整關(guān)系。說(shuō)明它們存在著均衡關(guān)系。所以，本研究模型估計(jì)的最終結(jié)果為： y = -10.082+0.262 x1+1.765 x2+0.049 x3(0.092106)(0.374620)(0.014431)(2.786862)t= (2.840380)(4.712462)(3.365448)( -3.617499)R2 =0.997347R 2 =0.996623DW=1.983336F= 1378.189模型顯示其他因素不變時(shí)，當(dāng)內(nèi)資投資的投入量每增加 1%，增加值就平均增

25、長(zhǎng) 0.2616%，第三產(chǎn)業(yè)職工人數(shù)每增加 1%，其增加值平均增長(zhǎng) 1.7654%。第三產(chǎn)業(yè)引進(jìn)的 FDI 每增加 1%，其增加值平均增長(zhǎng) 0.0486%；四、結(jié)論1內(nèi)資投資的投入量、第三產(chǎn)業(yè)的職工人數(shù)及第三產(chǎn)業(yè)引進(jìn)的 FDI 總額對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的增加值確實(shí)存在著影響，其中職工人數(shù)對(duì)其影響力最大，引進(jìn)外資的影響最小。2FDI 對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)小于國(guó)內(nèi)投資，也就是說(shuō) FDI 的潛在溢出效應(yīng)現(xiàn)在遠(yuǎn)遠(yuǎn)沒(méi)有充分發(fā)揮出來(lái)。首先，第三產(chǎn)業(yè)的市場(chǎng)開(kāi)放度低。由于第三產(chǎn)業(yè)包括一些敏感性行業(yè)（如金融、保險(xiǎn)業(yè)）和壟斷型行業(yè)（如交通運(yùn)輸行業(yè)、郵電通訊業(yè)等），這些行業(yè)基本上由國(guó)家所有，一直壟斷經(jīng)營(yíng)，政策限制外商進(jìn)入。從表一可以看出，我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)的開(kāi)放度一直很低。我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)總體國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力微弱，且 FDI 的進(jìn)入損害了部分行業(yè)國(guó)內(nèi)企業(yè)利益，產(chǎn)生負(fù)的效應(yīng)，其次，第三產(chǎn)業(yè)外商直接投資結(jié)構(gòu)不合理。FDI 的近一半在房地產(chǎn)，1/3 在社會(huì)服務(wù)業(yè)。因此 FDI 對(duì)我國(guó)的影響很小。3內(nèi)資投資對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的增加也不明顯。主要由于我國(guó)長(zhǎng)期以來(lái)對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的重視程度不夠，中央和地方的政策偏向于優(yōu)先發(fā)展工業(yè)。改革開(kāi)放以來(lái)第三產(chǎn)業(yè)雖然取得了一定的成就，但國(guó)