1、計量經(jīng)濟學(xué)課程論文影響我國第三產(chǎn)業(yè)因素計量分析影響我國第三產(chǎn)業(yè)因素計量分析摘要 通過建立包括內(nèi)外資兩部門的 C-D 生產(chǎn)函數(shù)，利用對數(shù)模型，得出影響第三產(chǎn)業(yè)的因素的回歸方程，從而分析其對第三產(chǎn)業(yè)增加值的影響程度。并對增加第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展提出相應(yīng)的對策。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 計量分析一、問題的提出及文獻綜述改革開放以來，我國開始引進外商直接投資（Foreign Direct Investment,以下簡稱 FDI），如今，我國已經(jīng)成為全球 FDI 留入量最多的國家，超過美國、英國等投資大國。改革開放以來，我國的外商直接投資產(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)，趨勢是外商直接投資的重點轉(zhuǎn)向第三產(chǎn)業(yè)，上世紀 70 年代初，第三產(chǎn)業(yè)對外直接投資存量占全部對外直接投資存量的 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）。一些研究者猜測這一現(xiàn)象產(chǎn)生的原因與中國市場開

3、放，外商投資利益目標和行業(yè)取向有關(guān)，也說明中國還需進一步調(diào)整引資政策，改善投資環(huán)境，提高中國第三產(chǎn)業(yè)的國際競爭力。1999 年，我國加入 WTO，F(xiàn)DI 更是逐漸增多。盡管我國的服務(wù)業(yè)仍未向外國完全開放，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。因此，研究我國第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有一定的現(xiàn)實意義。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：對服務(wù)型跨國公司沒有必要建立專門的 FDI-MNE 理論，通過簡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)。國內(nèi)學(xué)者張紅霞、李平（2004）提出 FDI 能提高我國服務(wù)業(yè)的國際競爭力、幫助提升工業(yè)化水平、促進大城市建設(shè)、增加就業(yè)等。施文惠（2005）指出 FDI的進入帶來了金融風(fēng)險、宏觀經(jīng)濟管理風(fēng)險、技術(shù)壟斷或控制風(fēng)險等等。也就是說 FDI 的進入對我國經(jīng)濟既有促進作用又有阻礙作用。本文將第三產(chǎn)業(yè)資本分為國內(nèi)資本和國外資本兩部分，運用計量方法進行初步探討，考察究竟 FDI 和國內(nèi)投資對第三產(chǎn)業(yè)的增加值的貢獻大些？進而針對分析結(jié)果提出相應(yīng)的政策建議，促進我們第三產(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)只有國內(nèi)企業(yè)和國外企業(yè)兩大部門。每個部門都可以用一個生產(chǎn)函數(shù)來描述其生產(chǎn)過程。（2）假設(shè)兩部門的勞動力四同質(zhì)的。由于 FDI 來華投資的勞動力來自中國本身，因此可以認為是一樣的水平。由于本文重點考察比較內(nèi)資與外資對第三產(chǎn)業(yè)的重要程度，因此可以將勞動力視為同質(zhì)的。（3）假設(shè)我國第三產(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)最初是美國數(shù)學(xué)家柯布(C.W.Cobb)和經(jīng)濟學(xué)家保羅道格拉斯(Paul H. Douglas)共同探討投入和產(chǎn)出的關(guān)系時創(chuàng)造的生產(chǎn)函數(shù)，是以美國數(shù)學(xué)家 CW柯布和經(jīng)濟學(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

6、，引入了技術(shù)資源這一因素。用來預(yù)測國家和地區(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)濟數(shù)學(xué)模型，簡稱生產(chǎn)函數(shù)。是經(jīng)濟學(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)濟學(xué)與經(jīng)濟計量學(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，我國第三產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)hf的一般形式可改進表達為： Y = AK a Lb K g ee其中，Y 表示我國第三產(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第三產(chǎn)業(yè)的重要因素對其發(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 )(萬人)吸收的 FDI總額 ( x3 )(億元)第三產(chǎn)業(yè)對外開放度(%)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）表一資料來源：2005 年中國統(tǒng)計年鑒與中國第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟分析（下）（李江帆主編，廣東人民出以下是我對數(shù)據(jù)的一些簡要說明：（1） 增加值(y)：表示我國第三產(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。由于今年來隨著我國的經(jīng)濟發(fā)展，第三產(chǎn)業(yè)的增長速度也較快，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、我國的第三產(chǎn)業(yè)的資金來源大多來自國內(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%，這與我國的政策有關(guān)。在我國未加入 WTO 之前，我國對外資的稅收稅率較高。隨著我國市場的逐漸開放，外資將進入我國市場，因此比例也許回逐漸上升。為了對模型進行參數(shù)估計，對模型兩邊取對數(shù)得： Y= A+a Kh + b L + g K f + u現(xiàn)運用普通最小二乘法和 EViews 軟件，得出各因素對第三產(chǎn)業(yè)增加額影響的計

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)計檢驗：由表二，可以看出模型擬合得很好。在顯著性水平為 0.05 下，各個參數(shù)均顯著通過 t 檢驗。F 統(tǒng)計量為 1378.189，顯著通過 F 檢驗，說明模型擬合的很好。修正的可決系數(shù)達 0.996623。高度擬合。經(jīng)濟意義檢驗：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，因此各個系數(shù)應(yīng)該為正，回歸結(jié)果符合。三、模型的檢驗及修正通過檢驗，該模型未出現(xiàn)多重共線性問題，不需要進行多重共線性修正。1 異方差檢驗（1） White 檢驗由于模型是多變量模型，因此采用

14、White 交叉乘積檢驗，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 檢驗知nR2 =10.02372,，小于自由度為 5，a =0.05的 c 2 值 11.0705，而且各項系數(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 檢驗在 EViews 軟件中使用 ARCH 檢驗，逐一選擇 ARCH 過程的階數(shù)。經(jīng)過多次試驗，當滯后一期時，Akaike info criterion 的值最小，此時的 P 值最準確。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表四通過運用 White 檢驗和 ARCH 檢驗兩種不同的方法檢驗，結(jié)果都表明模型沒有出現(xiàn)異方差。因此有充分理由認為模型沒有異方差。故不需要進一步修正。2 自相關(guān)檢驗在給定顯著性水平 0.05 下，查 DW 表，當 n=14, k =3 時，得dL =0.814,dU =1.75, 4- dU =4-1.75=2.25,因為在表二中可得 DW 統(tǒng)計量為 1.983336，可判斷不存在自相關(guān)。由剩余項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3 時間序列的平穩(wěn)性檢驗及協(xié)整檢驗。首先分別對 x1 , x2 , x3 , y 逐一做平穩(wěn)性檢驗。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)，認為 x1 不存在單位根。上圖為 x2 的單位根檢驗結(jié)果，可以看出 x2 具有上升趨勢，依舊通過單位根檢驗。上圖是對 x3 做單位根檢驗。利用Linear Trend模型檢驗。結(jié)果顯著通過單位根檢驗，數(shù)據(jù)平穩(wěn)。上圖對y的單位根檢驗的最終結(jié)果。在檢驗的水平及一階數(shù)據(jù)時，都發(fā)現(xiàn)數(shù)

22、據(jù)不能通過單位根檢驗，數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，在二階差分條件下，能通過平穩(wěn)性檢驗。經(jīng)過一系列的檢驗，可知y的t 檢驗統(tǒng)計量大于在 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。然后進行協(xié)整檢驗，及檢驗?zāi)Ｐ蜌埐頴 的平穩(wěn)性。檢驗結(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 檢驗統(tǒng)計量為-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，說明 y, x1 , x2 , x3 之間存在協(xié)整關(guān)系。說明它們存在著均衡關(guān)系。所以，本研究模型估計的最終結(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，當內(nèi)資投資的投入量每增加 1%，增加值就平均增

25、長 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 1.7654%。第三產(chǎn)業(yè)引進的 FDI 每增加 1%，其增加值平均增長 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)引進的 FDI 總額對第三產(chǎn)業(yè)的增加值確實存在著影響，其中職工人數(shù)對其影響力最大，引進外資的影響最小。2FDI 對產(chǎn)出的貢獻小于國內(nèi)投資，也就是說 FDI 的潛在溢出效應(yīng)現(xiàn)在遠遠沒有充分發(fā)揮出來。首先，第三產(chǎn)業(yè)的市場開放度低。由于第三產(chǎn)業(yè)包括一些敏感性行業(yè)（如金融、保險業(yè)）和壟斷型行業(yè)（如交通運輸行業(yè)、郵電通訊業(yè)等），這些行業(yè)基本上由國家所有，一直壟斷經(jīng)營，政策限制外商進入。從表一可以看出，我國第三產(chǎn)業(yè)的開放度一直很低。我國第三產(chǎn)業(yè)總體國際競爭力微弱，且 FDI 的進入損害了部分行業(yè)國內(nèi)企業(yè)利益，產(chǎn)生負的效應(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 在社會服務(wù)業(yè)。因此 FDI 對我國的影響很小。3內(nèi)資投資對第三產(chǎn)業(yè)的增加也不明顯。主要由于我國長期以來對第三產(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)。改革開放以來第三產(chǎn)業(yè)雖然取得了一定的成就，但國