摘要：本文采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法，選取1982年～2018年第三產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）、服務(wù)貿(mào)易出口總額（億美元）、服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口總額（億美元）的數(shù)據(jù)，運(yùn)用stata軟件分析數(shù)據(jù)，建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。通過對(duì)模型的檢驗(yàn)與分析并得出相關(guān)結(jié)論，服務(wù)的進(jìn)出口都能促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的經(jīng)濟(jì)意義。

關(guān)鍵詞：第三產(chǎn)業(yè);服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口;多元線性回歸模型

一、引言

改革開放以來，隨著我國的國際貿(mào)易迅速發(fā)展，我國經(jīng)濟(jì)不斷增長(zhǎng)，國際貿(mào)易成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素之一。在此背景下很多學(xué)者從不同的研究視角與研究方法貿(mào)易進(jìn)出口對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響進(jìn)行探究：劉林青;譚暢（2016）基于國家空間的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)分析對(duì)國際貿(mào)易中出口結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)績(jī)效的影響進(jìn)行研究;徐韜（2018）對(duì)我國國際貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的相關(guān)性分析進(jìn)行研究;汪琦（2017）基于廣義要素研究對(duì)國際貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行研究;蘇寧（2018）運(yùn)用面板數(shù)據(jù)實(shí)證研究2005年～2014年中國省級(jí)對(duì)外直接投資，進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)效應(yīng)。但是上述研究較為普遍與宏觀，本文選取服務(wù)進(jìn)出口對(duì)我國第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響的新視角，通過構(gòu)建多元回歸模型，運(yùn)用stata軟件，探究1982～2018年我國第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素，為我國第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展以及優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)提供基礎(chǔ)參考。

二、理論分析

根據(jù)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)理論，經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分為三大產(chǎn)業(yè)：第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)。我國目前產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以第三產(chǎn)業(yè)為主導(dǎo)，1982年我國第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值為1214億元，其中服務(wù)出口總額為25億美元，進(jìn)口總額為19億美元，第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值僅占國內(nèi)生產(chǎn)總值的22.6%;而在2018年我國第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值已達(dá)到469574.6億元，服務(wù)出口總額增至2668億美元，進(jìn)口總額增至5250億美元，第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的56.5%，超過第一、二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值之和。服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口越來越成為助推第三產(chǎn)業(yè)不斷增長(zhǎng)的重要組成部分。

三、多元線性模型的設(shè)定

利用經(jīng)濟(jì)學(xué)相關(guān)知識(shí)分析可知，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“三駕馬車”是消費(fèi)、投資和凈出口，因此在國際貿(mào)易中，進(jìn)出口是影響經(jīng)濟(jì)的重要因素。因此本文以我國第三產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）作為被解釋變量（Y），以出口總額（億美元）、進(jìn)口總額（億美元）分別作為解釋變量（Xex）、（Xim）建立線性回歸模型，模型構(gòu)建如下：

四、變量選取與數(shù)據(jù)收集

本文收集了1982年～2018年我國第三產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）、出口總額（億美元）、進(jìn)口總額（億美元）的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。以我國第三產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）作為被解釋變量Y，以出口總額（億美元）、進(jìn)口總額（億美元）分別作為解釋變量Xex，Xim建立模型，借助統(tǒng)計(jì)與計(jì)量軟件stata13展開分析。實(shí)證檢驗(yàn)的樣本數(shù)據(jù)均來自歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《國家統(tǒng)計(jì)局》和《中國服務(wù)貿(mào)易統(tǒng)計(jì)年鑒》，共有37組數(shù)據(jù)（數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計(jì)局）

通過描述性統(tǒng)計(jì)，可以顯示變量的樣本個(gè)數(shù)、均值、標(biāo)準(zhǔn)差、最小值和最大值，樣本容量為37個(gè)，沒有缺失值;Y、Xim、Xex的均值分別為105646.9、1175.649、793.6216，具體數(shù)據(jù)見表2：

為了能更加直觀地體現(xiàn)變量之間是否存在相關(guān)性，通過軟件生成因變量和自變量的散點(diǎn)圖與線性擬合圖。借助第三產(chǎn)業(yè)與進(jìn)口和出口的散點(diǎn)圖與線性擬合圖，我們可以看到散點(diǎn)分布較為集中且呈線性回歸狀態(tài)，說明兩者的相關(guān)性較為顯著，進(jìn)出口對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)有較為緊密的相關(guān)性。

四、多元線性模型參數(shù)的估計(jì)

因各變量的數(shù)據(jù)均呈現(xiàn)隨時(shí)間逐年遞增的趨勢(shì)（圖1、2），并且變動(dòng)的方向與步調(diào)較為一致，初步分析判斷可知，解釋變量與被解釋變量的發(fā)展趨勢(shì)大致呈正相關(guān)的關(guān)系。由于數(shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)不改變時(shí)間序列的性質(zhì)和相互關(guān)系，并使其趨勢(shì)線性化，為了消除數(shù)據(jù)中潛在的異方差現(xiàn)象，所以對(duì)以上變量取其自然對(duì)數(shù)lnY，lnXim，lnXex。將上述數(shù)據(jù)導(dǎo)入軟件，基于OLS估計(jì)得到最小二乘估計(jì)結(jié)果如下：

由回歸分析可知，變量C，Xim，Xex的相關(guān)系數(shù)分別是4.515011，0.4633557，0.5652073，Prob結(jié)果分別是0.2181985，0.188829，0.2232047。t-Statistic結(jié)果分別為20.69，2.45，2.35。擬合優(yōu)度R^2=0.9873（R^2的數(shù)值在0～1之間，越接近1，說明模型的擬合效果越好）故可認(rèn)為模型的擬合效果較好。檢驗(yàn)整個(gè)方程顯著性的F統(tǒng)計(jì)量為1317.61，其對(duì)應(yīng)的P值（Prob>F）為0.0000，表明這個(gè)回歸方程整體高度顯著。lnXim的P值=0.019，lnXex的P值=0.016，所有解釋變量回歸系數(shù)的P值（P>|t|）都小于0.05，均在5%水平上顯著，而且符號(hào)與理論預(yù)期一致。因此建立模型表達(dá)式為：

五、模型的檢驗(yàn)

1.經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

變量Xim的相關(guān)系數(shù)為正，表明服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口與第三產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值呈正相關(guān)，從經(jīng)濟(jì)意義上解釋較為合理;Xex的相關(guān)系數(shù)為正，表明服務(wù)貿(mào)易出口與第三產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值呈正相關(guān)，從經(jīng)濟(jì)意義上解釋也較為合理，因此從總體上，服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出和出口都對(duì)第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)有一定拉動(dòng)作用。

2.統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

2.1多重共線性診斷

經(jīng)過方差膨脹因子法的檢驗(yàn)可知，模型中的變量vif值均大于10，因此認(rèn)為模型存在多重共線性問題，有方差膨脹的情況下對(duì)系數(shù)顯著性不會(huì)帶來影響

2.2異方差檢驗(yàn)

經(jīng)White檢驗(yàn)P值（Prob>chi2）等于0.0147，顯著性小于0.05，故拒絕同方差的假設(shè)，認(rèn)為不存在異方差。

2.3自相關(guān)檢驗(yàn)

對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行BG檢驗(yàn)后P值為0.0001，故可在5%的顯著性水平上拒絕“無自相關(guān)”的原假設(shè)，而認(rèn)為擾動(dòng)項(xiàng)存在自相關(guān)，所以需要對(duì)模型進(jìn)行修正。

由圖4可知，1～15階的自相關(guān)圖中，在陰影部分表示的置信區(qū)域，只有一階自相關(guān)系數(shù)顯著不為0，而其它階的自相關(guān)系數(shù)都不顯著。

2.4模型修正

在存在自相關(guān)的情況下，為了正確地進(jìn)行統(tǒng)計(jì)推斷，本文使用“異方差自相關(guān)穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)誤”（HAC），即“Newey-Wes估計(jì)法”進(jìn)行處理。利用公式計(jì)算截?cái)鄥?shù)37*0.25=0.925，故取Newey-West估計(jì)量的滯后階數(shù)為p=1，修正后的估計(jì)結(jié)果：

此次估計(jì)結(jié)果對(duì)解釋變量系數(shù)估計(jì)值并沒有造成改變，所有變量都在5%的水平上顯著，因此最終模型為：

對(duì)上述模型進(jìn)行經(jīng)濟(jì)意義闡述：進(jìn)口總額（億美元）的系數(shù)估計(jì)值為0.4633557，表示進(jìn)口每增加ln1，將帶動(dòng)第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)0.46億元;出口總額（億美元）的系數(shù)估計(jì)值為0.5652073，表示出口每增加ln1，將帶動(dòng)第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)0.565億元。

六、研究結(jié)論

本文采用1982～2018年共計(jì)37組時(shí)間序列數(shù)據(jù)，在構(gòu)建多元回歸模型的基礎(chǔ)上，通過擬合優(yōu)度檢驗(yàn)、F檢驗(yàn)、t檢驗(yàn)、多重共線性檢驗(yàn)、異方差檢驗(yàn)、自相關(guān)檢驗(yàn)以及對(duì)回歸模型的優(yōu)化，得到最終的回歸模型，并得出無論是服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口還是出口，都與第三產(chǎn)業(yè)總值的增長(zhǎng)相關(guān)性顯著，都對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)起到一定的作用的結(jié)論，為我國發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)提供了基本借鑒。此外，降低服務(wù)貿(mào)易關(guān)稅與非關(guān)稅壁壘;鼓勵(lì)建立自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)等等政策建議對(duì)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口有促進(jìn)作用。

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作者簡(jiǎn)介：黃家海，1999年6月出生，男，江西省南昌市人，漢族，本科在讀，江西師范大學(xué)，研究方向：國際貿(mào)易。

（作者單位：江西師范大學(xué)）