贵州省三大产业结构调整对城镇居民人均可支配收入增长的影响分析
摘要：本文主要根据贵州省三大产业结构及城镇居民人居可支配收入的特点，运用计量经济学方法，通过建立贵州省三大产业的产值对贵州省城镇居民可支配收入的线性回归模型，来了解产业结构的优化调整对居民可支配收入的影响大小，从而对贵州三大产业结构存在的问题、发展的趋势进行初步探讨。
关键词：收入三大产业计量分析模型
一、引言
随着我国改革开放政策的深入贯彻，我国国民经济的发展突飞猛进，国内生产总值日益增加，居民的人均收入水平越来越高，生活质量也得到了很大的改善。贵州省作为一个欠发达、欠开发的内部省份，随着市场经济的发展,产业结构在不断地优化升级城镇居民可支配收入不断增加同时,我的产业结构优化过程到底多少实惠、人们在多大程度上享受了的成果?本文三大产业的产值与城镇居民可支配收入的关系这个来分析这些问题。 三大产业产值（单位：亿元） 单位（元） 第一产业 第二产业 第三产业 城镇居民人均可支配收入 1991 115.71 101.54 78.65 1593.54 1992 121.18 122.08 96.65 1887.51 1993 133.41 155.03 129.25 2300.38 1994 183.56 194.8 146.1 3196.06 1995 227.13 232.52 176.56 3916.25 1996 254.53 255.09 213.56 4210.74 1997 271.96 288.99 244.84 4438.05 1998 265.04 319.4 273.95 5121.22 1999 267.75 350.41 319.34 5121.22 2000 271.2 391.2 367.52 5121.22 2001 274.41 433.52 425.34 5451.91 2002 281.1 481.96 480.37 5944.02 2003 298.69 569.37 558.28 6568.91 2004 334.5 681.5 661.8 7322.04 2005 368.94 821.16 815.32 8147.13 2006 382.06 967.54 989.38 9116.61 2007 446.38 1124.79 1312.94 10678.4 2008 539.19 1370.03 1652.34 11758.76 2009 550.27 1476.62 1885.79 12862.53 2010 625.03 1800.06 2177.07 14142.74 以上数据均根据20年版《贵州省统计年鉴》整理
计量经济学主要研究的是一种经济预测方法，是以和数理统计学为方法论基础，对于经济问题试图对理论上的数量接近和经验上的数量接近这两者进行综合而产生的经济学分支。文产业数据均来自《20贵州省统计年鉴》样本年限为199年～20年,我们以X1表示第一产业产值,X2表示第二产业产值，X3表示第三产业产值，Y代表城镇居民可支配收入。
1．模型的数学形式
以城镇居民可支配收入Y与三个产业X1、X2、X3的产值建立多元线性回归模型，该模型的理论方程为：
Y=β0+β1x1+β2x2+β3x3+u
在这里：Y是因变量；X1、X2、X3是自变量；β0、β1、β2、β3?是相应的经济计量参数，u为干扰项。
2.模型的估计与检验
参数估计：对上表中的数据进行线性回归，对所建模型进行估计，用Eviews估计结果见附录图2。基于给定数据，我们得到如下回归：
SE=(390.7441)(2.606058)(1.999469)(1.347704)
t=(-0.6167)(5.268746)(3.513469)(-2.102152)
P=(0.5461)(0.0001)(0.0029)(0.0517)
R2=0.992799F=735.3103
模型检验：
经济意义上的检验
该模型可初步通过经济意义上的检验，系数符号均符合经济意义，能在数量上增加。
=0.992799，三大产业产值解释的城镇居民人均可支配收入变异约为99%，考虑到R2充其量也只能等于1，所以回归线对数据的拟合相当不错。相关系数R=0.996392表明三大产业联合起来对贵州省城镇居民人均可支配收入高度正相关。
F检验：假设我们想检验三大产业与城镇居民可支配收入之间没有关系，即所谓真正的斜率函数β1=β2=β3=0，给定显著水平为a=0.05，根据F分布表可得出自由度为k-1=3和n-k=16的临界值F(3,16)=3.24,由表中的F=735.3103，得出F>F(3,16)=3.24，因此拒绝原假设β1=β2=β3=0，说明回归方程显著，即三大产业联合起来对贵州省人均可支配收入有明显影响。
t检验：假设真正的斜率函数β1=β2=β3=0，给定显著水平为a=0.05，在t分布表中查出自由度为n-k=16的临界值t(16)=2.1199,由表数据得β1、β2、β3的估计值5.268746，3.513469，-2.102152，由?1>t(16)=2.1199，?2>t(16)=2.1199，-t(16)
多重共线性检验：由于回归数据中=0.992799，而X1、X2相对应的p值较小，所以我们怀疑此模型存在多重共线性。Eviews软件下做出来相关性检验图3。由图示可以看出X1、X2、X3、有较强的多重共线性，对模型解释变量逐步回归如图4。显然模型更加优秀。在模型基础上增加解释变量，显然模型最优秀。
3、异方差检验
利用怀特的一般异方差性检验对模型进行异方差检验，运用Eviews得到检验结果如图5所示。由于=0.609679和n=20,我们得到=12.19358，在不存在异方差性的虚拟假设之下，服从自由度为5的分布，得到了一个大于等于12.19358的一个值得p值约为0.013152，那么，怀特检验表明不存在异方差性。
4、自相关性检验
由德宾-沃森d检验知道，对20观测值和2个解释变量的，在5%的水平下，=1.10和=1.54，而由回归统计知d的估计值1.327348大于，小于，因而不能判断是否存在统计上显著的自相关。
（3）、结论
让我们来解释这个回归，根据上述相关检验的结果，可得出三大产业与城镇居民可支配收入的计量模型：。截距项表示当第一、第二产业产值为0时贵州省城镇居民可支配收入为-240.9717元，对截距项的这种机械解释可能没有意义。贵州省城镇居民可支配收入与第一产业、第二产业之间存在正相关。即在其它条件不变的前提下，第一产业产量每增加1亿元，人均可支配收入会增加13.73066元，在其它条件不变的前提下，第二产业产量每增加1亿元，人均可支配收入会增加7.025072元，第三产业的增加不能单独解释居民人均可支配收入的增加。
三、几点建议
产业结构发展应注意速度、质量、效益相协调，并与贵州欠发达、欠开发的实际情况相结合。贵州省位于我国西部，由于历史遗留问题、交通区位因素、当地风俗习惯等客观原因制约，使得贵州省的经济发展，主要依靠资源消耗量大的重工业，这也是贵州省落后的主要原因。因贵州的经济总量较小，所以合理配置资源，扩大产业规模，发展特色产业，增长产业链条，有质量有效率的推进产业优化升级，促进经济增长使城镇居民获益显得尤为重要。具体来说：对于第一产业，贵州省城镇居民人均收入主要依赖于第一产业的发展，这说明第一产业对贵州城镇居民的可支配收入有着十分显著的影响。应加强农业基础社社建设和交通建设，在稳定粮食产量的基础上进一步强化种植业、畜牧业的发展。对于第二产业，第二产业对贵州城镇居民的可支配收入有着比较显著的影响，而贵州的工业总产值以及在整个省的比例都与东部发达地区有比较大的差距。西部地区工业化建设进程是未来相当长一段时期内保持经济快速增长的重要途径之一,不仅能有效地提高的生活水平、的生活方式,而且还能西部地区的潜在资源优势,促进落后地区的发展通过工业化建设的优化配置转变为经济优势,促进区域经济协调发展缩小区域经济发展差距。
图4模型解释变量逐步回归
图5对模型进行异方差检验
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