天津市经济发展的实证分析①

天津商业大学 李珊珊

天津市经济发展的实证分析①

天津商业大学 李珊珊

摘 要：天津市作为我国的直辖市、环渤海经济圈的中心城市，对其经济发展进行全面的分析研究，具有十分重要的现实意义。本文主要通过分析天津市经济发展的影响因素，对可计算的影响因素进行量化分析，建立多元线性回归模型，得出各因素对天津市经济增长的贡献度。结果表明，产业结构是天津市经济发展最重要的影响因素，尤其是第二产业的发展状况，从而为天津市的经济发展提供决策依据。

关键词：天津市 影响因素 多元线性回归模型

1 引言

天津市是中央四大直辖市之一，中国北方最大的沿海开放城市，素有“渤海明珠”之称[2]。天津产业历史悠久，在全国工业城市中，天津产业的规模、总产值、经济效益均居前列。天津的第二产业在国民经济发展中占有主导地位，目前，天津产业增长由以往主要依靠传统产业支持，转各了现在逐渐依靠支柱产业和高新技术产业支撑。从天津市目前所处的经济增长阶段和所面临的内外部环境来看，重新调整经济发展对策已是刻不容缓的事情。本文从影响天津市经济发展的几个重要因素出发，对其进行量化分析，总结出推动天津市经济发展的重要力量，从而确立天津市经济发展目标。

2 天津市经济发展的主要影响因素

2.1 石油能源

石油产品是土地生产的重要燃料，如海上、空中运输以及各种工厂等方面。在现代国防方面，新型武器、导弹和火箭所用的燃料都是从石油中精炼出来的[3]。此外，就从石油中可以提取有用的物质而言，其经济价值远高于作为燃油的经济意义。可以说石油的动荡对于经济的发展是“牵一发而动全身”。天津工业的发展在全国工业城市中居前列，制造业快速发展使得对石油等能源消费急剧增加。

2.2 产业结构

天津的产业结构随着经济的快速发展得到进一步优化。产业结构的演变对整体经济的发展起着至关重要的作用，可以促进经济的快速稳定健康增长，实现经济更高更快发展。合理的产业结构能够充分利用有限资源，促进经济健康快速发展，加强经济的整体实力。天津的产业在经济发展中拥有至关重要的地位，在金属冶炼及交通运输制造业等行业中保持领先地位。

2.3 资本投入

资本流动是地区经济增长的直接推动力，资本投入是提高地区产出水平和促进地区增长的重要因素，也是影响地区间经济差异的重要因素之一。天津市政府意识到投资对经济发展的重要性，因而近几年对固定资产投资额逐步上升，通过加强基础设施建设改善地区投资环境，为经济快速发展创造必要的条件。

2.4 开放度

世界是开放的，一个地区的对外开放程度已成为该地区经济发展实践中最为明显的外部影响因素。通过利用外资，可以带动技术、贸易、产业结构和就业结构的变化，提高技术和管理水平，从而促进区域经济的增长。天津借助滨海新区的发展，利用天津港得天独厚的优势，吸引外商投资，对外贸易程度不断增加。

2.5 人力资本

人力资本对经济增长的贡献远远比物质资本大得多，不但能实现科技进步，还具备创新能力、应变能力，对经济的发展起着至关重要的作用。天津市经济发达，居民的工资、社会福利保障等都比较高，对高学历、高技术的人员有极大的吸引力，从而汇集了较好的人力资源。

3 模型设定

我们主要是分析各影响天津市经济发展的因素与天津市经济增长的关系,将利用2003～2012年石油能源总量、第一产业生产总值、第二产业生产总值、第三产业生产总值、固定资产投资总额、进出口贸易总额和普通高等教育人数的时间序列数据进行模型估计,即建立多元线性回归模型。为消除其变化趋势，对各变量取自然对数[5]。

4 模型检验

4.1 拟合优度检验

表1 多元线性回归模型的回归结果如下：

该多元线性回归模型的输出结果中，R-squared为拟合优度R2，其值为1，Adjusted R-squared为调整后的R2，其值为0.999998。可见该模型的拟合优度较高，说明模型对被解释变量拟合的较好，被解释变量的实际值与拟合值较为接近。然而，在回归模型中还会出现这样的情况，当增加的解释变量对被解释变量的影响非常小时，所得到的R2统计量的数值并不会减小，如果因为该解释变量的加入提高了拟合优度而把该变量放入模型中，则会降低模型的质量。因而，要对所建立的模型进一步进行以下的显著性检验。

4.2 显著性检验

4.2.1 变量的显著性检验(t检验)

原假设：H0：

备择假设：H1：

通常情况下，可以根据P(prob)值来判断是否通过t检验，如果P值大于给定的显著性水平，则接受原假设，即该变量没有通过t检验，该解释变量对被解释变量没有显著影响；如果P值小于给定的显著性水平，则拒绝原假设，即该变量通过t检验，该解释变量对被解释变量有显著性影响。该检验结果中，在设定显著性水平为5%的情况下，变量oil_energy、first_ industry、fixed_assets和import_export的t检验的P值分别为0.9463、0.1789、0.9587和0.3786，均大于0.05(5%)，因而变量oil_energy、fi rst_industry、fi xed_assets的估计参数没有通过t检验。即石油能源、第一产业生产总值、固定资产投资总额和进出口贸易总额对天津市GDP没有显著性影响。

4.2.2 方程的显著性检验(F检验)

原假设：H0：

备择假设：H1：中至少有一个不为0通常情况下，可以通过F(F-statistic)值大小来判断是否通过F检验。如果P值大于给定的显著性水平，则接受原假设，即该方程没有通过F检验，该模型的线性关系不成立；如果P值小于给定的显著性水平，则拒绝原假设，即该方程通过F检验，该模型的线性关系成立。该模型的回归结果中，在设定显著性水平为5%的情况下，P值为0.000002，小于5%，则拒绝原假设，即该方程通过F检验，该模型的线性关系成立。

4.3 随机误差项的检验

表2 异方差检验(怀特white检验法)

原假设：H0：随机误差项μ不存在异方差

备择假设：H1：随机误差项μ存在异方差

当White统计量(Obs*R-squared)的P值大于给定的显著性水平时，则接受原假设，即随机误差项不存在异方差；当White统计量(Obs*R-squared)的P值小于给定的显著性水平时，则拒绝原假设，即随机误差项存在异方差。本例中，P值为0.3481，如果设定的显著性水平为5%，则可接受原假设，即不存在异方差。

表3 序列相关检验(LM检验法)

Sum squared resid　1.41E-08　Schwarz criterion　-15.47201 Log likelihood　87.72167　Hannan-Quinn criter　-16.040308 F-statistic　11.40816　Durbin-Wats stat　2.936963 Prob(F-statistic)　 0.225282

本例中的LM检验P值为0.0017，小于设定的显著性水平5%，因而可拒绝原假设，即该回归方程不存在序列相关性。

可知X2、X3、X4、X5、X6、X7之间存在着较强的多重共线性。

5 模型修正

可知拟合由强到弱的顺序依次是：X3、X4、X5、X2、X6、X7、X1，我们选定拟合最好的X3作为基准变量，分别导入X4、X5、X2、X6、X7、X1做回归，结果如表6所示。

表6

在设定的显著性水平5%的情况下，变量X4(third_ industry)的t检验的P值远远小于5%，则拒绝零假设，保存X4变量。然后我们以X3、X4为解释变量，对X5、X2、X6、X7、X1做回归，结果如表7所示。

表7

Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob C 0.782400　 0.034367　 22.76599　 0.0000 LOG(SECOND_INDUSTRY) 0.546758　 0.006255　 87.40607　 0.0000 LOG(THIRD_INDUSTRY)　 0.431869　 0.006721　 64.25968　 0.0000 LOG(FIRST_INDUSTRY)　 0.020476　 0.014994　 1.365595　 0.2210

Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob C 0.839607　 0.071036　 11.81950　 0.0000 LOG(SECOND_INDUSTRY) 0.551294　 0.015661　 35.20205　 0.0000 LOG(THIRD_INDUSTRY)　 0.435645　 0.008817　 49.40754　 0.0000 LOG(IMPORT_EXPORT)　 -0.002057　 0.011450　 -0.179630　 0.8634

Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob C 0.996071　 0.030695　 32.45050　 0.0000 LOG(SECOND_INDUSTRY)　 0.586904　 0.007387　 79.45506　 0.0000 LOG(THIRD_INDUSTRY)　 0.415577　 0.004611　 90.12896　 0.0000 LOG(EDUCATION)　 -0.027433　 0.004918　 -5.578162　 0.0014

Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob C 0.874081　 0.080056　 10.91837　 0.0000 LOG(SECOND_INDUSTRY)　 0.548847　 0.006765　 81.13059　 0.0000 LOG(THIRD_INDUSTRY)　 0.435770　 0.006547　 66.56394　 0.0000 LOG(OIL_ENERGY)　 -0.004938　 0.008310　 -0.594179　 0.5741

可知解释变量X5、X2、X6、X1的P值均大于给定的显著性水平，则接受零假设，即该解释变量对被解释变量没有显著性影响；而X7的参数估计值的符号与现实不符，一个地区的经济发展应该与该地区受高等教育的人数呈同向变化，即受教育人数越多，经济发展水平越高，所以，剔除X7变量。

综上分析，我们只保留X3、X4变量，回归结果如表8所示。

表8

回归结果：

表9中我们再次对修正后的模型进行异方差检验和序列相关检验。

表9 异方差性检验

该回归结果中，White统计量的P值为0.6674，如果设定的显著性水平为5%，则可接受原假设，即原方程不存在异方差性。

序列相关性检验。由上面的回归结果得知DW=2.45 在n=10 k=2 α=1%的情况下查表得dl=0.466 du=1.333 此时du<4-DW，表明模型中不存在自相关。而且，X3和X4的参数估计值均为正数，符合经济学意义，即最终的回归方程为：

可见，天津市经济增长对第二产业生产总值和第三产业生产总值的弹性分别为0.5488和0.4367。即第二产业生产总值每增加1%，天津市GDP将增加0.55%；第三产业生产总值每增加1%，天津市GDP将增加0.44%[6]。

6 结语

影响天津市经济发展的因素有很多，在实际进行分析时，所用定量分析很少，缺乏精确性。本文主要从石油能源、产业结构、固定资产投入、开放度和人力资本等方面进行分析，然后通过建立双对数多元线性回归模型对可计算的影响因素进行量化分析，得出各因素对天津市经济增长的贡献度。结果表明，产业结构是天津市经济发展最重要的影响因素，尤其是第二、三产业的发展状况。在天津的产业结构中，第二产业仍为推动天津经济快速增长的主要力量，天津产业结构已经是“二、三、一”模式，随着今后经济水平的提高、技术进步速度的加快、社会需求的变化，天津产业结构最终会向“三、二、一”的格局转变[7]。因此，要加快天津市经济的发展，就必须大力优化天津市的产业结构，特别要促进第二、三产业的发展[8]。而石油能源、固定资产投入、开放度和人力资本并未对天津市经济增长造成显著性影响。

由于取得的数据有限，有些影响因素如：自然地理因素、社会文化等指标不能在模型中体现，未能将这些因素全部纳入到模型中，本文的研究难免存在一些局限性。但本文对天津市经济发展的影响因素进行了定量分析，可以为天津市的经济发展提供理论依据和决策参考。

参考文献

[1] 中国统计年鉴2004—2013.北京:中国统计出版社.

[2] 邢珊.京津冀区域经济差异及影响因素研究[D].燕山大学,2013.

[3] 古依莎娜.天津市经济发展分析及对策研究[D].中国地质大学,2008.

[4] 张大维.EViews数据统计与分析教程[M].清华大学出版社,2010.

[5] 郭力君.天津与京冀地区协调发展的战略思考[J].经济地理,2002(6).

[6] 江曼琦.天津市产业结构调整方向的分析与选择[J].城市,2004(2).

[7] 熊慧敏.从集群化角度探究天津市产业结构调整[J].科技交流,2005(4).

[8] 刘刚.天津经济率先发展战略的核心[J].城市,2007(10).

作者简介：李珊珊(1989-)，女，山东德州人，硕士研究生在读于天津商业大学经济学院，主要从事跨国公司及国际直接投资方面的研究。

基金项目：①天津市哲学社会科学重点项目“梯度型”经济圈形成的路径与模式研究——基于跨国公司地区总部集聚的视角(TJYY12—039)的资助。

中图分类号：F207

文献标识码：A

文章编号：2096-0298(2015)04(b)-111-04