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摘 要：通过理论分析与实证分析，研究产业发展对中国人均收入的效应。采用中国1978年至2012年的年度数据，建立多元线性回归模型，并对模型进行检验与修正，对我国改革开放以来的现实情况进行解释和分析，认为我国第一、第二产业的发展能够显著增加人均收入，且第二产业作用更强，而第三产业生产总值与人均可支配收入之间并无显著关系。根据现实情况对结论进行说明，并在此基础上提出三条政策建议。
关键词：产业发展 人均收入 多元线性回归
1、引言
随着改革开放的深入和市场经济的发展，我国的产业结构在不断的调整中优化升级。同时，作为衡量经济增长的重要指标，中国的人均可支配收入也在不断增加。然而，我国的产业结构在优化升级的过程中究竟会如何影响人均收入？三大产业的发展与我国人均收入的关系是什么？为研究不同产业的发展对中国人均收入的效应，本文通过对我国第一、第二、第三产业生产总值与人均可支配收入的多元线性回归，得出实证分析结论，并提出相应的政策建议。
2、相关文献综述
理论方面，对于收入与产业结构两者关系的研究主要表现在它们的传导机制上。凯兹（1988）建立了一个部门转换与社会失业的相关性模型，认为技术、产品需求以及相对价格的变化会造成非自愿失业上升，所以产业结构的变化会导致对劳动力的需求发生变化，由此对就业和收入产生影响。德布拉吉（2002）指出，产品需求结构的变化会影响到个人收入的分配，而收入分配与产业结构之间存在着“收入分配——产品需求结构——产业结构——收入的功能性分配——新的收入分配”的反馈机制。苏雪串（2002）从产业结构调整和升级的角度，分析了我国收入分配差距的变化，认为我国收入分配会受到产业结构的多方面影响。席文、秦海林（2008）在研究中认为，要素价格取决于边际产品价值的情况仅存在于完全竞争市场机制中，而这种条件在现实经济是不存在的，产业结构调整不能有效改善收入状况。
实证方面，周永生、何渊源（2010）对广西三大产业与城镇居民可支配收入的关系进行实证分析，认为三大产业中，只有第三产业的生产总值对广西城镇居民可支配收入具有显著影响。蒋智华（2010）对东西部农民收入差距进行分析，认为东西部农业产业结构的差别是导致收入差别的原因，并提出为缩小东西部农民收入差距、增加农民收入，必须加快对产业结构的调整与优化。
现有文献较少从理论方面分析产业结构对人均可支配收入的影响，而实证研究大多集中在地区性分析和城乡收入差异的分析上，对于我国整体产业结构对人均可支配收入的实证研究多截止至若干年前，对我国当前经济形势的解释能力下降。鉴于此，本文采用1978年至2012年的年度数据，分析第一、第二、第三产业发展对中国人均可支配收入的效应。
本文余下部分内容安排如下：第三部分为理论分析，第四部分为实证分析，第五部分为结论与政策建议。
3、理论分析
产业结构是指各产业的构成及各产业之间的联系和比例关系。一般而言，产业结构总是遵循着一定规律，处于不断演进的过程之中。随着经济的发展，三次产业产值比重次序从一、二、三格局变为二、一、三格局，进而转为三、二、一格局，产业结构不断高级化。同时，产业结构会趋向高加工度化、高技术化、高附加值化。
产业结构的变化会改变社会对不同生产要素的需求，影响到不同生产要素所有者的收入，从而改变收入状况。随着产业结构的不断升级，第三产业得到不断发展，这既能促进城镇居民就业，也能促使农村剩余劳动力从农业向第三产业转移，从而提高我国人均可支配收入。但是，由于不同地区、不同行业之间的产业升级速度是不同的，因此也就存在整个产业结构发展不平衡的问题，这种不平衡会使就业状况产生差异，从而导致收入变化。
新中国成立初期，我国是一个生产力水平很低的农业大国，经济基础薄弱，现代工业落后，需要尽快建立独立和较为完整的国民经济体系，纠正严重失衡的产业结构。在较长的一段时间里，为了支撑工业的发展，我国实行了城乡分割的二元经济发展战略，采用人为的方式使资源从第一产业向第二产业转移。而在1978年改革开放后，随着中国经济的飞速发展，人们的需求层次也相应上升。同时，产业分工的深化使企业对生产性服务的需求增加。因此，社会服务业、金融保险业、房地产业等第三产业在市场需求的拉动下迅猛发展，劳动力也不断从收入较低的第一产业向第二、第三产业转移，使得人均可支配收入得到提升。
产业结构的战略性调整和升级是我国经济发展新阶段的核心，需要第三产业快速发展，
而这也符合产业结构演进的一般规律。同时，根据我国当前的具体情况，实施跨越式发展战略的重点是用信息化带动工业化，用高新技术改造传统产业。从发展趋势来看，如果没有其他的政策调节，产业结构的重心仍将向第三产业靠近，我国人均可支配收入也将继续保持增长。
4、实证分析
4.1、变量选取及数据来源
为研究三大产业发展对我国人均可支配收入的影响，本文建立多元回归模型进行分析，并将结果进行检验，对模型进行修正。
人均收入作为被解释变量，在本文中用1978年至2012年的中国人均可支配收入的年度数据作为指标，用来表示。人均可支配收入的数据来自于国家统计局网站。
根据此前分析，三大产业的发展会对人均可支配收入产生不同影响，可以使用三大产业各自的年生产总值来衡量三大产业的发展。因此，本文选用1978年至2012年中国第一、第二、第三产业的生产总值作为解释变量，分别用、、表示，数据均来自于《中国统计年鉴》。
4.2、模型的建立与求解
为使变量更加满足多元线性回归模型的形式，对我国人均可支配收入以及三大产业生产总值的数据进行对数化处理，分别得到、、、。对数化之后的经济意义为：第一、第二、第三产业生产总值变动1%对人均可支配收入变化百分比的影响。 4.2、依此建立的多元线性回归模型如下：
其中，为截距项，、、为回归系数，为随机误差项。基于以上模型进行回归分析，可以得到如下回归方程：
然而，回归方程需要进一步的检验与修正，以保证结果可以更好地反映我国三大产业生产总值与人均可支配收入之间的关系。
4.3、模型的检验与修正
4.3.1、经济意义与统计意义检验
、、的系数分别为0.456、0.374、0.091，这表明我国第一、第二、第三产业生产总值的增加，均有助于我国人均可支配收入的增加。在95%的置信水平下，第一产业生产总值每增加1%，人均可支配收入增加以0.456%为中心的区间（0.329%，0.583%）；第二产业生产总值每增加1%，人均可支配收入增加以0.374%为中心的区间（0.243%，0.505%）；第三产业每增加1%，人均可支配收入增加以0.091%为中心的区间（0.091%，0.215%）。我国三类产业的发展均有助于增加人均收入，与现实情况相符。
首先，通过t检验对变量进行显著性检验，在5%的显著性水平下，、的系数显著不等于0，而未通过显著性检验。接下来，通过F检验对方程进行显著性检验，F检验通过，可以认为回归方程中的线性关系显著存在。最后，进行拟合优度检验，回归方程的可决系数为0.9994，调整后的可决系数为0.9993，可以认为样本值的拟合程度很好，解释变量能够解释因变量的绝大部分信息。
由于考虑到序列相关性、异方差性以及多重共线性可能会对结果产生一定影响，故在保留三个解释变量的情况下进行接下来的检验，在修正模型后继续观察变量的显著性检验结果。
4.3.2、计量意义检验
由于本文在实证分析部分使用时间序列数据进行研究，易初出现序列相关性，故首先进行序列相关性的检验。使用拉格朗日乘数（LM）检验进行分析。
含一阶滞后残差项的辅助回归为：
滞后阶数为1时，LM检验结果如下表：
如表4.3.1示，P值为0.0006，且在5%的显著性水平下辅助回归中滞后1阶残差项的系数显著。因此，在5%的显著性水平下，1阶序列相关存在。
含二阶滞后残差项的辅助回归为：
滞后阶数为2时，LM检验结果如下表：
如表4.3.2所示，P值为0.0024，但辅助回归中滞后2阶残差项的系数不显著。故2阶序列相关不存在。
综上所述，原模型存在1阶序列相关性。通过广义差分法对模型进行修正，将1阶滞后项作为解释变量引入原模型，加入1阶滞后项的回归结果如下：
修正后的新模型不存在序列相关性。然而，原模型在针对序列相关性进行修正后，仍然可能存在异方差性和多重共线性，需要进行进一步的检验。
下面通过怀特（White）检验对新模型的异方差性进行检验，结果如下：
根据表4.3.3所示，在5%显著性水平下，新模型不存在异方差性。
4.4、对修正后新模型的解释
由表4结果可知，经过修正后新模型的表达式如下：
在该模型中，、的系数在5%的显著性水平下显著。系数分别为0.309和0.493，而的系数在10%的显著性水平下仍不显著。这表明，在95%的置信水平下，我国第一产业生产总值每增加1%，人均可支配收入增加以0.309%为中心的区间（0.154%，0.464%）；第二产业生产总值每增加1%，人均可支配收入增加以0.493%为中心的区间（0.307%，0.679%）；但第三产业生产总值的增加不能显著增加人均可支配收入。
三类产业生产总值的增加意味着产业的发展与经济的增长，会使得人均收入有所增加。第二产业生产总值对人均可支配收入的影响比第一产业更大，体现了我国改革开放后长时间依赖第二产业的状况。
而与此前的理论分析不符的是，第三产业生产总值的增加，并不能显著提高人均可支配收入。一方面，我国在改革开放初期，第三产业并未受到足够重视，其规模较小，发展相对缓慢；另一方面，随着我国优化产业结构进程的加快，第三产业在经济政策、经济形势等因素的影响下快速发展。因此，在这种“反常”发展的影响下，我国第三产业生产总值并未与人均可支配收入之间存在显著的线性关系。
综上所述，经过修正后的多元线性回归模型能够反映我国在1978年至2012年期间，第一、第二、第三产业生产总值与人均可支配收入之间的关系。在分析产业发展对我国人均收入的影响时，能够反映并解释现实情况。
5、结论与政策建议
本文通过理论分析与实证分析，研究了我国产业发展对人均收入的效应，采用1978年至2012年的年度数据，根据多元线性回归模型将对数化的第一、第二、第三产业生产总值及人均可支配收入进行回归分析，并对结果进行检验，进而修正模型，使其能够更好地解释现实问题。在进行研究和分析后，本文得出以下结论：
第一产业及第二产业生产总值的增加，会显著提高我国人均可支配收入，且第二产业的生产总值对人均可支配收入的影响较大；而第三产业生产总值的增加，并不能显著提高我国人均可支配收入。这一结论也反映了我国在改革开放后较长时间内依赖第二产业，而第三产业发展跨度大、与人均收入增长的关系不明显的现实情况。
基于以上结论，本文提出如下政策建议：
第一，优化产业结构。随着改革开放程度的不断加深，我国也越来越需要对产业结构进行优化。在我国当前情况下，应该用高新技术改造传统产业，将产业结构的重心向第三产业靠近。根据本文分析，过去三十余年来，我国第三产业已经实现了相较于第一、第二产业的发展，而在改革开放进入深水区的当下，仍要继续产业结构的调整，使其得到优化。
第二，提高第一产业发展水平。在我国，第一产业是劳动密集型产业，技术含量不高，获得资源也相对较少。第一产业的弱化，本来是工业化条件下产业结构调整的积极结果，但是第一产业相对萎缩与人口大国的粮食隐患存在一定矛盾。因此，需要提高第一产业的发展水平，在关注生产总值的增长之外，注重第一产业生产力和生产效率的提高，使我国经济得以持续稳定发展。
第三，转变对外开放模式。对外开放是一国经济发展水平和综合实力的反映，在经济全球化的趋势下，对外开放的模式应该适当转变。我国应该逐步转变以低廉的生产成本作为主要国际竞争优势的情况，加强高新技术的引进与使用。这样，我国才能在国际分工中获取更好位置，从而在经济全球化中获得持续而长久的发展。
参考文献：
[1]苏雪串.产业结构升级与居民收入分配[J].商业研究，2002（22）.
[2]席文，秦海林.产业结构变动影响城乡间收入分配的实证分析[J].生产力研究，2008，（2）.
[3]周永生，何渊源.广西三大产业与城镇居民可支配收入关系计量分析[J].特区经济，2010（4）.
[4]蒋智华.基于产业结构调整的东西部农民收入分配差距分析[J].农村经济与科技，2010，（1）.
[5]Debraj R.Development Economics[M].陶然译.北京：北京大学出版社.2002.
关键词：产业发展 人均收入 多元线性回归
1、引言
随着改革开放的深入和市场经济的发展，我国的产业结构在不断的调整中优化升级。同时，作为衡量经济增长的重要指标，中国的人均可支配收入也在不断增加。然而，我国的产业结构在优化升级的过程中究竟会如何影响人均收入？三大产业的发展与我国人均收入的关系是什么？为研究不同产业的发展对中国人均收入的效应，本文通过对我国第一、第二、第三产业生产总值与人均可支配收入的多元线性回归，得出实证分析结论，并提出相应的政策建议。
2、相关文献综述
理论方面，对于收入与产业结构两者关系的研究主要表现在它们的传导机制上。凯兹（1988）建立了一个部门转换与社会失业的相关性模型，认为技术、产品需求以及相对价格的变化会造成非自愿失业上升，所以产业结构的变化会导致对劳动力的需求发生变化，由此对就业和收入产生影响。德布拉吉（2002）指出，产品需求结构的变化会影响到个人收入的分配，而收入分配与产业结构之间存在着“收入分配——产品需求结构——产业结构——收入的功能性分配——新的收入分配”的反馈机制。苏雪串（2002）从产业结构调整和升级的角度，分析了我国收入分配差距的变化，认为我国收入分配会受到产业结构的多方面影响。席文、秦海林（2008）在研究中认为，要素价格取决于边际产品价值的情况仅存在于完全竞争市场机制中，而这种条件在现实经济是不存在的，产业结构调整不能有效改善收入状况。
实证方面，周永生、何渊源（2010）对广西三大产业与城镇居民可支配收入的关系进行实证分析，认为三大产业中，只有第三产业的生产总值对广西城镇居民可支配收入具有显著影响。蒋智华（2010）对东西部农民收入差距进行分析，认为东西部农业产业结构的差别是导致收入差别的原因，并提出为缩小东西部农民收入差距、增加农民收入，必须加快对产业结构的调整与优化。
现有文献较少从理论方面分析产业结构对人均可支配收入的影响，而实证研究大多集中在地区性分析和城乡收入差异的分析上，对于我国整体产业结构对人均可支配收入的实证研究多截止至若干年前，对我国当前经济形势的解释能力下降。鉴于此，本文采用1978年至2012年的年度数据，分析第一、第二、第三产业发展对中国人均可支配收入的效应。
本文余下部分内容安排如下：第三部分为理论分析，第四部分为实证分析，第五部分为结论与政策建议。
3、理论分析
产业结构是指各产业的构成及各产业之间的联系和比例关系。一般而言，产业结构总是遵循着一定规律，处于不断演进的过程之中。随着经济的发展，三次产业产值比重次序从一、二、三格局变为二、一、三格局，进而转为三、二、一格局，产业结构不断高级化。同时，产业结构会趋向高加工度化、高技术化、高附加值化。
产业结构的变化会改变社会对不同生产要素的需求，影响到不同生产要素所有者的收入，从而改变收入状况。随着产业结构的不断升级，第三产业得到不断发展，这既能促进城镇居民就业，也能促使农村剩余劳动力从农业向第三产业转移，从而提高我国人均可支配收入。但是，由于不同地区、不同行业之间的产业升级速度是不同的，因此也就存在整个产业结构发展不平衡的问题，这种不平衡会使就业状况产生差异，从而导致收入变化。
新中国成立初期，我国是一个生产力水平很低的农业大国，经济基础薄弱，现代工业落后，需要尽快建立独立和较为完整的国民经济体系，纠正严重失衡的产业结构。在较长的一段时间里，为了支撑工业的发展，我国实行了城乡分割的二元经济发展战略，采用人为的方式使资源从第一产业向第二产业转移。而在1978年改革开放后，随着中国经济的飞速发展，人们的需求层次也相应上升。同时，产业分工的深化使企业对生产性服务的需求增加。因此，社会服务业、金融保险业、房地产业等第三产业在市场需求的拉动下迅猛发展，劳动力也不断从收入较低的第一产业向第二、第三产业转移，使得人均可支配收入得到提升。
产业结构的战略性调整和升级是我国经济发展新阶段的核心，需要第三产业快速发展，
而这也符合产业结构演进的一般规律。同时，根据我国当前的具体情况，实施跨越式发展战略的重点是用信息化带动工业化，用高新技术改造传统产业。从发展趋势来看，如果没有其他的政策调节，产业结构的重心仍将向第三产业靠近，我国人均可支配收入也将继续保持增长。
4、实证分析
4.1、变量选取及数据来源
为研究三大产业发展对我国人均可支配收入的影响，本文建立多元回归模型进行分析，并将结果进行检验，对模型进行修正。
人均收入作为被解释变量，在本文中用1978年至2012年的中国人均可支配收入的年度数据作为指标，用来表示。人均可支配收入的数据来自于国家统计局网站。
根据此前分析，三大产业的发展会对人均可支配收入产生不同影响，可以使用三大产业各自的年生产总值来衡量三大产业的发展。因此，本文选用1978年至2012年中国第一、第二、第三产业的生产总值作为解释变量，分别用、、表示，数据均来自于《中国统计年鉴》。
4.2、模型的建立与求解
为使变量更加满足多元线性回归模型的形式，对我国人均可支配收入以及三大产业生产总值的数据进行对数化处理，分别得到、、、。对数化之后的经济意义为：第一、第二、第三产业生产总值变动1%对人均可支配收入变化百分比的影响。 4.2、依此建立的多元线性回归模型如下：
其中，为截距项，、、为回归系数，为随机误差项。基于以上模型进行回归分析，可以得到如下回归方程：
然而，回归方程需要进一步的检验与修正，以保证结果可以更好地反映我国三大产业生产总值与人均可支配收入之间的关系。
4.3、模型的检验与修正
4.3.1、经济意义与统计意义检验
、、的系数分别为0.456、0.374、0.091，这表明我国第一、第二、第三产业生产总值的增加，均有助于我国人均可支配收入的增加。在95%的置信水平下，第一产业生产总值每增加1%，人均可支配收入增加以0.456%为中心的区间（0.329%，0.583%）；第二产业生产总值每增加1%，人均可支配收入增加以0.374%为中心的区间（0.243%，0.505%）；第三产业每增加1%，人均可支配收入增加以0.091%为中心的区间（0.091%，0.215%）。我国三类产业的发展均有助于增加人均收入，与现实情况相符。
首先，通过t检验对变量进行显著性检验，在5%的显著性水平下，、的系数显著不等于0，而未通过显著性检验。接下来，通过F检验对方程进行显著性检验，F检验通过，可以认为回归方程中的线性关系显著存在。最后，进行拟合优度检验，回归方程的可决系数为0.9994，调整后的可决系数为0.9993，可以认为样本值的拟合程度很好，解释变量能够解释因变量的绝大部分信息。
由于考虑到序列相关性、异方差性以及多重共线性可能会对结果产生一定影响，故在保留三个解释变量的情况下进行接下来的检验，在修正模型后继续观察变量的显著性检验结果。
4.3.2、计量意义检验
由于本文在实证分析部分使用时间序列数据进行研究，易初出现序列相关性，故首先进行序列相关性的检验。使用拉格朗日乘数（LM）检验进行分析。
含一阶滞后残差项的辅助回归为：
滞后阶数为1时，LM检验结果如下表：
如表4.3.1示，P值为0.0006，且在5%的显著性水平下辅助回归中滞后1阶残差项的系数显著。因此，在5%的显著性水平下，1阶序列相关存在。
含二阶滞后残差项的辅助回归为：
滞后阶数为2时，LM检验结果如下表：
如表4.3.2所示，P值为0.0024，但辅助回归中滞后2阶残差项的系数不显著。故2阶序列相关不存在。
综上所述，原模型存在1阶序列相关性。通过广义差分法对模型进行修正，将1阶滞后项作为解释变量引入原模型，加入1阶滞后项的回归结果如下：
修正后的新模型不存在序列相关性。然而，原模型在针对序列相关性进行修正后，仍然可能存在异方差性和多重共线性，需要进行进一步的检验。
下面通过怀特（White）检验对新模型的异方差性进行检验，结果如下：
根据表4.3.3所示，在5%显著性水平下，新模型不存在异方差性。
4.4、对修正后新模型的解释
由表4结果可知，经过修正后新模型的表达式如下：
在该模型中，、的系数在5%的显著性水平下显著。系数分别为0.309和0.493，而的系数在10%的显著性水平下仍不显著。这表明，在95%的置信水平下，我国第一产业生产总值每增加1%，人均可支配收入增加以0.309%为中心的区间（0.154%，0.464%）；第二产业生产总值每增加1%，人均可支配收入增加以0.493%为中心的区间（0.307%，0.679%）；但第三产业生产总值的增加不能显著增加人均可支配收入。
三类产业生产总值的增加意味着产业的发展与经济的增长，会使得人均收入有所增加。第二产业生产总值对人均可支配收入的影响比第一产业更大，体现了我国改革开放后长时间依赖第二产业的状况。
而与此前的理论分析不符的是，第三产业生产总值的增加，并不能显著提高人均可支配收入。一方面，我国在改革开放初期，第三产业并未受到足够重视，其规模较小，发展相对缓慢；另一方面，随着我国优化产业结构进程的加快，第三产业在经济政策、经济形势等因素的影响下快速发展。因此，在这种“反常”发展的影响下，我国第三产业生产总值并未与人均可支配收入之间存在显著的线性关系。
综上所述，经过修正后的多元线性回归模型能够反映我国在1978年至2012年期间，第一、第二、第三产业生产总值与人均可支配收入之间的关系。在分析产业发展对我国人均收入的影响时，能够反映并解释现实情况。
5、结论与政策建议
本文通过理论分析与实证分析，研究了我国产业发展对人均收入的效应，采用1978年至2012年的年度数据，根据多元线性回归模型将对数化的第一、第二、第三产业生产总值及人均可支配收入进行回归分析，并对结果进行检验，进而修正模型，使其能够更好地解释现实问题。在进行研究和分析后，本文得出以下结论：
第一产业及第二产业生产总值的增加，会显著提高我国人均可支配收入，且第二产业的生产总值对人均可支配收入的影响较大；而第三产业生产总值的增加，并不能显著提高我国人均可支配收入。这一结论也反映了我国在改革开放后较长时间内依赖第二产业，而第三产业发展跨度大、与人均收入增长的关系不明显的现实情况。
基于以上结论，本文提出如下政策建议：
第一，优化产业结构。随着改革开放程度的不断加深，我国也越来越需要对产业结构进行优化。在我国当前情况下，应该用高新技术改造传统产业，将产业结构的重心向第三产业靠近。根据本文分析，过去三十余年来，我国第三产业已经实现了相较于第一、第二产业的发展，而在改革开放进入深水区的当下，仍要继续产业结构的调整，使其得到优化。
第二，提高第一产业发展水平。在我国，第一产业是劳动密集型产业，技术含量不高，获得资源也相对较少。第一产业的弱化，本来是工业化条件下产业结构调整的积极结果，但是第一产业相对萎缩与人口大国的粮食隐患存在一定矛盾。因此，需要提高第一产业的发展水平，在关注生产总值的增长之外，注重第一产业生产力和生产效率的提高，使我国经济得以持续稳定发展。
第三，转变对外开放模式。对外开放是一国经济发展水平和综合实力的反映，在经济全球化的趋势下，对外开放的模式应该适当转变。我国应该逐步转变以低廉的生产成本作为主要国际竞争优势的情况，加强高新技术的引进与使用。这样，我国才能在国际分工中获取更好位置，从而在经济全球化中获得持续而长久的发展。
参考文献：
[1]苏雪串.产业结构升级与居民收入分配[J].商业研究，2002（22）.
[2]席文，秦海林.产业结构变动影响城乡间收入分配的实证分析[J].生产力研究，2008，（2）.
[3]周永生，何渊源.广西三大产业与城镇居民可支配收入关系计量分析[J].特区经济，2010（4）.
[4]蒋智华.基于产业结构调整的东西部农民收入分配差距分析[J].农村经济与科技，2010，（1）.
[5]Debraj R.Development Economics[M].陶然译.北京：北京大学出版社.2002.