基于多元線性回歸模型的個私從業人數影響因素分析

王素俠,朱方霞

（滁州學院a.經濟與管理學院；b.數學與金融學院，安徽滁州239000）

0 引言

“十八大”以來，我國提出快速推進城鎮化、工業化、信息化和農業現代化，實現“四化”同步發展的重要戰略部署。在推進城鎮化和農業現代化進程中，如何推動三億農業人口在城鎮的有序就業，通過產業結構調整，有效吸收轉移出來的農村人口，維護國家經濟社會穩定，成為當前政府面臨的重大問題。

個私從業人數，包括進行自我創業從事個體私營經濟，或者在個體私營經濟里就業的人數。有關數據顯示，新增的就業人口，主要由個私經濟安置。安徽省從2003～2012年，年末單位就業人數變化不大，由354.57萬人增長到436.8萬人，增長了82.23萬人。從2003～2012年，新增就業人口325.43萬人，個體私營經濟吸納就業243.2萬人，占新增就業人口的74%。同時，隨著大批農業人口在城鎮就業，農村居民家庭人均純收入也有大幅度增長。個私從業人數的增加，有利于農村實現集約經營，實現農業現代化，縮小城鄉差距，促進城鄉一體化，減小貧富差距，促進社會穩定向前發展，實現“四化”同步發展。

可以看出，研究個私從業人數，分析影響個私從業人數變化的因素，對我國新增就業人口的妥善安置，實現我國經濟社會發展目標，有著極為重要意義。

1 多元線性回歸模型構建

1.1 理論研究背景

影響個私從業人數的影響因素包括宏觀和微觀因素。本篇研究宏觀的個私從業人數的變化，因此主要從宏觀角度選取財政收入、稅收等，分析對個私從業人數的影響狀況。

選取的指標中，由于安徽省個私從業人數從2005～2012年的數據比較完整，因此選取安徽省的個私從業人數作為因變量。而安徽省的財政收入、財政支出、稅收、非稅收入的數據相對比較完整，因此作為自變量。利用相關數據，根據SPSS多元線性回歸分析功能，分析相關指標與個私從業人數的關聯性，剔除存在正自相關的相關變量，建立多元線性回歸模型。

1.2 相關指標及具體數據

1.3 多元線性回歸模型概要

本研究使用的是SPSS軟件。在SPSS中，利用多元線性回歸分析功能，采用向后篩選策略，嘗試建立多元線性回歸模型。利用表1的數據進行線性回歸分析，得出以下分析結果：

依據表1可知：模型1、2、3、4的復相關系數分別為R=0.949a,R=0.946b,R=0.934c,R=0.888d；模型 1、2、3、4 的擬合優度分別為R2=0.900，R2=0.895，R2=0.872，R2=0.789，調整后的擬合優度分別 R2=0.768，R2=0.817，R2=0.821，R2=0.754。由于該方程有四個解釋變量，應參考調整后的擬合優度。從表中可以看出，調整后的擬合優度都較接近1，因此認為被解釋變量可以被模型解釋的部分較多,不能解釋的部分較少。說明關于影響個私從業人數的影響因素的指標選擇比較符合實際情況。

表2 個私從業人數影響因素回歸分析模型概要

1.4 多元線性回歸方程顯著性檢驗

所選擇的所有指標與個私從業人數是否存在顯著的關聯，建立的模型總體回歸方程是否顯著，可以通過顯著性檢驗而得，即要檢驗所有的回歸系數是否都等于0。可從方差分析表看出。結果見表3所示。

表3 個私從業人數影響因素回歸方程方差分析表

根據方差分析（ANOVAb）進行回歸方程的顯著性檢驗中，模型2、3、4的F值的實際顯著性概率P值分別為0.02，0.006和0.03，均小于給定的顯著性概率P值a=0.05，因此可以顯著地拒絕總體回歸系數為0的原假設，說明個私從業人數與財政支出、稅收和財政收入之間都存在著線性關系，可建立線性模型。

1.5 多元線性回歸方程回歸系數和共線性診斷

在個私從業人數的影響因素中，因素之間的共線性可通過容忍度和方差膨脹因子看出。結果見表4所示。

表4共線性檢驗表中，模型1、2、3里的因素方差膨脹因子都顯著大于10，說明財政收入、財政支出和稅收存在多重共線性。因此設定回歸方程的時候，需要剔除這些變量。

1.6 多元線性回歸模型構建

從表4可以看出，模型1、2、3的回歸系數顯著性檢驗的概率P-值都大于給定的顯著性水平a=0.05,說明模型1、2、3的回歸系數不顯著，且模型中的各變量間存在多重共線性，因此模型1、2、3的回歸模型都不可用。模型4是最終的方程，其回歸系數顯著性檢驗的概率P-值都小于給定的顯著性水平a=0.05，因此稅收與被解釋變量個私從業人數間的線性關系顯著，它保留在模型中是合理的，因此最終的回歸模型為：

城鄉個私從業人數=3964418.996+0.182*稅收

由這個回歸方程可以看出，城鄉個私從業人數和稅收有著極為密切的關系。個私從業人數與稅收呈現明顯的正線性關系。

2 實證檢驗

2.1 稅收是影響個私從業人數至關重要的因素

從多元線性回歸模型可以看出，稅收是影響個私從業人數至關重要的因素。個私從業人數與稅收呈現明顯的線性關系。這一規律，也可以從我國當前各地稅收及個私從業人數相關數據得到驗證。并且個私從業人數的變化更易受到地方稅收的影響。按照拉弗原理，筆者認為適中的稅率是能夠促進個私從業人數增長的。

但在表2中，模型4的相關系數為0.888，調整后的擬合優度為0.754，標準誤差為390696.883，即在四個模型中，模型4和實際情況的誤差最大，說明個私從業人數受到其他因素的影響也比較明顯。

2.2 非稅收增長過快影響個私從業人數

由于財政收入包括稅收和非稅收入。因此，財政收入、財政支出和稅收、非稅收入的共線性可以理解。在表3中，模型2、3、4的顯著性概率P值均小于給定的概率P值，說明個私從業人數受財政收入、財政支出、稅收影響明顯。在表4中，模型1、2、3里，財政收入、財政支出和非稅收入的回歸系數都為負，說明非稅收入增長過快，增加了個私企業的負擔，這就嚴重制約了個私從業人數的增長。

2.3 宏觀政策顯著影響個私從業人數

由于政策對個私從業人數的影響無法用數字來衡量，因而用兩配對樣本t檢驗來分析具體政策的顯著性。2009年我國頒布了幾個促進個私經濟發展的政策：《個體工商戶條例（征求意見稿）》、《國務院關于進一步促進中小企業發展的若干意見》等。相關政策頒布前后2008年和2010年安徽省的銅陵市、蚌埠市、滁州市、六安市、宿州市和安慶市的個私從業人數，見表5和表6所示。

表5 2008年和2010年五城市個私從業人數表

把上表5采用spss分別進行兩配對樣本t檢驗，檢驗結果如表6。

從兩配對樣品T檢驗結果表6看，宏觀政策對個私從業人數的影響雙尾顯著性概率P值為0.007，都低于給定的顯著性水平a=0.05，應拒絕原假設H0:u1=u2,因此，2009年頒布促進個私從業人數的系列政策，對促進個私人數增長具有顯著的效果。

對比我國2005年、2008年、2009年前后我國為了促進個私經濟發展而頒布的政策，見下表7所示。

從表7可以看出，在促進個私從業人數的政策出臺后，個私從業人數會大大增長，稅收也有顯著增加。因此，要想增加稅收，促進個私從業人數增長，必須要頒布實施切實可行的政策。

3 政策建議

3.1 著力改革攻堅，設法管理好稅收收入

上面論述得知，稅收是影響個私從業人數變化至關重要的要素，因此，應千方百計促進稅收收入。稅收收入可持續增長最終依賴于經濟運行質量的提高和效益的改善。

表6 宏觀政策對個私從業人數影響兩配對樣本t檢驗表

表7 具體宏觀政策對個私從業人數的影響

應切實把經濟工作的重心轉移到提高經濟效益和質量上來，建立長久可持續的稅收收入增長渠道，管理好、用好作為稅收收入，降低企業和個人負擔，消除影響個私從業人數增長的制度性因素，從而也促進個私從業人數增加。

3.2 工作流程再造，降低非稅收入

由于非稅收入都對個私從業人數負向影響明顯，因此政府應設法降低非稅收入，建議政府用心審查工作流程當中存在問題，在經營范圍、申請環節、經營場地、經營環境等方面著力改進，完善促進個私經濟發展的政策，為個私從業人員營造良好的創業就業環境。

現在，各地招商引資力度都很大，對于招引過來的企業給與很多的優惠和幫扶政策。這對于促進個私經濟發展，推動個私從業人數增加有非常大的促進作用。應進一步改變觀念，不僅招外資，而且要積極招內資，調動廣大民眾投資創業的積極性，實現內外資一起招，充分調動老百姓的聰明才智，促進個私從業人數大量增加。

3.3 完善考核制度，促進個私經濟發展

改革領導干部考核指標，把促進就業，改善經營環境作為重要的考核內容，設立失業率、新增城鎮人口就業率、工資水平等指標，建立健全促進個私從業人數增長的業績考核機制。考核責任要落實到人，嚴格執行，防止數據造假，形成虛假繁榮。

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