影響新疆農林牧漁產值增長因素的逐步回歸分析法
——基于1979年-2013年時間序列數據

迪娜·帕夏爾汗

新疆維吾爾自治區農業規劃研究院，烏魯木齊 830004

影響新疆農林牧漁產值增長因素的逐步回歸分析法
——基于1979年-2013年時間序列數據

迪娜·帕夏爾汗

新疆維吾爾自治區農業規劃研究院，烏魯木齊 830004

本文通過調查新疆維吾爾自治區實際情況，選取7個影響新疆農業經濟發展的自變量，運用SPSS20.0統計軟件，對1979年-2013年的時間序列數據進行回歸分析法，逐步修正優化，建立了新疆農林牧漁業總產值的回歸模型，并對主要影響因素進行了分析研究。分析表明，最終模型通過了R2檢驗、F檢驗、t檢驗、一階自相關檢驗，得出影響新疆農林牧漁業總產值主要因素為：新疆農民人均純收入、農業勞動力投入、農業生產設施投資。得出結論：有效率的進行農業生產設施投入是增加新疆農林牧漁總產值的最有效途徑；采取適當有效措施穩定增長農民人均純收入，降低農業勞動力成本，對增加總產值具有重要意義。

新疆；回歸分析；農林牧漁總產值

新疆作為西北重要的農業生產區,農業經濟的發展關乎全區的健康發展，據統計，新疆農林牧漁總產值自1979年的19.12億元增長到現在的2 538.88億元，成績顯著，主要由于2000年以來中央出臺一系列加快轉變農業發展方式、促進農業現代化建設和農民增收的對農扶持政策。文中選取農林牧漁總產值的增長來代表農業經濟發展狀況，可以通過計量方法對影響農業經濟發展的因素進行量化，找到促進和制約因素，以此提出有利于新疆經濟的發展、加快解決“三農”問題等方面的建議。

1 影響因素的選取與數據來源

影響新疆農業經濟發展的因素很多，由于研究方法和地理環境的不同，研究結果亦有很大差異。本文采用逐步回歸分析法，結合新疆維吾爾自治區實際情況選擇了七個自變量作為分析對象，即：Y—新疆農林牧漁總產值為因變量，選取連續35年新疆居民消費價格總指數，然后以1979年的CPI為基數，消除其中的價格影響，計算得出新疆各年農林牧漁總產值；LFI—新疆農業勞動力投入（萬人），以從業人數為標準，包括從事農業、林業、牧業、漁業的勞動者人數；AF—新疆農用化肥使用量（萬噸），新疆種植總面積化肥施用量；AM—新疆農業機械總投入（萬千瓦），用大中小型農機、機引農具、排灌動力機械總動力衡量；RCI—新疆農民人均純收入（元），即農業戶口人員當年總收入（工資收入、家庭經營收入、財產性收入、轉移性收入）扣除總支出后的余額；SAC—農作物播種面積 （千公頃），農作物生長所需的土地投入總量；FSA—財政支農（億元），國家財政對農業、農村、農民的支持；IFA—農業生產設施投資（億元），用對農固定資產投資額衡量。本文數據來源于 《中國統計年鑒》、國家統計局網站、《新疆統計年鑒》和新疆農機信息網站等。

2 回歸分析

如表1所示，通過降維方法計算7個自變量的相關系數矩陣和累計貢獻率矩陣，可以看出，因變量與自變量的相關系數分別為0.972、0.965、0.980、0.997、0.975、0.955、0.984， 說明這個 7 個自變量與因變量關系均很密切，而且變量之間的有很強的多重共線性，可以采用回歸法進行逐步回歸修正得出最優回歸模型；從特征值和累計貢獻率可以看出，通過降維可以用1個主成分進行解釋7個因素所涵蓋的信息，主成分即命名為新疆農林牧漁總產值。

表1 7個自變量的相關矩陣及累計貢獻率

利用SPSS20.0軟件，運用線性回歸方法求出變量的基本回歸方程，共生成3個模型。方差分析結果，對于模型1來說：F值等于5 819.901，顯著性概率P值為0.000，低于顯著性水平 0.05，可以認為RCI（新疆農民人均純收入）與Y（新疆農林牧漁總產值）之間有線性關系。同理，對于模型2來說：F值等于3 240.237，顯著性概率P值為0.000，低于顯著性水平0.05，可以認為LFI（新疆農業勞動力投入）與Y（新疆農林牧漁總產值）之間也具有線性關系；對于模型3來說：F值等于2 529.512，顯著性概率P值為0.000，低于顯著性水平0.05，可以認為IFA（農業生產設施投資）與Y（新疆農林牧漁總產值）之間也具有線性關系。所以根據分析結果中非標準化系數B值，逐步回歸過程中先后建立的三個回歸模型如下：

從模型對應的統計量t值以及顯著性來看，顯然最優回歸模型為模型3。進行模型檢驗如下：方程R2檢驗：通過回歸分析的決定系數R2=0.996，通過檢驗；顯著性F檢驗：F=2 519.512，查表可得，F0.05（3,30）=2.92，肥分析結果中 F＞F0.05（3,30），通過檢驗；t檢驗：經回歸分析得所有t的數值均大于t0.025（30）=2.092，所以所有解釋變量均通了 t檢驗；DW值為1.565說明不存在一階自相關。綜上所述，該模型通過了檢驗，是較為理想的模型。

3 結果及影響因素分析

所建模型表明，新疆農民人均純收入和農業勞動力投入及農業生產設施投資是影響新疆農林牧漁總產值最主要因素。其中農民人均純收入每增加一個單位，總產值增加0.378個單位；農業勞動力投入每增加一個單位，總產值減少-2.561個單位；農業生產設施投入增加一個單位，總產值增加1.515個單位。圖1所示可以看出通過模型3計算的模擬值與實際值有很大的擬合度，最大擬合誤差僅為9.8%。

圖1 新疆農林牧漁業總產值實際值與擬合值對比折線圖

3.1 農業生產設施投入

圖2為新疆農業產業設施投入與總產值的變化折線圖，可以看出兩者呈現很好的正相關上升趨勢，新疆地廣人稀，耕地面積2000年-2009年期間，設施投入的增長幅度區域緩慢，但是總產值的增幅還是保持平穩較快發展，由于這段時期兩者的關聯度有所下降導致，但是作為總產值最重要的拉動力，其影響是不容忽視的。

圖2 新疆農林牧漁總產值與農業設施投入折線圖

3.2農民人均純收入和勞動力投入

由圖3可以看出，勞動力投入變化趨勢幾乎保持水平狀態，而且在1994年以前從事農業生產的人員是拉動總產值的主要因素，但是農民不能獲得較高的勞動收入，主要由于這個時期良種選擇、科技投入等比較匱乏，純手工勞動力不能獲得較高的收益，1994年以后，勞動力投入增長幅度較小，幾乎保持之前水準，但是總產值卻大幅提高，進一步說明勞動力利用效率的低下，同時農業科技的不斷更新換代，農機化逐步替代人力勞動，新疆許多鄉村出現勞動力流出和閑置現象，勞力投入的增加不再是提高農業經濟產值的主要途徑；而農民人均純收入與新疆農林牧漁總產值的變化趨勢基本類似，在1994年以前無太大增長，1994-2002年呈平穩緩慢增長，2002年以后增速大幅提高，而且收入的增長一直拉動總產值的增長，其中農民人均純收入增長中，家庭經營性收入增長是主要拉動力量，其他工資性收入、財產性收入、轉移性收入幾乎保持穩定狀態，所以政府應增加農民的收入來源渠道。

圖3 總產值、農民人均純收入、勞動力投入折線圖

3.3 其他因素

農業化肥使用，由過去的10萬噸增長到目前的203萬噸，說明新疆化肥施用水平已經較高，從回歸分析來看，化肥投入與總產值的增長無顯著相關關系，原因在于在一些科技使用率較高地區，其對于作物增產能力逐漸下降，作物產量提高與化肥使用關聯性越來越弱，在大部分鄉村施肥存在這落后、偏施和過施等現象，導致長期以來化肥利用率只達到20%，遠低于內地農業大省。

農業機械化程度雖然也是影響新疆農林牧漁總產值一個因素，然而，新疆地區較高的機械化普及率并沒有減少農業勞動力投入，在農閑時期大部分農業機械閑置，農民也沒有去增加自己的其他性收入，只是固定的保持家庭農業經營收入。

4 結論

從以上分析看出，新疆農業經濟增長在穩定農民收入，增加農業勞動力投入的同時要合理降低成本，最重要的是做好設施農業的推廣，完善農業生產基礎設施建設。針對此提出以下建議：政府要繼續堅持農業投資的主體地位不動搖，對于公共性資源（水利、教育、農機等）和外部性要素，以國家、集體、個人等為主體，加大投入，同時充分利用民間資金、引進企業資本參與到新疆農業基礎設施建設中來，同時加大農田水利基礎設施的建設力度,做好病、險水庫的維修工作,并大力推廣科學排灌水技術,增加防旱能力；通過制定財政補貼、稅費減免優惠政策，吸引外來勞動力、引導過剩行業的人員從事開墾、種植等農業生產；提高化肥的利用率,保證化肥、農藥、農用地膜等生產資料的供應,防止污染；增加農民收入來源，有效提高農民純收入；推行適度規模經營,提高農業機械化在農業生產中的貢獻率,擺脫傳統分散的小農經營生產方式,以利于傳統農業向現代化農業轉變。

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作者簡歷：迪娜·帕夏爾汗（1987年7月-），碩士研究生，農藝師，研究方向：農產品貿易。

2015-04-01