◎文/劉永勝 李慧燕 張淑榮

天津農(nóng)村人均GDP影響因素分析及“十三五”指標預(yù)測

◎文/劉永勝 李慧燕 張淑榮

農(nóng)村人均GDP是衡量農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平的重要指標，通過分析天津農(nóng)村人均GDP各影響因素及其與GDP的相關(guān)性，運用灰色預(yù)測模型和趨勢曲線預(yù)測模型，在對各影響因素進行預(yù)測的基礎(chǔ)上，針對天津農(nóng)村人均GDP進行預(yù)測與估算，結(jié)果顯示為天津農(nóng)村人均GDP在“十三五”期間呈現(xiàn)增速下降趨勢。

天津農(nóng)村；人均GDP；“十三五”

一、影響農(nóng)村人均GDP的主要因素及相關(guān)性分析

國內(nèi)生產(chǎn)總值是國民經(jīng)濟的核心指標，人均GDP是衡量經(jīng)濟發(fā)展水平的重要指標，在農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展過程中，影響人均GDP的因素較多，諸如農(nóng)業(yè)政策、投資、消費、價格、財政、金融、對外貿(mào)易、直接利用外資和技術(shù)等因素。

（一）投資因素

本研究所指的投資主要是指固定資產(chǎn)投資。固定資產(chǎn)投資是指建造和購置固定資產(chǎn)的經(jīng)濟活動，是社會固定資產(chǎn)再生產(chǎn)的主要手段。通過建造和購置固定資產(chǎn)，國民經(jīng)濟不斷采用先進的技術(shù)裝備，建立新興部門，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和生產(chǎn)力的地區(qū)分布得到進一步調(diào)整，經(jīng)濟水平提升，為改善人民的物質(zhì)文化水平提供條件。農(nóng)村固定資產(chǎn)投資屬于建立和維護生產(chǎn)力的投資，是農(nóng)村經(jīng)濟增長的前提保證、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的重要途經(jīng)和實現(xiàn)經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展的重要動力。投資從供給效應(yīng)和需求效應(yīng)兩方面拉動農(nóng)村經(jīng)濟增長。從供給效應(yīng)來看，農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資反映擴大農(nóng)村社會再生產(chǎn)規(guī)模的能力，從需求效應(yīng)來看，農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資反映對農(nóng)村生產(chǎn)的需求。李泉和王萌萌（2012）認為固定資產(chǎn)投資是中國城鄉(xiāng)區(qū)域經(jīng)濟增長的主要推動力之一，投資波動可以解釋區(qū)域經(jīng)濟波動的基本原因。

如圖1所示，天津農(nóng)村固定資產(chǎn)投資額由1997年的136.32億元增加到2013年的5351.75億元。特別是2007年以來，政府對“三農(nóng)”高度重視，投資規(guī)模明顯加大，2007-2013年天津農(nóng)村固定資產(chǎn)投資額度明顯上升，年均增長速度達到39.6%，而1997-2007年年均增長速度僅為18.5%。天津農(nóng)村生產(chǎn)總值與農(nóng)村固定資產(chǎn)投資波動具有高度的一致性，天津農(nóng)村生產(chǎn)總值由1997年的443.15億元增加到2013年的5414.28億元，2007-2013年天津農(nóng)村生產(chǎn)總值年均增長速度為22.38%，而1997-2007年年均增長速度僅為12.45%。從天津農(nóng)村投資增長率與農(nóng)村GDP增長率的波動關(guān)系來看，兩者的波動周期和波動方向基本一致，但天津農(nóng)村固定資產(chǎn)投資增長率的波動幅度遠大于GDP的波動幅度。同時通過計算1997-2013年天津農(nóng)村固定資產(chǎn)投資總額與GDP的相關(guān)關(guān)系，可以看出，天津農(nóng)村GDP與農(nóng)村固定資產(chǎn)投資總額有高度的同步正相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)達到0.989，投資彈性系數(shù)為0.503，說明天津農(nóng)村固定資產(chǎn)投資每增加1個百分點，能帶動天津農(nóng)村經(jīng)濟增長0.503個百分點，天津農(nóng)村固定資產(chǎn)投資波動對農(nóng)村經(jīng)濟整體波動的影響也較為顯著。

隨著天津自貿(mào)區(qū)的建立與運營和京津冀協(xié)同發(fā)展的布局，“十三五”期間，天津農(nóng)村固定資產(chǎn)投資將會出現(xiàn)從涉農(nóng)區(qū)縣園區(qū)向濱海新區(qū)轉(zhuǎn)移的趨勢，從而使天津農(nóng)村固定資產(chǎn)投資額增長率下降，同時，在整個“新常態(tài)”的經(jīng)濟環(huán)境下原有固定資產(chǎn)投資項目的投資效益將呈下降趨勢，從而影響天津農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展。

（二）消費因素

消費是GDP的重要組成部分，消費拉動GDP增長，本研究運用社會消費品零售總額代表消費因素，反映人民物質(zhì)文化生活水平的提高情況和社會商品購買力的實現(xiàn)程度。

如圖2所示，除2003年外，天津城鄉(xiāng)社會消費品總額增長率與天津農(nóng)村GDP增長率的波動趨勢具有高度一致性，且波動幅度相差無幾。天津農(nóng)村社會消費品總額增長率與天津農(nóng)村GDP增長率的波動趨勢并不高度一致，且大部分年份天津農(nóng)村社會消費品總額增長率的波動幅度遠大于天津農(nóng)村GDP增長率的波動幅度。通過分別計算天津總體社會消費品總額、天津農(nóng)村社會消費品總額與天津農(nóng)村GDP關(guān)系，可以看出，兩者與天津農(nóng)村GDP的相關(guān)系數(shù)分別為0.997和0.916，消費彈性系數(shù)分別為0.416和0.833。說明天津總體社會消費品總額與天津農(nóng)村GDP的相關(guān)性高于天津農(nóng)村社會消費品總額與農(nóng)村GDP的相關(guān)性，從消費拉動GDP增長的角度來看，天津農(nóng)村消費更能起到拉動天津農(nóng)村經(jīng)濟的作用，天津農(nóng)村每增加一個百分點的消費，天津農(nóng)村GDP增加0.833個百分點，而天津城鄉(xiāng)總體每增加一個百分點的消費，天津農(nóng)村GDP增加0.416個百分點，更能說明擴大農(nóng)村消費需求，是天津農(nóng)村經(jīng)濟增長的重要途徑。

（三）外向型經(jīng)濟因素

近年來，天津農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展明顯加快，經(jīng)濟總量占全市的比重不斷上升，天津農(nóng)村經(jīng)濟的快速發(fā)展離不開外向型經(jīng)濟的支撐，農(nóng)村外向型經(jīng)濟已成為天津農(nóng)村經(jīng)濟重要支撐點。天津農(nóng)村外向型經(jīng)濟表現(xiàn)形式主要包括外貿(mào)出口和實際利用外資。

圖1 1997-2013年天津農(nóng)村固定資產(chǎn)投資與GDP絕對值與增長率趨勢圖

圖2 1998-2013年天津總體、農(nóng)村社會消費額增長率與天津農(nóng)村GDP增長率趨勢圖

如圖3所示，從總體來看，除個別年份外，天津農(nóng)村外貿(mào)出口與實際利用外資對農(nóng)村經(jīng)濟增長的貢獻率均為正值，說明天津農(nóng)村外貿(mào)出口與實際利用外資對農(nóng)村經(jīng)濟增長有正向的促進作用。但天津外貿(mào)出口對農(nóng)村經(jīng)濟增長的貢獻率呈螺旋式下降趨勢，且不穩(wěn)定，說明該正向促進作用在減弱。天津?qū)嶋H利用外資對農(nóng)村經(jīng)濟增長的正向促進作用也呈現(xiàn)一定的減弱態(tài)勢。天津農(nóng)村外貿(mào)出口與實際利用外資貢獻率分別由2002年的60.97%和11.22%下降到2012年的-0.63%和3.22%。同時除個別年份外，天津農(nóng)村外貿(mào)出口對天津農(nóng)村經(jīng)濟增長的貢獻率大于實際利用外資的貢獻率。通過計算得出，天津農(nóng)村外貿(mào)出口、實際利用外資與天津農(nóng)村經(jīng)濟增長的相關(guān)系數(shù)分別為0.977和0.948；天津農(nóng)村外貿(mào)出口與實際利用外資的彈性系數(shù)分別為1.545和0.850。以上數(shù)值也說明天津農(nóng)村外貿(mào)出口對天津農(nóng)村經(jīng)濟增長的貢獻率大于實際利用外資的貢獻率。

但是具體來看，出口貢獻率的波動幅度大于實際引進外資的貢獻率，同時金融危機對出口貢獻率影響遠大于實際利用外資的貢獻率與拉動度，2009年外貿(mào)出口與實際利用外資對天津農(nóng)村經(jīng)濟增長的貢獻率分別為-21.98%和5.96%，表明天津外貿(mào)出口受國際市場的影響較大，抗風險能力較弱。

“十三五”期間，國際經(jīng)濟環(huán)境的不確定因素會增多，再加上天津農(nóng)村外資和出口對天津農(nóng)村經(jīng)濟增長的貢獻率的正向作用在減弱，從而影響天津農(nóng)村經(jīng)濟增長的速度。

（四）價格因素

在國民經(jīng)濟核算中，為了更加準確的反映經(jīng)濟增長數(shù)量，需要剔除價格因素的影響，通常利用消費者價格指數(shù)對GDP進行核算。若居民消費價格指數(shù)（CPI）與GDP兩指標保持同步，說明經(jīng)濟結(jié)構(gòu)發(fā)展比較合理，如果GDP增長過快，CPI增長幅度小，甚至不增長，就說明該國經(jīng)濟增長的支撐點不協(xié)調(diào)。

圖3 2002-2013年天津農(nóng)村外貿(mào)出口與實際利用外資對天津農(nóng)村經(jīng)濟增長貢獻率

如圖4所示，天津居民消費指數(shù)增長率與天津農(nóng)村生產(chǎn)總值增長率的波動是同步的，說明農(nóng)村經(jīng)濟結(jié)構(gòu)發(fā)展比較合理。2002年以來，隨著天津農(nóng)村經(jīng)濟改革力度不斷加大，農(nóng)村經(jīng)濟得到快速發(fā)展，天津農(nóng)村GDP由2002年的675億元增加到2013年的5414億元，同時總需求不斷加大，價格水平也隨之上升。當天津農(nóng)村經(jīng)濟增長率達到高峰點（2008年的39.94%）時，價格上漲幅度也同時達到高峰值（2008年的5.39%）。2009年，受金融危機的影響，天津農(nóng)村經(jīng)濟增長率下降到16.20%，總需求受到抑制，價格上漲率也隨之下降，2009年天津居民消費價格指數(shù)上漲率為-1.00%。通過計算，1997-2013年天津居民消費價格指數(shù)相關(guān)性與天津農(nóng)村GDP的相關(guān)性，值為0.685，說明天津居民消費價格水平與天津農(nóng)村經(jīng)濟增長呈現(xiàn)明顯的一致性趨勢，兩者之間有較顯著的正相關(guān)關(guān)系。

（五）財政因素

由于“三農(nóng)”的弱質(zhì)性特點，農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展離不開政府的財政扶持，即政府的農(nóng)村財政投入對于支持我國農(nóng)村經(jīng)濟增長起著非常關(guān)鍵的作用。政府的農(nóng)村財政投入包括物質(zhì)資本和人力資本的投入。物質(zhì)資本投資主要是指財政用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)等活動的經(jīng)費。人力資本支出包括教育、科技創(chuàng)新和醫(yī)療衛(wèi)生等人力資本的投入。在農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展過程中，人力資本已經(jīng)成為農(nóng)村經(jīng)濟增長的核心動力。李芳蹊，孫冶（2014）根據(jù)1987-2011年我國農(nóng)村相關(guān)數(shù)據(jù)，采用向量自回歸的多元協(xié)整模型，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村物質(zhì)資本、人力資本支出與農(nóng)村經(jīng)濟增長存在長期的均衡關(guān)系。

圖4 1998-2013年天津居民CPI增長率與天津農(nóng)村GDP增長率

如圖5所示，1997-2013年天津農(nóng)村財政支出與天津農(nóng)村GDP的變化具有高度的一致性，天津農(nóng)村區(qū)級財政支出由1997年的18.54億元增加到2013年的582.14億元，同時天津農(nóng)村GDP由1997年的442.15億元增加到2013年的5414.28億元。通過相關(guān)性分析，兩者的相關(guān)性為0.998，1997-2013年財政支出彈性系數(shù)平均值為0.761，說明天津農(nóng)村財政每投入1個百分點，天津農(nóng)村GDP就增長0.761個百分點，表明天津農(nóng)村財政投入對天津農(nóng)村經(jīng)濟增長的影響較為顯著。

關(guān)于財政扶持農(nóng)業(yè)的政策，我國共分為三階段，第一階段，為了減輕農(nóng)民負擔，從2000年開始，國家開始對農(nóng)村進行稅費改革試點，逐步減免并取消部分農(nóng)業(yè)稅，2003年逐步在全國農(nóng)村推廣。第二階段，2004年開始，政府正式實施以“取消農(nóng)業(yè)稅、反哺農(nóng)業(yè)”為主要內(nèi)容的農(nóng)業(yè)新政。第三階段，2006年我國正式取消農(nóng)業(yè)稅。目前，加大農(nóng)業(yè)扶持已是連續(xù)多年中央一號文件的重要內(nèi)容。天津?qū)r(nóng)村的扶持力度也在逐年加大，區(qū)級財政對農(nóng)村的扶持由1997年的18.54億元增加到2013年的582.14億元，占天津農(nóng)村GDP的比例由1997年的4.19%增加到2013年的10.75%，特別是2006以后，天津區(qū)級財政對農(nóng)村的支出占天津農(nóng)村GDP的比例不斷提高，由2007年的8.71%增加到2013年的10.75%。“十三五”新常態(tài)下的經(jīng)濟環(huán)境和自貿(mào)區(qū)下的園區(qū)投資轉(zhuǎn)移效應(yīng)，都會嚴重影響財政支農(nóng)政策，從而影響天津農(nóng)村經(jīng)濟的快速發(fā)展。

（六）金融因素

圖5 1997-2013年天津農(nóng)村區(qū)級財政支出與天津農(nóng)村生產(chǎn)總值趨勢圖

農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展情況決定了農(nóng)村金融發(fā)展程度，而農(nóng)村金融發(fā)展狀況影響著農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的速度與質(zhì)量。農(nóng)村金融促進農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的主要機理通過三條途徑來實現(xiàn)。一是農(nóng)村金融的儲蓄效應(yīng)。農(nóng)村金融通過儲蓄效應(yīng)，增加了農(nóng)村物質(zhì)資本的積累，物質(zhì)資本的積累又推動了人力資本積累和技術(shù)進步，進而促進農(nóng)村經(jīng)濟增長。二是農(nóng)村金融的投資效應(yīng)。農(nóng)村金融通過投資效應(yīng)提升了人力資本積累水平，進而推動農(nóng)村經(jīng)濟增長。三是資源配置效應(yīng)。農(nóng)村金融通過資源配置效應(yīng)推動技術(shù)進步，進而推動農(nóng)村經(jīng)濟增長。具體農(nóng)村金融促進經(jīng)濟增長的機理如圖6所示。但李嵐，劉敏（2010）認為從1981—2009年河北省貸款年末余額和GDP的變化情況看，貸款波動與國民經(jīng)濟波動大致同步，貸款年末余額與GDP的相關(guān)系數(shù)僅為0.28，表明貸款年末余額和GDP增長相關(guān)關(guān)系不甚明顯。同時由于天津農(nóng)村金融數(shù)據(jù)獲得有一定難度，所以在第二部分對天津農(nóng)村GDP進行預(yù)測時，未考慮金融因素。

二、預(yù)測方法與精度檢驗標準

（一）預(yù)測方法

1.灰色預(yù)測模型GM（1，1）

灰色預(yù)測模型是用離散數(shù)據(jù)建立方程的動態(tài)模型，對數(shù)據(jù)進行近似、非唯一的預(yù)測模擬，因此被稱為灰色模型，記作GM（1，1）。

第三步，確定模型。根據(jù)灰色預(yù)測模型計算參數(shù)α和u，帶入灰色預(yù)測公式即可得到預(yù)測值。灰色預(yù)測公式如下

2.趨勢曲線預(yù)測模型

圖6 農(nóng)村金融推動農(nóng)村經(jīng)濟增長的作用機理

趨勢曲線預(yù)測模型主要用來描述經(jīng)濟領(lǐng)域中隨時間變化而呈現(xiàn)漸近形態(tài)變化的變量。常見的趨勢預(yù)測模型包括多項式曲線預(yù)測模型、生長曲線預(yù)測模型、指數(shù)曲線預(yù)測模型、對數(shù)曲線預(yù)測模型等。本研究結(jié)合擬合效果，主要選擇二次多項式曲線預(yù)測模型和三次多項式曲線預(yù)測模型，并根據(jù)自變量的t值刪除不顯著變量，確定模型的最終形式。二次多項式曲線預(yù)測模型和三次多項式曲線預(yù)測模型基本形式為

3.多元線性回歸模型

回歸分析主要用來分析兩個或兩個以上變量相互之間因果關(guān)系，當回歸模型中包含多個解釋變量，且因變量和自變量之間存在明顯的線性關(guān)系時，該模型被稱為多元線性回歸模型。在經(jīng)濟領(lǐng)域，GDP和人均可支配收入受到多種因素的影響，包括投資因素、消費因素、價格因素、財政收入和財政支出因素、外向型經(jīng)濟因素、金融因素等。因此本研究在對GDP和農(nóng)村居民人均可支配收入進行預(yù)測時，利用多元線性回歸模型進行分析。

多元線性回歸模型的基本形式為

其中y為因變量，即被解釋變量；x1、x2、…、xn為自變量，即解釋變量；b0、b1、…、bn為系數(shù)，u為誤差項。

（二）精度檢驗標準

本研究各預(yù)測數(shù)據(jù)精度檢驗采用了后驗差比值檢驗和小誤差概率檢驗。后驗差比值用C表示，計算公式為

小誤差概率計算公式為

小誤差概率以0.70為臨界點，當P＞0.70時，表示預(yù)測通過了檢驗，P值越大，預(yù)測精度越高。預(yù)測精度檢驗標準如表1所示。

表1 預(yù)測精度檢驗標準

當兩種方法后驗差比值較為接近時，本研究進一步比較預(yù)測結(jié)果的平均相對誤差。平均相對誤差越小，預(yù)測精度越高，以此作為模型選擇的第二個依據(jù)。平均相對誤差計算公式為:

三、“十三五”期間天津市農(nóng)村人均GDP的預(yù)測

（一）人均GDP相關(guān)影響因素的預(yù)測

由前述分析可知，投資因素、消費因素、外向型經(jīng)濟因素、價格因素、財政因素、金融因素和人口因素均與天津市農(nóng)村人均GDP有著較高的相關(guān)關(guān)系，對地區(qū)生產(chǎn)總值影響較大。經(jīng)過反復(fù)驗證比較，剔除不顯著變量后，本研究最終選取天津市農(nóng)村固定資產(chǎn)投資（IN）、天津市農(nóng)村財政支出（FP）和天津市農(nóng)村吸引的外國直接投資（FDI）作為天津市農(nóng)村地區(qū)GDP預(yù)測模型的自變量。通過多元線性回歸模型，預(yù)測“十三五”期間天津農(nóng)村地區(qū)GDP。再進一步對天津市農(nóng)村人口總數(shù)進行預(yù)測，從而得出“十三五”時期天津市農(nóng)村人均GDP的預(yù)測值。本部分數(shù)據(jù)均來源于1998-2014年《天津統(tǒng)計年鑒》。

1.固定資產(chǎn)投資的預(yù)測

按照灰色預(yù)測模型、曲線預(yù)測模型分別預(yù)測天津市農(nóng)村固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)，并對預(yù)測結(jié)果進行精度檢驗，檢驗結(jié)果如表2所示。其中曲線預(yù)測模型估計結(jié)果最為理想，預(yù)測的后驗差比值最低，僅為0.056，小誤差概率達到100%，達到預(yù)測精度檢驗的優(yōu)秀標準，可以用來預(yù)測。因此，本研究選擇固定資產(chǎn)投資的曲線預(yù)測模型進行預(yù)測。

表2 預(yù)測結(jié)果精度檢驗

曲線預(yù)測模型估計結(jié)果為

其中IN表示天津市農(nóng)村固定資產(chǎn)投資，t表示時期。

從模型的擬合結(jié)果可知，各影響因素均通過了顯著性檢驗，F(xiàn)值達到2215.341，模型整體通過了顯著性檢驗，擬合優(yōu)度和調(diào)整后的擬合優(yōu)度分別達到0.997和0.996，擬合效果較好，可以用來預(yù)測。1997-2013年估計值與實際值如圖7所示。

圖7 1997-2013年天津市農(nóng)村固定資產(chǎn)投資估計值與實際值

根據(jù)此預(yù)測模型，對2014-2020年的天津市農(nóng)村固定資產(chǎn)投資進行預(yù)測，預(yù)測結(jié)果如表3所示。由表3可知，2014-2020年天津市農(nóng)村固定資產(chǎn)投資由6532.921億元提高到18296.507億元，年均增長率達到18.7%，從預(yù)測結(jié)果來看，2014-2020年固定資產(chǎn)投資的增長幅度呈現(xiàn)一定的遞減態(tài)勢，增長率最高為2015年，達到22%。

表3 2014-2020年天津市農(nóng)村固定資產(chǎn)投資預(yù)測結(jié)果

2.財政支出的預(yù)測

按照灰色預(yù)測模型、曲線預(yù)測模型分別預(yù)測天津市農(nóng)村財政支農(nóng)數(shù)據(jù)，其中灰色預(yù)測模型估計的后驗差比值最低，僅為0.052，小誤差概率為100%，均達到精度檢驗的優(yōu)秀標準。從平均相對誤差來看，灰色預(yù)測模型預(yù)測的平均相對誤差為0.052，而曲線預(yù)測模型的平均相對誤差為0.044，但是從誤差平方和來看，灰色預(yù)測模型的誤差平方和為1967.422，低于曲線預(yù)測模型的誤差平方和。因此選擇灰色預(yù)測模型進行預(yù)測。精度檢驗結(jié)果如表4所示。1997-2013年估計值與實際值如圖8所示。由圖8可知，模型擬合效果較好，可以用來預(yù)測。

表4 預(yù)測結(jié)果精度檢驗

圖8 1997-2013年天津農(nóng)村財政支出估計值與實際值

根據(jù)灰色預(yù)測模型，2014-2020年天津市農(nóng)村財政支出預(yù)測結(jié)果如表5所示。由表5可知，天津市農(nóng)村財政支出總額將由2014年的703.367增長到2020年的2896.323億元。

表5 2014-2020年天津市農(nóng)村財政支出預(yù)測結(jié)果單位：億元

3.外國直接投資的預(yù)測

按照灰色預(yù)測模型、曲線預(yù)測模型分別預(yù)測天津市農(nóng)村外國直接投資數(shù)據(jù)，并對預(yù)測結(jié)果進行精度檢驗，檢驗結(jié)果如表6所示。其中曲線預(yù)測模型估計結(jié)果最為理想，預(yù)測的后驗差比值最低，為0.157，小誤差概率為100%，達到預(yù)測精度檢驗的優(yōu)秀標準，可以用來預(yù)測。因此選擇外國直接投資的曲線預(yù)測模型進行預(yù)測。

表6 預(yù)測結(jié)果精度檢驗

曲線預(yù)測模型估計結(jié)果為

其中FDI表示天津市農(nóng)村吸引的外國直接投資，t表示時期。

從模型的擬合結(jié)果可知，F(xiàn)=660.163，模型整體顯著，各影響因素均通過了1%水平的顯著性檢驗，調(diào)整后的擬合優(yōu)度達到0.976，擬合效果較好。1997-2013年估計值如表7所示。

表7 1997-2013年天津農(nóng)村吸引的FDI估計值單位：億美元

2014-2020年的天津市農(nóng)村吸引的FDI預(yù)測值如表8所示。天津市農(nóng)村吸引的FDI總額將由2014年的54.291億美元提高到2020年的122.519億美元，年均增長率達到14.5%。

表8 2014-2020年的天津市農(nóng)村吸引的FDI預(yù)測值

4.人口的預(yù)測

按照灰色預(yù)測模型、曲線預(yù)測模型分別預(yù)測天津市農(nóng)村人口數(shù)據(jù)，并對預(yù)測結(jié)果進行精度檢驗，檢驗結(jié)果如表9所示。其中曲線預(yù)測模型估計結(jié)果最為理想，預(yù)測的后驗差比值最低，為0.124，小誤差概率達到100%，達到預(yù)測精度檢驗的優(yōu)秀標準。進一步比較平均相對誤差發(fā)現(xiàn)，曲線預(yù)測模型的平均相對誤差為0.004，低于灰色預(yù)測模型的平均相對誤差。因此曲線預(yù)測模型可以用來預(yù)測。

二次曲線預(yù)測模型為

其中LnPOP表示天津市農(nóng)村人口總數(shù)的對數(shù)，t表示時期。

從模型的擬合結(jié)果可知，各影響因素均通過了顯著性檢驗，F(xiàn)值達到480.701，模型整體通過了顯著性檢驗，調(diào)整后的擬合優(yōu)度達到0.983，擬合效果較好，可以用來預(yù)測。1997-2013年估計值與實際值如圖9所示。

圖9 1997-2013年天津市農(nóng)村人口的估計值與實際值

根據(jù)二次曲線預(yù)測模型，2014-2020年天津農(nóng)村人口預(yù)測結(jié)果如表10所示。由表10可知，天津農(nóng)村戶籍人口將由2014年的502.18萬人提高到2020年的553.84萬人，年均增長率達到1.6%。

（二）“十三五”時期天津市農(nóng)村人均GDP的預(yù)測

根據(jù)前述分析與預(yù)測結(jié)果，選擇GDP為被解釋變量，固定資產(chǎn)投資、外國直接投資、財政支出為解釋變量，建立GDP線性預(yù)測模型。模型估計結(jié)果為

表10 2014-2020年天津市農(nóng)村戶籍人口數(shù)單位：萬人

其中l(wèi)nGDP表示天津市農(nóng)村地區(qū)生產(chǎn)總值對數(shù)，F(xiàn)P表示天津市農(nóng)村財政支出，F(xiàn)DI表示天津市農(nóng)村吸引的外國直接投資，IN表示天津市農(nóng)村固定資產(chǎn)投資。為了消除量綱，估計時對數(shù)據(jù)進行了取對數(shù)處理。從模型的擬合結(jié)果可知，各影響因素均通過了顯著性檢驗，F(xiàn)值達到2321.419，模型整體通過了顯著性檢驗，調(diào)整后的擬合優(yōu)度達到0.998，擬合效果較好。預(yù)測結(jié)果顯示，其他條件不變的前提下，財政支出每上漲1個百分點，GDP上漲0.47個百分點；外國直接投資每上漲1個百分點，GDP上漲0.175個百分點；固定資產(chǎn)投資每上漲1個百分點，GDP上漲0.112個百分點。1997-2013年估計值與實際值如圖10所示。估計值與實際值的后驗差比值為0.053，小誤差概率為100%，平均相對誤差為0.03，模擬結(jié)果良好，可以用于預(yù)測。

根據(jù)各影響因素的預(yù)測值，取對數(shù)后帶入模型，并基于對人口的預(yù)測，得到LnGDP、GDP和人均GDP的預(yù)測結(jié)果。各影響因素預(yù)測值如表11所示。LnGDP、GDP和人均GDP的預(yù)測結(jié)果如表12所示。由表12可知，2014-2020年天津市農(nóng)村地區(qū)生產(chǎn)總值將由6149.666億元提高到15477.294億元，年均增長率達到16.6%，其中2015年增長速度最快，增長率達到17.27%，2020年增長速度最低，為16.06%。從增長速度上看，整體上呈現(xiàn)一定的遞減態(tài)勢。2014-2020年天津市農(nóng)村人均地區(qū)生產(chǎn)總值由12.246萬元/人提高到27.946萬元/人，年均增長率14.7%，其中2015年增長速度最快，增長率達到15.56%，按可比價格計算增長率為13.14%，而2020年增長率最低，為14.00%，可比價格計算增長率為12.25%。從GDP的增長率與人均GDP的增長率來看，人均GDP的增長低于GDP的增長。具體數(shù)值如表12所示。

圖10 1997-2013年天津市農(nóng)村地區(qū)生產(chǎn)總值估計值與實際值

表11 各影響因素預(yù)測值

表12 2014-2020年LnGDP、GDP及其增長率、人均GDP及其增長率預(yù)測值

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責任編輯：孟力

F327

A

1006－1255－（2015）09－0010-08

本文是天津市哲學社會科學規(guī)劃課題基金項目（編號：TJWWWT13-08）和天津市農(nóng)委調(diào)研課題（TJNWY201411）的調(diào)研成果

劉永勝（1977—），天津農(nóng)學院經(jīng)濟管理學院。郵編：300384

李慧燕（1979—），天津農(nóng)學院經(jīng)濟管理學院。郵編：300384

張淑榮（1970—），天津農(nóng)學院經(jīng)濟管理學院。郵編：300384