鄒金輝

【摘 ?要】運(yùn)用Eviews軟件對(duì)浙江省2003-2018年的農(nóng)村相關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，論文選取農(nóng)村居民家庭人均可支配收入，農(nóng)、林、牧、漁總產(chǎn)值，農(nóng)村服務(wù)業(yè)產(chǎn)值，農(nóng)村生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)等變量，其中，農(nóng)村居民家庭人均可支配收入為被解釋變量，農(nóng)、林、牧、漁總產(chǎn)值，農(nóng)村服務(wù)業(yè)產(chǎn)值，農(nóng)村生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)等為解釋變量。通過對(duì)變量的關(guān)系進(jìn)行分析，比較影響浙江省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的因素，同時(shí)對(duì)影響因素的相關(guān)性、差異性、共線性等進(jìn)行分析，從中得出浙江省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)律，得出農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響因素之間的關(guān)系。

【Abstract】Eviews software is used to analyze the relevant rural economic data of Zhejiang Province from 2003 to 2018. The paper selects variables such as per capita disposable income of rural households， total output value of agriculture， forestry， animal husbandry and fishery， output value of rural service industry， price index of means of production in rural areas， and number of employment in primary industry. Among them， the per capita disposable income of rural households is the explained variable， while the total output value of agriculture， forestry， animal husbandry and fishery， the output value of rural service industry， the price index of means of production in rural areas and the number of employment in the primary industry are the explanatory variables. Through the analysis of the relationship between variables， the factors that affect the development of rural economy in Zhejiang Province are compared. At the same time， the correlation， difference and collinearity of the influencing factors are analyzed， from which the law of rural economic development in Zhejiang Province is obtained， and the relationship between the influencing factors of rural economic development is obtained.

【關(guān)鍵詞】浙江;農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展;多元線性回歸;影響因素

【Keywords】Zhejiang; rural economic development; multiple linear regression; influencing factors

【中圖分類號(hào)】F320 ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? 【文獻(xiàn)標(biāo)志碼】A ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? 【文章編號(hào)】1673-1069（2021）07-0051-02

1 研究設(shè)計(jì)

1.1 農(nóng)、林、牧、漁總產(chǎn)值

廣義的農(nóng)業(yè)主要包括種植業(yè)、林業(yè)、牧業(yè)、漁業(yè)。農(nóng)、林、牧、漁業(yè)等主要農(nóng)業(yè)從封建時(shí)期到現(xiàn)代社會(huì)一直是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的重要組成部分，曾長(zhǎng)期處于主導(dǎo)地位，農(nóng)、林、牧、漁業(yè)的發(fā)展對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展起著不可忽視的作用，因此列為解釋變量。

1.2 農(nóng)村服務(wù)業(yè)總產(chǎn)值

在中國(guó)經(jīng)濟(jì)新發(fā)展階段，農(nóng)村服務(wù)業(yè)的發(fā)展對(duì)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化發(fā)展具有重要意義。農(nóng)村服務(wù)業(yè)會(huì)極大地促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，優(yōu)化農(nóng)村的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，增加農(nóng)民的收入，因此，農(nóng)村服務(wù)業(yè)較明顯地影響農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，農(nóng)村服務(wù)業(yè)總產(chǎn)值被列為解釋變量。

1.3 農(nóng)村生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)

農(nóng)村生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)反映了一定時(shí)期內(nèi)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所用生產(chǎn)資料價(jià)格變動(dòng)趨勢(shì)和變動(dòng)程度以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本的變化，能夠明顯地影響農(nóng)村的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，因此列為解釋變量。

1.4 第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)

農(nóng)村適齡勞動(dòng)力不斷流向城市，農(nóng)村勞動(dòng)力減少，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)縮小，因此，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)在一定程度上影響農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，被列為解釋變量。

2 影響浙江省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素的實(shí)證研究

2.1 基本的估計(jì)結(jié)果

為研究浙江省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響因素，選取了5個(gè)變量，農(nóng)村居民家庭人均可支配收入的為解釋變量（Y），農(nóng)、林、牧、漁總產(chǎn)值（X1），農(nóng)村服務(wù)業(yè)產(chǎn)值（X2），農(nóng)村生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)（X3），第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)（X4）等影響農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的為解釋變量。數(shù)據(jù)全部來自于浙江省統(tǒng)計(jì)局中的統(tǒng)計(jì)年鑒，2018年統(tǒng)計(jì)年鑒和2019年統(tǒng)計(jì)年鑒。建立回歸模型，通過檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)不存在異方差、自相關(guān)，但是變量之間有多重共線性。

回歸模型：Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+μ

用Eviews軟件估計(jì)，得到回歸方程為：

Y=-9907.4+3.27X1+351.12X2-19.82X3+20.96X4

（1.82） ?（12.31） ?（-0.64） ? （2.41）

R2=0.99 ? ? DW=1.02

β1=3.27，表示農(nóng)村居民家庭人均可支配收入隨著農(nóng)、林、牧、漁總產(chǎn)值的增加而增加;β2=351.12，表示農(nóng)村居民家庭人均可支配收入隨著農(nóng)村服務(wù)業(yè)產(chǎn)值增加而增加;β3=-19.82，表示農(nóng)村居民家庭人均可支配收入隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)而減少，符合經(jīng)濟(jì)理論;β4=20.96，表示農(nóng)村居民家庭人均可支配收入隨著第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員總數(shù)的增加而增加，符合經(jīng)濟(jì)理論。

2.2 多元回歸模型的檢驗(yàn)

2.2.1 對(duì)變量的異方差檢驗(yàn)：懷特（White）檢驗(yàn)

如果存在異方差，會(huì)帶來t檢驗(yàn)失效、模型的預(yù)測(cè)作用遭到破壞等后果。為檢驗(yàn)隨機(jī)誤差線方差是否隨著解釋變量觀測(cè)值變化而變化，論文選用懷特檢驗(yàn)來判斷是否存在異方差。

原假設(shè)H0：αi=0，i=1，…，4

備擇假設(shè)H1：α1，…，α9中至少有1個(gè)不等于0。

Y2=2839235-0.14X12-11.51X22-68.45X32-2.82X42

（-1.25） ?（-0.14） （-1.26） ?（-1.93）

R2=0.34 ? ? DW=2.65

給定顯著性水平α=0.05， Obs*R-squared的Prob.Chi-Square（4）是0.2415，P值大于0.05，所以應(yīng)接受原假設(shè)，即計(jì)量模型不存在異方差性。

2.2.2 對(duì)變量的序列相關(guān)性檢驗(yàn)：LM檢驗(yàn)

序列相關(guān)性，在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中指對(duì)于不同的樣本值，隨機(jī)干擾之間不再是完全相互獨(dú)立的，而是存在某種相關(guān)性。又稱自相關(guān)（autocorrelation），是指總體回歸模型的隨機(jī)誤差項(xiàng)之間存在相關(guān)關(guān)系。為檢測(cè)隨機(jī)誤差項(xiàng)間是否相關(guān)，這里采用LM檢驗(yàn)，判斷是否存在序列相關(guān)性。

原假設(shè)H0：ρ=0（μt不存在自相關(guān)）

備擇假設(shè)H1：ρ≠0（μt存在一階自相關(guān)）

μt=3198.39+0.08X1-15.91X2-15.48X3-1.74X4

（0.04） ?（-0.45） ?（-0.54） （-0.22）

R2=0.35 ? ? DW=2.17

給定顯著性水平α=0.05， Obs*R-squared的Prob.Chi-Square（4）是0.06，RESID（-1）值是0.057，RESID（-2）值是0.40，2個(gè)RESID都大于0.05，所以應(yīng)接受原假設(shè)，該模型不存在自相關(guān)。

2.2.3 對(duì)變量的多重共線性檢驗(yàn)

多重共線性是指線性回歸模型中的解釋變量之間由于存在精確相關(guān)關(guān)系或高度相關(guān)關(guān)系而使模型估計(jì)失真或難以估計(jì)準(zhǔn)確。為檢測(cè)變量間是否存在多重共線性，需要進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，判斷是否存在多重共線性。由檢驗(yàn)結(jié)果，從X1、X2、X3、X4的兩兩相關(guān)系數(shù)中，可以發(fā)現(xiàn)4個(gè)變量之間是相關(guān)的，其中X1和X2，X1和X4，X2和X4是高度相關(guān)的。

2.2.4 對(duì)變量的t檢驗(yàn)

t檢驗(yàn)，亦稱student t檢驗(yàn)（Student's t test），主要用于樣本含量較?。ㄈ鏽<30），總體標(biāo)準(zhǔn)差σ未知的正態(tài)分布資料。運(yùn)用t檢驗(yàn)可以檢驗(yàn)解釋變量對(duì)被解釋變量是否有顯著影響。

在前面進(jìn)行OLS時(shí)得到了估計(jì)的回歸方程，Y=-9907.4+3.27X1+351.12X2-19.82X3+20.96X4

原假設(shè)H0：ρi=0 ?i=1，2，3，4，

備擇假設(shè)H1：ρi≠0 ?i=1，2，3，4

t1=1.82，t2=12.31，t3=-0.64，t4=2.41。

給定顯著性水平α=0.05，t發(fā)布的自由度v=n-k-1=16-4-1=11，t分布的雙側(cè)分位數(shù)t0.05/2（11）=2.20。

|t1|=1.82t0.05/2（11）=2.20，所以否定H0，β2顯著不等于0，即可以認(rèn)為農(nóng)村服務(wù)業(yè)產(chǎn)值對(duì)農(nóng)村居民家庭人均可支配收入有顯著的影響;|t3|=0.64t0.05/2（11）=2.20，所以否定H0，β4顯著不等于0，即可以認(rèn)為第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員總數(shù)對(duì)農(nóng)村居民家庭人均可支配收入有顯著的影響。

3 研究結(jié)論及建議

3.1 研究結(jié)論

根據(jù)異方差檢驗(yàn)、序列相關(guān)性檢驗(yàn)、多重共線性檢驗(yàn)、t檢驗(yàn)可以得出結(jié)論，變量間不存在異方差，也不存在自相關(guān)，但是存在共線性，農(nóng)村服務(wù)業(yè)產(chǎn)值和第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員總數(shù)對(duì)農(nóng)村居民家庭人均可支配收入有顯著的影響，解釋變量和被解釋變量之間存在顯著的線性關(guān)系。根據(jù)回歸模型得出的回歸方程，其中，變量X1、變量X2、變量X4，都與變量Y存在正相關(guān)關(guān)系，變量X3和變量Y存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。農(nóng)、林、牧、漁總產(chǎn)值增加1%，人均可支配收入增加3.27%;農(nóng)村服務(wù)業(yè)產(chǎn)值增加1%，人均可支配收入增加351.12%;農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)增加1%，人均可支配收入減少19.82%;就業(yè)人數(shù)增加1%，人均可支配收入增加20.96%。變量間關(guān)系與根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論得到的預(yù)期關(guān)系一致，研究分析的結(jié)論是正確的。

3.2 建議

①大力發(fā)展農(nóng)村服務(wù)業(yè)。在回歸模型中農(nóng)村服務(wù)業(yè)產(chǎn)值的系數(shù)為351.12，表明農(nóng)村服務(wù)業(yè)的發(fā)展對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)起到強(qiáng)大的推動(dòng)作用，大力發(fā)展農(nóng)村服務(wù)業(yè)可以增加就業(yè)崗位，提高農(nóng)民的收入，改善農(nóng)民生活環(huán)境。②堅(jiān)決落實(shí)農(nóng)村就業(yè)扶持政策。根據(jù)模型分析，就業(yè)人數(shù)的增加對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展影響顯著，因此，政府應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，扶持農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)，加大對(duì)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)人員的政策扶持，為農(nóng)民免費(fèi)提供技能培訓(xùn)，提高農(nóng)村吸收就業(yè)人員的能力。③加快傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型?？茖W(xué)技術(shù)是第一生產(chǎn)力，政府應(yīng)加大對(duì)農(nóng)村傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式轉(zhuǎn)變的扶持力度，使用機(jī)械代替畜牧進(jìn)行生產(chǎn)活動(dòng)，提高農(nóng)村農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平，延長(zhǎng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)業(yè)鏈，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的附加值，同時(shí)，對(duì)農(nóng)村生產(chǎn)資料價(jià)格需要加強(qiáng)管理控制，降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)積極性。