農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長影響因子的偏最小二乘回歸分析*——以寧夏回族自治區(qū)為例

馬明德 馬學(xué)娟

(1.寧夏大學(xué)農(nóng)學(xué)院，銀川 750021;2.北方民族大學(xué)學(xué)報編輯部，寧夏銀川 750021;3.北方民族大學(xué)計算機科學(xué)與工程學(xué)院，寧夏銀川 750021)

作為國民經(jīng)濟的重要組成部分，農(nóng)業(yè)是國民經(jīng)濟的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)［1］，事關(guān)經(jīng)濟與社會的穩(wěn)定［2］，而農(nóng)業(yè)問題也主要是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題［3］，研究農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長及其影響因素對發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，解決“三農(nóng)”問題具有重大的理論和現(xiàn)實意義。因此，有關(guān)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長問題也一直是國內(nèi)外學(xué)者高度關(guān)注的熱點問題之一。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長受到眾多因素的影響［4］，除了受土地、物質(zhì)、勞動力等生產(chǎn)要素投入的影響外，財政支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)科技進步、農(nóng)業(yè)機械化程度、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整等因素對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響也不容忽視［5］。為此，國內(nèi)學(xué)者分別從不同角度對影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的因素進行了分析。在分析方法方面，目前有關(guān)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長及其影響因素的分析主要運用柯布-道格拉斯 (Cobb-Douglas)生產(chǎn)函數(shù)模型、協(xié)整分析及回歸分析等方法。但是柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)提出之后就有不少學(xué)者對其提出了質(zhì)疑［6］，例如，該生產(chǎn)函數(shù)必須對投入要素之間的替代模式進行事先設(shè)定，特別是其要求所有投入要素之間的替代彈性必須等于1［7］;協(xié)整分析要求模型中的變量不是越多越好，變量個數(shù)太多對模型估計的有效性會產(chǎn)生影響［8］，而這就不能夠?qū)τ绊戅r(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的因素進行全面、客觀的分析;回歸分析由于受多重共線性的影響會產(chǎn)生“偽回歸”問題。針對上述存在的問題，同時為避免在研究中出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，該研究將采用一種新的統(tǒng)計回歸分析方法——偏最小二乘回歸分析法 (Partial Least-Squares Regression，PLS)，以寧夏回族自治區(qū)為研究區(qū)域，構(gòu)建偏最小二乘回歸模型，對影響寧夏農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的因子的相關(guān)關(guān)系進行定量診斷，以期為寧夏農(nóng)業(yè)經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略的實施提供有意義的決策支持。

1 研究區(qū)域與研究方法

1.1 研究區(qū)域概況

寧夏地處中國西北內(nèi)陸地區(qū)，介于北緯35°14'～39°23'，東經(jīng)104°17'～107°39'之間，總面積5.18萬km2，地跨暖溫帶半濕潤區(qū)至溫帶干旱區(qū)3個氣候區(qū)，是全國水資源最少的省區(qū)之一，年均降水量305 mm，蒸發(fā)量達1 800mm，區(qū)域生態(tài)環(huán)境脆弱。寧夏地貌類型多樣而復(fù)雜，由北向南依次為賀蘭山地、寧夏平原、鄂爾多斯高原、黃土高原以及六盤山地等地貌類型。由于自然和歷史原因，寧夏社會經(jīng)濟發(fā)展南北差異明顯。寧夏北部是較平坦的黃河淤積平原區(qū)，約占全區(qū)總面積的21.01%，黃河為沿河地區(qū)提供了豐富的灌溉用水，引黃灌區(qū)社會經(jīng)濟發(fā)展較好;南部為山區(qū)，其黃土廣布，溝壑縱橫，水土流失嚴重，土地瘠薄、石質(zhì)化問題突出，自然環(huán)境惡劣，生產(chǎn)條件較差，社會經(jīng)濟發(fā)展落后。截止2011年寧夏有人口639.454 9萬人，其中農(nóng)業(yè)人口為400.106 9萬人，約占全區(qū)人口總數(shù)的62.57%;2011年全區(qū)GDP為2 102.21億元，其中第一產(chǎn)業(yè)為184.14億元，約占全區(qū)GDP的8.76%。

1.2 指標選取及數(shù)據(jù)來源

農(nóng)業(yè)投資規(guī)模、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)業(yè)勞動人口數(shù)量和質(zhì)量、農(nóng)田基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等都是影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的主要因素，該研究從數(shù)據(jù)可獲得性、指標量化的可行性等出發(fā)，以獲取數(shù)據(jù)的便利性、指標量化的可行性、突出主導(dǎo)因素作為指標選取的原則，參考前人研究成果，并結(jié)合寧夏農(nóng)業(yè)經(jīng)濟狀況及各影響因素的實際意義，采用寧夏農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值 (記作Y)作為預(yù)測數(shù)據(jù)，分別選取社會經(jīng)濟指標中對寧夏農(nóng)業(yè)經(jīng)濟有密切影響的10個指標，即X1為全區(qū)鄉(xiāng)村勞動者人數(shù) (人)，X2為財政支農(nóng)支出額 (萬元)，X3為農(nóng)業(yè)機械總動力 (萬W)，X4為化肥施用量 (萬t)，X5為年末耕地面積 (萬hm2)，X6為農(nóng)業(yè) (種植業(yè))產(chǎn)值(萬元)，X7為林業(yè)產(chǎn)值 (萬元)，X8為牧業(yè)產(chǎn)值 (萬元)，X9為漁業(yè)產(chǎn)值 (萬元)，X10農(nóng)田灌溉指數(shù)，建立社會經(jīng)濟系統(tǒng)指標體系。研究所需數(shù)據(jù)由2003～2012年《寧夏統(tǒng)計年鑒》整理和計算而來。

1.3 研究方法

偏最小二乘回歸方法最早由S.Wold和C.Albano等人于1983年提出。偏最小二乘回歸分析方法兼有主成分分析、典型相關(guān)分析和線性回歸分析等方法的特點，能比較好地解決變量間存在多重共線性的問題［9］。在解決變量存在多重共線性問題方面，偏最小二乘回歸分析法采用成分提取的方法，但與傳統(tǒng)的主成分分析法有所不同的是，偏最小二乘回歸分析法是對信息進行重組并不剔除變量，在成分提取的時候，既考慮了因變量與自變量間的線性關(guān)系，又選擇了對自變量、因變量解釋性最強的綜合變量，排除噪聲干擾，因此既保證了多重共線性問題的消除，又保證了模型的穩(wěn)定［10］。當(dāng)因變量Y的階數(shù)為1時，為單變量偏最小二乘回歸模型 (PLS1)。記F0=Y，E0=X，偏最小二乘回歸分析法的步驟如下［9］。

1.3.1 第1成分t1的提取

已知F0，E0，可從中提取第1個成分 t1，t1=E0W1。其中，W1為 E0的第1個軸，為組合系數(shù)，同時，從E0中提取第1個成分u1滿足u1=F0C1，式中，C1為F0的第1個軸，在此要求t1，u1能分別較好地表達X與Y中的數(shù)據(jù)變異信息，且t1對u1有較大的解釋能力。

根據(jù)主成分分析和典型相關(guān)分析的思路，取

即可滿足條件。得到W1后，可得成分t1，分別求F0，E0對t1的回歸方程為

1.3.2 第2成分t2的提取

第h成分th的提取同理。h的個數(shù)可以用交叉有效性原則進行識別，h小于X的秩。

1.3.3 求偏最小二乘回歸模型

綜合以上分析，可以得到偏最小二乘回歸模型

其中，W=[W1，W2，…，Wh]，R= [r1，r2，…，rh]，F(xiàn)2為殘差矩陣。

1.3.4 交叉有效性原則

利用交叉有效性原則來確定提取的成分個數(shù)h。記yi為原始數(shù)據(jù)，t1，t2，…，th是偏最小二乘回歸

其中，yi為原始數(shù)據(jù)，yi-yh(-i)是在建模時刪去第i個樣本點，取t1，t2，…，th個成分建模后，據(jù)此模型計算擬合值。變量PRESS取最小時表明模型的擬合效果最好，這時提取的成分個數(shù)h即為最佳成分數(shù)。

2 結(jié)果與分析

2.1 結(jié)果

運用偏最小二乘回歸專業(yè)分析軟件SIMCA-P11.5構(gòu)建偏最小二乘回歸模型，在Analysis中點擊Autofit和Next Component功能對模型進行自動擬合。提取1～5個PLS成分時對Y的交叉有效性分別是0.954、0.570、0.483、0.173和-0.361，因此系統(tǒng)提取了4個 PLS成分。模型對 X和 Y的解釋能力較強，分別為0.977和0.999，且根據(jù)偏最小二乘回歸分析法的思想，所計算的t1、u1應(yīng)分別可能充分地解釋了自變量集與因變量集的信息［9，10］，由計算結(jié)果做出的t1/u1平面圖 (如圖1所示)可以看出，自變量集與因變量集之間存在明顯的線性關(guān)系，并且擬合優(yōu)度R2=0.983 1。因此，回歸模型精度較高，可靠性也較強。其最終得到標準化偏最小二乘回歸方程為:

圖1 t1/u1平面圖

2.2 分析

通過分析結(jié)果可以看出，所選取的各項指標對寧夏農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的相關(guān)影響程度依次為農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、化肥施用量、漁業(yè)產(chǎn)值、財政支農(nóng)支出和牧業(yè)產(chǎn)值。

2.2.1 農(nóng)業(yè)產(chǎn)值

農(nóng)業(yè)是寧夏的傳統(tǒng)優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，2002～2011年，寧夏農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占全區(qū)農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的比例為57.17%～63.04%，盡管其間有所波動，但這一比例始終保持在50%以上。2011年寧夏糧食產(chǎn)量為3 589 471 t，連續(xù)8年保持增長，人均糧食產(chǎn)量為560kg，位居全國第五位，屬于一般余糧區(qū)［11］，寧夏平原也成為我國重要的商品糧基地之一。近年來，為了增加農(nóng)民收入，在確保穩(wěn)定糧食生產(chǎn)的同時，全區(qū)各地在適度控制糧食種植面積的基礎(chǔ)上，根據(jù)市場需求，充分發(fā)揮地方比較優(yōu)勢，調(diào)整和優(yōu)化了當(dāng)?shù)氐姆N植業(yè)結(jié)構(gòu)，全區(qū)經(jīng)濟作物和飼料作物種植面積和產(chǎn)量均有不同程度的增加，例如2002～2011年，全區(qū)玉米種植面積由15.505 175萬hm2增加至23.179 7萬hm2，產(chǎn)量由10.427 23億kg增加至17.245 57億kg，年平均增加4.95%和6.54%;全區(qū)蔬菜種植面積由5.115 885 9萬hm2增加至10.729 8萬hm2，產(chǎn)量由15.889 43億kg增加至43.870 53億kg，年平均增加10.97%和17.61%。近年來，糧食產(chǎn)量的連續(xù)增產(chǎn)及種植業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整有力地保證了農(nóng)民收入的增加。

2.2.2 化肥施用量

化肥是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的重要物質(zhì)基礎(chǔ)，為農(nóng)作物提供營養(yǎng)元素，在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展中的重要作用與能源在整個國民經(jīng)濟中的作用是等同的［12］。實行農(nóng)村市場化改革之后，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長更多地依賴于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高，耕地生產(chǎn)率的高低直接影響著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高，在人口增長、土地減少的背景下，土地資源便成為制約農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高的剛性因素，而化肥的投入和使用效率情況在一定程度上，是農(nóng)業(yè)土地生產(chǎn)率提高的關(guān)鍵［13］。10年間在耕地面積變化不大的情況下，寧夏農(nóng)業(yè)化肥施用量逐年增加，由2002年的79.5萬t增加至2011年的103.3萬t。化肥施用量的增加說明，過去10年農(nóng)民的科技種田意識不斷增強，生產(chǎn)積極性有了提高，加大了對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的投入。

2.2.3 漁業(yè)產(chǎn)值

雖然漁業(yè)產(chǎn)值在寧夏農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值中所占比重較低，但是模型分析表明，漁業(yè)對寧夏農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻明顯。究其原因，寧夏有“塞上江南”之稱，具有發(fā)展?jié)O業(yè)的優(yōu)良條件。雖然寧夏發(fā)展?jié)O業(yè)產(chǎn)業(yè)起步較晚，但是經(jīng)過幾十年的努力，寧夏漁業(yè)產(chǎn)業(yè)規(guī)模不斷擴大，特別是近幾年政府加大了對漁業(yè)產(chǎn)業(yè)的扶持力度，使寧夏漁業(yè)產(chǎn)業(yè)得到了快速發(fā)展，2002～2011年，寧夏漁業(yè)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值年平均增加16%，快于農(nóng)、林、牧等產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的年平均增速。截至2011年全區(qū)適合發(fā)展水產(chǎn)業(yè)面積達到4.94萬hm2，水產(chǎn)品產(chǎn)量13.1萬t，漁業(yè)經(jīng)濟總產(chǎn)值21.5億元，從漁農(nóng)民人均純收入7 155元，人均水產(chǎn)品占有量20.8kg，位居西北地區(qū)首位。不僅如此，近年來寧夏漁業(yè)產(chǎn)業(yè)在滿足全區(qū)需求的情況下，還加大了水產(chǎn)品的外銷力度，全區(qū)有70%以上的水產(chǎn)品銷往甘肅、陜西、青海和西藏等周邊省區(qū)。快速發(fā)展的漁業(yè)產(chǎn)業(yè)對推動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長、增加農(nóng)民收入貢獻越來越大。

2.2.4 財政支農(nóng)支出

農(nóng)業(yè)是弱質(zhì)產(chǎn)業(yè)，因此，公共財政對農(nóng)業(yè)實施支持和保護、保障農(nóng)民收益成為國際上通常的做法［14］。在發(fā)達國家，財政投入對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)起到了明顯的支持作用［15］。近10年來，寧夏也加大了財政支農(nóng)的力度，2002～2011年，財政支農(nóng)資金由8.209 3億元增加至112.190 4億元，平均每年支出42.224 2億元;10年間盡管寧夏財政支農(nóng)支出占財政支出的比重有所波動，但總體呈現(xiàn)增加趨勢，年平均增幅為12.63%，處于全國前列。穩(wěn)步提高的財政支農(nóng)資金，改善了寧夏農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，保護和調(diào)動了農(nóng)民的生產(chǎn)積極性，有效地帶動了地方農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長。

2.2.5 畜牧業(yè)產(chǎn)值

寧夏是全國十大牧區(qū)之一，畜牧業(yè)是寧夏農(nóng)業(yè)的支柱產(chǎn)業(yè)之一。2002年，自治區(qū)決定實施草原禁牧封育。在實施封山禁牧的同時，自治區(qū)采取項目帶動和政策支持措施，培育了一批畜產(chǎn)品加工龍頭企業(yè)和畜牧合作組織，有力地拉動了養(yǎng)殖基地的建設(shè)，拓寬了畜產(chǎn)品的流通渠道，推動了畜牧業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營，實現(xiàn)了禁牧不減畜的良性發(fā)展，畜牧業(yè)生產(chǎn)規(guī)模不斷擴大。例如，2002年當(dāng)年出售和自宰的肉用牛和肉用羊分別為33.4萬頭和285萬只，而到了2011年當(dāng)年出售和自宰的肉用牛和肉用羊則分別增加至52萬頭和443.9萬只;2002年牛奶產(chǎn)量為30.75萬t，2011年增加至96.1萬t。同時，近年來隨著國民經(jīng)濟的快速發(fā)展和人民生活水平的提高，對各種畜產(chǎn)品需求量的不斷增加也加速了寧夏畜牧業(yè)的發(fā)展。

3 結(jié)論與討論

3.1 結(jié)論

偏最小二乘回歸模型對X和Y的解釋能力較強，自變量集與因變量集的相關(guān)關(guān)系分析表明，兩者之間存在明顯的線性關(guān)系，證明模型精度符合要求，模型是可靠可信的，對寧夏農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長影響因子相關(guān)性研究方面具有較好的分析能力，選取的各項指標對寧夏農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的相關(guān)影響程度依次為農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、化肥施用量、漁業(yè)產(chǎn)值、財政支農(nóng)支出和牧業(yè)產(chǎn)值。

3.2 討論

根據(jù)偏最小二乘回歸分析模型，為了更好地促進寧夏農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，實現(xiàn)寧夏農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展，可采取如下發(fā)展對策。

(1)農(nóng)業(yè)、漁業(yè)和牧業(yè)對寧夏農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響程度較高，說明近年來農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對寧夏農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長起到了關(guān)鍵作用，但是寧夏農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長仍舊主要依賴農(nóng)業(yè) (種植業(yè))，高附加值的漁業(yè)和牧業(yè)對寧夏農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻依舊較低，林業(yè)對寧夏農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的作用也不明顯。因此，今后寧夏應(yīng)在確保糧食安全的前提下，以市場需求為導(dǎo)向，積極調(diào)整種植業(yè)結(jié)構(gòu)，提升畜牧業(yè)，加快林業(yè)、漁業(yè)的發(fā)展，發(fā)展農(nóng)產(chǎn)品深加工工業(yè)，不斷推進農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化進程。

(2)化肥施用量和農(nóng)業(yè)機械的使用常被用來衡量一個地區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)的進步狀況［16］，但是農(nóng)業(yè)機械對寧夏農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響程度并不高，說明科技對寧夏農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻并不高，化肥的大量使用也從另一個方面說明，目前寧夏農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機械化程度較低，物資和勞動力投入比重較高，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長主要還是依靠要素的投入來帶動，仍舊是一種粗放型的增長方式。因此，應(yīng)加強在農(nóng)業(yè)科技方面的投入力度，科學(xué)、合理地使用農(nóng)用物資，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，增加農(nóng)產(chǎn)品的科技含量。

(3)財政支農(nóng)有效地支持了寧夏農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展，這與之前諸多學(xué)者的研究成果相一致［17，18］，雖然寧夏財政支農(nóng)支出在全國處于前列，但是與發(fā)達地區(qū)相比仍有差距，因此，今后仍須加大財政支農(nóng)的力度，多渠道擴大支農(nóng)資金的來源，確保寧夏財政逐年穩(wěn)定地增加對農(nóng)業(yè)的投入，同時要不斷優(yōu)化支農(nóng)資金的結(jié)構(gòu)，努力提高支農(nóng)資金的使用效率。

(4)值得注意的是，偏最小二乘回歸模型中，農(nóng)田灌溉指數(shù)對寧夏農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長影響程度較低，說明寧夏農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)較之寧夏農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展仍顯落后，不能很好地滿足農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的需要;農(nóng)業(yè)人口的系數(shù)呈現(xiàn)負數(shù)，說明在向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的過程中，由于農(nóng)業(yè)勞動的邊際收益低于機會成本而出現(xiàn)大量剩余勞動力［19］，繼續(xù)增加勞動人口不利于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展，而且農(nóng)民由生產(chǎn)率較低的農(nóng)業(yè)部門向生產(chǎn)率高的非農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)移，是社會經(jīng)濟發(fā)展的一般規(guī)律［20］。因此，寧夏今后應(yīng)該加大對農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投入力度，加大對農(nóng)民勞動技能的培訓(xùn)，加快農(nóng)業(yè)剩余勞動力的轉(zhuǎn)移。

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