天津農村人均GDP影響因素分析及“十三五”指標預測

◎文/劉永勝 李慧燕 張淑榮

天津農村人均GDP影響因素分析及“十三五”指標預測

◎文/劉永勝 李慧燕 張淑榮

農村人均GDP是衡量農村經濟發展水平的重要指標，通過分析天津農村人均GDP各影響因素及其與GDP的相關性，運用灰色預測模型和趨勢曲線預測模型，在對各影響因素進行預測的基礎上，針對天津農村人均GDP進行預測與估算，結果顯示為天津農村人均GDP在“十三五”期間呈現增速下降趨勢。

天津農村；人均GDP；“十三五”

一、影響農村人均GDP的主要因素及相關性分析

國內生產總值是國民經濟的核心指標，人均GDP是衡量經濟發展水平的重要指標，在農村經濟發展過程中，影響人均GDP的因素較多，諸如農業政策、投資、消費、價格、財政、金融、對外貿易、直接利用外資和技術等因素。

（一）投資因素

本研究所指的投資主要是指固定資產投資。固定資產投資是指建造和購置固定資產的經濟活動，是社會固定資產再生產的主要手段。通過建造和購置固定資產，國民經濟不斷采用先進的技術裝備，建立新興部門，經濟結構和生產力的地區分布得到進一步調整，經濟水平提升，為改善人民的物質文化水平提供條件。農村固定資產投資屬于建立和維護生產力的投資，是農村經濟增長的前提保證、優化產業結構的重要途經和實現經濟持續健康發展的重要動力。投資從供給效應和需求效應兩方面拉動農村經濟增長。從供給效應來看，農業固定資產投資反映擴大農村社會再生產規模的能力，從需求效應來看，農業固定資產投資反映對農村生產的需求。李泉和王萌萌（2012）認為固定資產投資是中國城鄉區域經濟增長的主要推動力之一，投資波動可以解釋區域經濟波動的基本原因。

如圖1所示，天津農村固定資產投資額由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”高度重視，投資規模明顯加大，2007-2013年天津農村固定資產投資額度明顯上升，年均增長速度達到39.6%，而1997-2007年年均增長速度僅為18.5%。天津農村生產總值與農村固定資產投資波動具有高度的一致性，天津農村生產總值由1997年的443.15億元增加到2013年的5414.28億元，2007-2013年天津農村生產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%。從天津農村投資增長率與農村GDP增長率的波動關系來看，兩者的波動周期和波動方向基本一致，但天津農村固定資產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年天津農村固定資產投資總額與GDP的相關關系，可以看出，天津農村GDP與農村固定資產投資總額有高度的同步正相關性，相關系數達到0.989，投資彈性系數為0.503，說明天津農村固定資產投資每增加1個百分點，能帶動天津農村經濟增長0.503個百分點，天津農村固定資產投資波動對農村經濟整體波動的影響也較為顯著。

隨著天津自貿區的建立與運營和京津冀協同發展的布局，“十三五”期間，天津農村固定資產投資將會出現從涉農區縣園區向濱海新區轉移的趨勢，從而使天津農村固定資產投資額增長率下降，同時，在整個“新常態”的經濟環境下原有固定資產投資項目的投資效益將呈下降趨勢，從而影響天津農村經濟發展。

（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，反映人民物質文化生活水平的提高情況和社會商品購買力的實現程度。

如圖2所示，除2003年外，天津城鄉社會消費品總額增長率與天津農村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。天津農村社會消費品總額增長率與天津農村GDP增長率的波動趨勢并不高度一致，且大部分年份天津農村社會消費品總額增長率的波動幅度遠大于天津農村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、天津農村社會消費品總額與天津農村GDP關系，可以看出，兩者與天津農村GDP的相關系數分別為0.997和0.916，消費彈性系數分別為0.416和0.833。說明天津總體社會消費品總額與天津農村GDP的相關性高于天津農村社會消費品總額與農村GDP的相關性，從消費拉動GDP增長的角度來看，天津農村消費更能起到拉動天津農村經濟的作用，天津農村每增加一個百分點的消費，天津農村GDP增加0.833個百分點，而天津城鄉總體每增加一個百分點的消費，天津農村GDP增加0.416個百分點，更能說明擴大農村消費需求，是天津農村經濟增長的重要途徑。

（三）外向型經濟因素

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

圖1 1997-2013年天津農村固定資產投資與GDP絕對值與增長率趨勢圖

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

如圖3所示，從總體來看，除個別年份外，天津農村外貿出口與實際利用外資對農村經濟增長的貢獻率均為正值，說明天津農村外貿出口與實際利用外資對農村經濟增長有正向的促進作用。但天津外貿出口對農村經濟增長的貢獻率呈螺旋式下降趨勢，且不穩定，說明該正向促進作用在減弱。天津實際利用外資對農村經濟增長的正向促進作用也呈現一定的減弱態勢。天津農村外貿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，天津農村外貿出口對天津農村經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，天津農村外貿出口、實際利用外資與天津農村經濟增長的相關系數分別為0.977和0.948；天津農村外貿出口與實際利用外資的彈性系數分別為1.545和0.850。以上數值也說明天津農村外貿出口對天津農村經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年外貿出口與實際利用外資對天津農村經濟增長的貢獻率分別為-21.98%和5.96%，表明天津外貿出口受國際市場的影響較大，抗風險能力較弱。

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

（四）價格因素

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

圖3 2002-2013年天津農村外貿出口與實際利用外資對天津農村經濟增長貢獻率

如圖4所示，天津居民消費指數增長率與天津農村生產總值增長率的波動是同步的，說明農村經濟結構發展比較合理。2002年以來，隨著天津農村經濟改革力度不斷加大，農村經濟得到快速發展，天津農村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。當天津農村經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，天津農村經濟增長率下降到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上漲率為-1.00%。通過計算，1997-2013年天津居民消費價格指數相關性與天津農村GDP的相關性，值為0.685，說明天津居民消費價格水平與天津農村經濟增長呈現明顯的一致性趨勢，兩者之間有較顯著的正相關關系。

（五）財政因素

由于“三農”的弱質性特點，農村經濟的發展離不開政府的財政扶持，即政府的農村財政投入對于支持我國農村經濟增長起著非常關鍵的作用。政府的農村財政投入包括物質資本和人力資本的投入。物質資本投資主要是指財政用于農業生產等活動的經費。人力資本支出包括教育、科技創新和醫療衛生等人力資本的投入。在農業現代化發展過程中，人力資本已經成為農村經濟增長的核心動力。李芳蹊，孫冶（2014）根據1987-2011年我國農村相關數據，采用向量自回歸的多元協整模型，研究發現農村物質資本、人力資本支出與農村經濟增長存在長期的均衡關系。

圖4 1998-2013年天津居民CPI增長率與天津農村GDP增長率

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

關于財政扶持農業的政策，我國共分為三階段，第一階段，為了減輕農民負擔，從2000年開始，國家開始對農村進行稅費改革試點，逐步減免并取消部分農業稅，2003年逐步在全國農村推廣。第二階段，2004年開始，政府正式實施以“取消農業稅、反哺農業”為主要內容的農業新政。第三階段，2006年我國正式取消農業稅。目前，加大農業扶持已是連續多年中央一號文件的重要內容。天津對農村的扶持力度也在逐年加大，區級財政對農村的扶持由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，天津區級財政對農村的支出占天津農村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”新常態下的經濟環境和自貿區下的園區投資轉移效應，都會嚴重影響財政支農政策，從而影響天津農村經濟的快速發展。

（六）金融因素

圖5 1997-2013年天津農村區級財政支出與天津農村生產總值趨勢圖

農村經濟發展情況決定了農村金融發展程度，而農村金融發展狀況影響著農村經濟發展的速度與質量。農村金融促進農村經濟發展的主要機理通過三條途徑來實現。一是農村金融的儲蓄效應。農村金融通過儲蓄效應，增加了農村物質資本的積累，物質資本的積累又推動了人力資本積累和技術進步，進而促進農村經濟增長。二是農村金融的投資效應。農村金融通過投資效應提升了人力資本積累水平，進而推動農村經濟增長。三是資源配置效應。農村金融通過資源配置效應推動技術進步，進而推動農村經濟增長。具體農村金融促進經濟增長的機理如圖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，貸款波動與國民經濟波動大致同步，貸款年末余額與GDP的相關系數僅為0.28，表明貸款年末余額和GDP增長相關關系不甚明顯。同時由于天津農村金融數據獲得有一定難度，所以在第二部分對天津農村GDP進行預測時，未考慮金融因素。

二、預測方法與精度檢驗標準

（一）預測方法

1.灰色預測模型GM（1，1）

灰色預測模型是用離散數據建立方程的動態模型，對數據進行近似、非唯一的預測模擬，因此被稱為灰色模型，記作GM（1，1）。

第三步，確定模型。根據灰色預測模型計算參數α和u，帶入灰色預測公式即可得到預測值?；疑A測公式如下

2.趨勢曲線預測模型

圖6 農村金融推動農村經濟增長的作用機理

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

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系時，該模型被稱為多元線性回歸模型。在經濟領域，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、外向型經濟因素、金融因素等。因此本研究在對GDP和農村居民人均可支配收入進行預測時，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，u為誤差項。

（二）精度檢驗標準

本研究各預測數據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，表示預測通過了檢驗，P值越大，預測精度越高。預測精度檢驗標準如表1所示。

表1 預測精度檢驗標準

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

三、“十三五”期間天津市農村人均GDP的預測

（一）人均GDP相關影響因素的預測

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

1.固定資產投資的預測

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

表2 預測結果精度檢驗

曲線預測模型估計結果為

其中IN表示天津市農村固定資產投資，t表示時期。

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

圖7 1997-2013年天津市農村固定資產投資估計值與實際值

根據此預測模型，對2014-2020年的天津市農村固定資產投資進行預測，預測結果如表3所示。由表3可知，2014-2020年天津市農村固定資產投資由6532.921億元提高到18296.507億元，年均增長率達到18.7%，從預測結果來看，2014-2020年固定資產投資的增長幅度呈現一定的遞減態勢，增長率最高為2015年，達到22%。

表3 2014-2020年天津市農村固定資產投資預測結果

2.財政支出的預測

按照灰色預測模型、曲線預測模型分別預測天津市農村財政支農數據，其中灰色預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秀標準。從平均相對誤差來看，灰色預測模型預測的平均相對誤差為0.052，而曲線預測模型的平均相對誤差為0.044，但是從誤差平方和來看，灰色預測模型的誤差平方和為1967.422，低于曲線預測模型的誤差平方和。因此選擇灰色預測模型進行預測。精度檢驗結果如表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，可以用來預測。

表4 預測結果精度檢驗

圖8 1997-2013年天津農村財政支出估計值與實際值

根據灰色預測模型，2014-2020年天津市農村財政支出預測結果如表5所示。由表5可知，天津市農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年天津市農村財政支出預測結果單位：億元

3.外國直接投資的預測

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

表6 預測結果精度檢驗

曲線預測模型估計結果為

其中FDI表示天津市農村吸引的外國直接投資，t表示時期。

從模型的擬合結果可知，F=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，調整后的擬合優度達到0.976，擬合效果較好。1997-2013年估計值如表7所示。

表7 1997-2013年天津農村吸引的FDI估計值單位：億美元

2014-2020年的天津市農村吸引的FDI預測值如表8所示。天津市農村吸引的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年的天津市農村吸引的FDI預測值

4.人口的預測

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

二次曲線預測模型為

其中LnPOP表示天津市農村人口總數的對數，t表示時期。

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

圖9 1997-2013年天津市農村人口的估計值與實際值

根據二次曲線預測模型，2014-2020年天津農村人口預測結果如表10所示。由表10可知，天津農村戶籍人口將由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”時期天津市農村人均GDP的預測

根據前述分析與預測結果，選擇GDP為被解釋變量，固定資產投資、外國直接投資、財政支出為解釋變量，建立GDP線性預測模型。模型估計結果為

表10 2014-2020年天津市農村戶籍人口數單位：萬人

其中lnGDP表示天津市農村地區生產總值對數，FP表示天津市農村財政支出，FDI表示天津市農村吸引的外國直接投資，IN表示天津市農村固定資產投資。為了消除量綱，估計時對數據進行了取對數處理。從模型的擬合結果可知，各影響因素均通過了顯著性檢驗，F值達到2321.419，模型整體通過了顯著性檢驗，調整后的擬合優度達到0.998，擬合效果較好。預測結果顯示，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，模擬結果良好，可以用于預測。

根據各影響因素的預測值，取對數后帶入模型，并基于對人口的預測，得到LnGDP、GDP和人均GDP的預測結果。各影響因素預測值如表11所示。LnGDP、GDP和人均GDP的預測結果如表12所示。由表12可知，2014-2020年天津市農村地區生產總值將由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，整體上呈現一定的遞減態勢。2014-2020年天津市農村人均地區生產總值由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。具體數值如表12所示。

圖10 1997-2013年天津市農村地區生產總值估計值與實際值

表11 各影響因素預測值

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

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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劃課題基金項目（編號：TJWWWT13-08）和天津市農委調研課題（TJNWY201411）的調研成果

劉永勝（1977—），天津農學院經濟管理學院。郵編：300384

李慧燕（1979—），天津農學院經濟管理學院。郵編：300384

張淑榮（1970—），天津農學院經濟管理學院。郵編：300384