《山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力實證研究》9700字（論文）

山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力實證研究目錄摘要…………………1關(guān)鍵詞………………1一、理論基礎(chǔ)與文獻(xiàn)綜述…………4（一）農(nóng)業(yè)競爭力的內(nèi)涵………4（二）理論基礎(chǔ)（波特鉆石模型）……………4（三）文獻(xiàn)綜述…………………4二、山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力的現(xiàn)狀分析……………5（一）生產(chǎn)要素…………………5（二）需求條件…………………8（三）相關(guān)和支持產(chǎn)業(yè)…………8（四）企業(yè)戰(zhàn)略、結(jié)構(gòu)和同行業(yè)競爭…………9（五）政府………………………9（六）機會………………………10三、山東省農(nóng)業(yè)競爭力的實證分析…………………10（一）指標(biāo)體系…………………10（二）模型構(gòu)建…………………10（三）模型檢驗…………………11（四）結(jié)果分析…………………11四、結(jié)論和建議………………………14（一）結(jié)論………………………14（二）建議………………………15參考文獻(xiàn)……………15摘要：隨著經(jīng)濟社會發(fā)展，人民生活水平的日益提高，農(nóng)業(yè)作為第一產(chǎn)業(yè)，在國民經(jīng)濟發(fā)展中發(fā)揮著越來越大的作用。山東省作為中國的農(nóng)業(yè)大省，農(nóng)產(chǎn)品的種類相比其他省份較多，不僅滿足了省內(nèi)的農(nóng)產(chǎn)品需求，也在全國的農(nóng)產(chǎn)品中供給發(fā)揮重要作用。因此，研究山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力具有重要意義。本文通過查找和閱讀有關(guān)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力的文獻(xiàn)和資料，在波特鉆石模型的基礎(chǔ)上對山東省農(nóng)業(yè)的發(fā)展現(xiàn)狀進行定性分析，通過鉆石模型構(gòu)建產(chǎn)業(yè)競爭力評價體系，并選定變量，其次對山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力影響因素進行主成分回歸分析，針對所得到的結(jié)論，提出了提高山東農(nóng)業(yè)競爭力的政策建議。關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力山東省鉆石回歸模型引言改革開放以來，中國農(nóng)業(yè)教育發(fā)展，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式發(fā)生變革，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷調(diào)整，這些都極大地促進了我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力的提高。十九大以來，在堅持以習(xí)近平新時代中國特色社會主義思想指導(dǎo)下，山東省經(jīng)濟社會持續(xù)發(fā)展。山東省一直以來都是中國的農(nóng)業(yè)大省，在國內(nèi)生產(chǎn)總值穩(wěn)居全國第三名。根據(jù)2020年山東省統(tǒng)計年鑒，2019年山東省第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值9671.67億元，比2018年增長了2.9%。山東省經(jīng)濟的發(fā)展離不開農(nóng)業(yè)的支持，因此研究農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力對促進山東省的經(jīng)濟發(fā)展具有重要意義。本文將通過鉆石模型，選擇生產(chǎn)要素、需求條件、相關(guān)及支持產(chǎn)業(yè)、企業(yè)戰(zhàn)略結(jié)構(gòu)和同行業(yè)競爭四個方面，分析影響山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力的影響因素，并以此為理論依據(jù)構(gòu)造評價體系和理論模型。除此之外，本文會以2000年-2019年20年的山東省農(nóng)業(yè)相關(guān)經(jīng)濟數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，進行主成分回歸分析，通過圖書館、期刊網(wǎng)站以及新聞媒體等途徑搜集關(guān)于山東省農(nóng)業(yè)發(fā)展相關(guān)的文獻(xiàn)，對相關(guān)資料進行歸納總結(jié)，建立起本文的研究框架及寫作思路，選擇具體分析山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力影響因素的合適方案。文章在定性分析的基礎(chǔ)上，運用SPSS21.0與Eviews7.0軟件對山東省的部分有關(guān)經(jīng)濟數(shù)據(jù)進行主成分回歸分析，從而具體了解山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力的影響因素。由于所選影響因素變量較多，文章通過主成分分析將變量分為兩大成分，從而進行回歸分析，以進一步研究各部分對于山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力的影響，從而提出相關(guān)意見。一、理論基礎(chǔ)與文獻(xiàn)綜述（一）農(nóng)業(yè)競爭力的內(nèi)涵農(nóng)業(yè)競爭力是一個以市場經(jīng)濟條件為基的概念。大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為，農(nóng)業(yè)競爭力是通過農(nóng)產(chǎn)品在市場上相對于其它競爭主體而言表現(xiàn)出來的對市場的占有能力。農(nóng)業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)不同的是，農(nóng)業(yè)對于自然環(huán)境條件的依賴性較高，因此不同地區(qū)的農(nóng)業(yè)競爭力又有著區(qū)域性的特點。本文是以山東省為例，著重研究農(nóng)業(yè)競爭力在山東省省內(nèi)所表現(xiàn)出來的區(qū)域競爭力。（二）理論基礎(chǔ)（波特鉆石模型）波特鉆石模型，又稱波特菱形理論，是由美國哈佛大學(xué)教授邁克爾·波特于1990年提出的，用于分析一個國家（地區(qū)）某種產(chǎn)業(yè)為什么會在國際上有較強的競爭力。波特認(rèn)為，決定一個國家（地區(qū)）的某種產(chǎn)業(yè)競爭力的有四個因素：生產(chǎn)要素（包括人力資源、天然資源、資本資源等）、需求條件、相關(guān)和支持產(chǎn)業(yè)、企業(yè)的戰(zhàn)略結(jié)構(gòu)競爭對手的表現(xiàn)。四個要素具有雙向作用，形成鉆石體系。除此之外，還存在著兩大變數(shù)，即政府和機會。這六大因素構(gòu)成鉆石模型[1]。本文會通過鉆石模型構(gòu)建競爭力評價體系，直接從鉆石模型出發(fā)分析山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力的發(fā)展現(xiàn)狀。（三）文獻(xiàn)綜述第一產(chǎn)業(yè)是國民經(jīng)濟的基礎(chǔ)，正因為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的重要性，使得國內(nèi)外學(xué)者對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力展開了廣泛研究。1、國外學(xué)者對農(nóng)業(yè)競爭力的研究與結(jié)論美國哈佛大學(xué)教授邁克爾·波特創(chuàng)立了著名競爭力分析模型——波特鉆石模型，在絕對優(yōu)勢論與比較優(yōu)勢論的基礎(chǔ)上提出國家競爭優(yōu)勢理論，為系統(tǒng)地研究產(chǎn)業(yè)競爭力問題奠定了理論基礎(chǔ)[1]。國外學(xué)者對于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力的研究主要分為對發(fā)展中國家的研究和對發(fā)達(dá)國家的研究兩種。對于農(nóng)業(yè)狀況比較落后的發(fā)展中國家，傾向于研究農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施和技術(shù)；對于農(nóng)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r良好的發(fā)達(dá)國家，傾向于研究農(nóng)業(yè)發(fā)展的相關(guān)產(chǎn)業(yè)和政策。B.D.Begemann（1997）研究了發(fā)展農(nóng)業(yè)生物技術(shù)對農(nóng)產(chǎn)品市場競爭力提高的影響。Kagochi和JohnMwangi（2007）強調(diào)研發(fā)投入對農(nóng)產(chǎn)品出口有一定的影響，人力資本對農(nóng)產(chǎn)品出口的影響是混合的。K.Happe

&

A.Balmann（2004）提出農(nóng)業(yè)直接補貼的增加會對巴伐利亞州畜牧業(yè)的競爭力產(chǎn)生重大影響。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的競爭力和農(nóng)產(chǎn)品的國際競爭力一直是國家發(fā)展的重要主題，引起了國外學(xué)者的關(guān)注。2、國內(nèi)學(xué)者對農(nóng)業(yè)競爭力的研究與結(jié)論近年來，我國農(nóng)業(yè)發(fā)展取得了重大成就，國內(nèi)對于第一產(chǎn)業(yè)競爭力的探討絡(luò)繹不絕。張大英、白韜吉吉、吳志剛（2002）研究了中國農(nóng)業(yè)外貿(mào)競爭力的提高在調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面應(yīng)該注意的問題[10]。喬娟、張宏升（2004）針對我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)帶建設(shè)提出對策[7]。莊世美、蘇時鵬、張春霞、黃森慰（2009）評價了國內(nèi)31個省市的產(chǎn)業(yè)競爭力并進行動態(tài)[6]。高德秋（2011）利用波特的鉆石模型分析了山東省的高科技現(xiàn)代農(nóng)業(yè)[5]。米婧（2013）以湘西老爹獼猴桃產(chǎn)業(yè)鏈為例去研究特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈形成與發(fā)展[4]。張耀宇（2019）發(fā)現(xiàn)了我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在的問題并提出了提升農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)國際競爭力的對策[3]。崔永偉（2021）提出想要加快國家現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)園建設(shè)，就要打通強農(nóng)富農(nóng)產(chǎn)業(yè)鏈、筑牢興農(nóng)美農(nóng)生態(tài)鏈、提升聯(lián)農(nóng)帶農(nóng)價值鏈、完善務(wù)農(nóng)為農(nóng)服務(wù)鏈、構(gòu)建助農(nóng)惠農(nóng)利益鏈[2]。綜上所述，無論是國內(nèi)學(xué)者還是國外學(xué)者，都有對部分地區(qū)的農(nóng)業(yè)區(qū)域競爭力進行過考察或者是對國家整體的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力進行過研究。就中國國內(nèi)來看，國內(nèi)學(xué)者對于具體省份農(nóng)業(yè)競爭力的研究較少。在農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力研究范圍中，定量分析與定性分析相結(jié)合的研究成果數(shù)量仍然有待提高。二、山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力的現(xiàn)狀分析（一）生產(chǎn)要素1、自然資源山東省地處中國東部沿海，位于北溫帶，屬季風(fēng)氣候，四季分明。山東省屬于黃河、淮河和海河流域，但山東省的水資源主要來自于大氣降水。山東省水資源利用程度高，水資源主要由地表水及地下水構(gòu)成，但地表水受降水影響不均，省內(nèi)各市水資源總量差異較大。根據(jù)2020年山東省統(tǒng)計年鑒，2019年山東省省內(nèi)水資源總量大約為195.21億立方米。山東省的地表水的水資源總量大約為119.66億立方米，而農(nóng)業(yè)用水總量達(dá)到約138.23億立方米。2019年山東省省內(nèi)人口數(shù)量達(dá)到10070.21萬人，人口數(shù)量較其他省大，因此水資源人均和畝均占有量少。山東省農(nóng)業(yè)用水總量從2000~2019年19年以來總體上呈現(xiàn)下降趨勢，如下圖圖1所示。除此之外，工業(yè)化和城鎮(zhèn)化也不斷擠壓農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的用水量，導(dǎo)致了農(nóng)業(yè)和飲用水資源的供需矛盾持續(xù)加劇。圖1山東省農(nóng)業(yè)每年用水總量變化趨勢（2000年~2019年）數(shù)據(jù)來源：2020年山東省統(tǒng)計年鑒在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，土地是最基本的生產(chǎn)要素。山東省土地面積約1579.65萬公頃，其中農(nóng)用地面積為1145.96萬公頃，耕地面積約757.25萬公頃，約占全省的土地面積二分之一，如表一所示。表1山東省2018年土地資源利用情況土地類型計量單位：萬公頃全省土地面積

農(nóng)用地

耕地

園地

牧草地

建設(shè)用地

城鎮(zhèn)村及工礦用地

交通用地

水利設(shè)施用地1579.65

1145.96

757.25

71.19

0.58

291.94

245.42

23.16

23.36數(shù)據(jù)來源：2020年山東省統(tǒng)計年鑒山東省是我國的人口大省，總?cè)丝谑侨珖側(cè)丝诘?.16%。截止到2018年，山東省人均土地面積0.157公頃，僅占全國人均土地面積的22.8%。山東省2017年全部工業(yè)比2016年增加了6.9%，2018年比2017年增加了5.2%，2019年比2018年增加了1.2%。由此可見，雖然山東省省內(nèi)工業(yè)增速近幾年逐年放緩，但仍然呈現(xiàn)增長趨勢。工業(yè)化和城市化的快速發(fā)展，增加了土地的利用，使山東省的人地矛盾更為突出。2、勞動力資源根據(jù)2020年山東統(tǒng)計年鑒，截止2019年年底，山東省省內(nèi)總就業(yè)人數(shù)為5987.9萬人，其中第一產(chǎn)業(yè)年底就業(yè)總?cè)藬?shù)為1652.6萬人。根據(jù)每年省內(nèi)的第一、二、三產(chǎn)業(yè)人數(shù)構(gòu)成繪制下圖圖二。從圖二中可以看出，截止到2019年近十年內(nèi)省內(nèi)第一產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)是逐年遞減的且下降幅度較大，而第二、三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)都呈現(xiàn)出平穩(wěn)增長的趨勢。注：表中每年的第一、二、三產(chǎn)業(yè)構(gòu)成相加等于100圖2第一、二、三產(chǎn)業(yè)每年年底就業(yè)人數(shù)構(gòu)成趨勢對比（2010年~2019年）數(shù)據(jù)來源：2020年山東省統(tǒng)計年鑒根據(jù)2020年山東省統(tǒng)計年鑒，2019年山東省省內(nèi)農(nóng)村居民人均可支配收入比2018年增加了9.07%，達(dá)到17775元/人。3、農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施根據(jù)2020年山東省國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報顯示，到2020年，山東省農(nóng)業(yè)機械化率達(dá)到89%，全省啟動了45個抗旱水源工程，其中11個已建成，山東省積極抗旱保水，受益農(nóng)業(yè)用地3000多萬畝。全省新增兩個國家級漁業(yè)健康養(yǎng)殖示范縣，新增國家和省級健康養(yǎng)殖示范場44個。4、第一產(chǎn)業(yè)根據(jù)國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，山東省第一產(chǎn)業(yè)在2019年對經(jīng)濟增長貢獻(xiàn)率為1.5%，根據(jù)近20年山東省第一產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)率繪制下圖圖3。圖3山東省第一產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長貢獻(xiàn)率（2000~2019年）數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計局根據(jù)圖3可以看出，山東省第一產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)率在近20年中呈現(xiàn)出不停的上下波動，近四年中第一產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)率逐年降低。（二）需求條件需求條件可以從國外需求條件和國內(nèi)需求條件兩個方面來分析。出于文章需要，在此主要關(guān)注的為山東省農(nóng)業(yè)的國外市場需求。1、農(nóng)產(chǎn)品的對外貿(mào)易山東省是一個靠近日本、韓國的擁有適合對外貿(mào)易港口的省份，農(nóng)產(chǎn)品出口占全國農(nóng)產(chǎn)品出口總值的24.3%，居全國第一。2019年，山東農(nóng)產(chǎn)品出口額達(dá)到1234.5億元。2020年1~8月八個月內(nèi)，山東省農(nóng)產(chǎn)品進出口總額達(dá)到15677290萬元，同比增長了6.2%，如表2所示。表2山東省農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易進出口統(tǒng)計數(shù)據(jù)金額（萬元）同比（%）比重（%）進出口進口出口1567729079922487685041 6.24.38.3 11.710.613.3數(shù)據(jù)來源：山東省商務(wù)廳對外貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)（2020年1~8月）2、外資方面外資引進有利于產(chǎn)業(yè)升級，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和產(chǎn)品更新?lián)Q代。2019年，山東省省內(nèi)第一產(chǎn)業(yè)實際使用外資金額11205萬美元，比去年增長了-21.8%，呈現(xiàn)出負(fù)增長的現(xiàn)狀。（三）相關(guān)和支持產(chǎn)業(yè)農(nóng)業(yè)的相關(guān)和支持性產(chǎn)業(yè)主要指的是農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)要素供應(yīng)產(chǎn)業(yè)和農(nóng)產(chǎn)品服務(wù)產(chǎn)業(yè)。農(nóng)業(yè)的相關(guān)產(chǎn)業(yè)可以分為兩種，即上游產(chǎn)業(yè)和下游產(chǎn)業(yè)。上游企業(yè)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的供應(yīng)發(fā)揮重要作用，如化肥和農(nóng)業(yè)機械等；下游企業(yè)則會影響到市場上農(nóng)產(chǎn)品的銷售，如農(nóng)產(chǎn)品的運輸和銷售服務(wù)等[14]。相關(guān)和支持產(chǎn)業(yè)可以帶來新的資源和技術(shù)，從而推動農(nóng)業(yè)企業(yè)產(chǎn)品的創(chuàng)新和升級。本文分別從上下游企業(yè)中選取一個方面進行簡要分析。1、上游企業(yè)：農(nóng)業(yè)機械方面根據(jù)山東省統(tǒng)計年鑒，2018年山東省省內(nèi)農(nóng)業(yè)機械總動力為10431.68萬千瓦，2019年省內(nèi)農(nóng)業(yè)機械總動力為10679.84萬千瓦，比2018年增長了2.38%。2、下游企業(yè)：交通運輸業(yè)方面2019年，山東省交通運輸形勢穩(wěn)定。鐵路、公路、水路共完成旅客運量6.7億人次，比上年增長1.1%；貨運量304732萬噸，呈現(xiàn)負(fù)增長。另外，山東省2019年貨物運輸量及增長情況如表3所示。表32019年貨物運輸量及增長情況貨物運輸量比上年貨物周轉(zhuǎn)量比上年（萬噸）增長（%）（百萬噸公里）增長（%）合計304732-12.810076311.17鐵路2085011.414345613.4公路266124-14.9674620-1.65水路17758-0.031895553.27數(shù)據(jù)來源：根據(jù)2020山東省統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)計算整理（四）企業(yè)戰(zhàn)略、結(jié)構(gòu)和同行業(yè)競爭根據(jù)2020年山東省統(tǒng)計年鑒，2019年山東省省內(nèi)第一產(chǎn)業(yè)企業(yè)總數(shù)量為2473個，新設(shè)企業(yè)數(shù)量為53個，比去年增長了29.3%。除此之外，2019年山東省農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值為9671.67億元。近十年來，山東省的農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值大體上呈現(xiàn)增長趨勢，如下圖圖4所示。數(shù)據(jù)來源:山東省統(tǒng)計局圖42010~2019年近十年的農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值（單位:億元）（五）政府政府所制定和采取的有效政策與措施，更有利于相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。例如，2021年，《中共中央、國務(wù)院關(guān)于全面推進鄉(xiāng)村振興加快農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的意見》（中發(fā)〔2021〕1號）對農(nóng)業(yè)農(nóng)村的優(yōu)先發(fā)展以及鄉(xiāng)村振興的全面推進做出了全面部署。這一意見的提出，有利于促進農(nóng)業(yè)高質(zhì)量和高效率的發(fā)展。（六）機會機會變量是產(chǎn)業(yè)競爭力中最不可控的因素。在山東省農(nóng)業(yè)發(fā)展中，存在多方面因素會對其產(chǎn)生不可預(yù)知的影響。在此，舉個簡單例子：在去年，聯(lián)合國世界旅游組織宣布將2020年的世界旅游日主題定為“旅游與鄉(xiāng)村發(fā)展”。山東省農(nóng)耕文化豐富，可以通過發(fā)展農(nóng)業(yè)景觀化，將農(nóng)業(yè)發(fā)展和旅游業(yè)發(fā)展相結(jié)合，從而推動山東省的經(jīng)濟進步。綜上六個方面對于山東省農(nóng)業(yè)競爭力現(xiàn)狀的分析，可以看出農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展受多種因素共同的影響。其中，政府方面是國家根據(jù)我國的農(nóng)業(yè)現(xiàn)狀出臺的政策和措施；而機會方面存在很多偶然因素。因此，本文會著重從前四個方面選取模型的變量，進行實證分析。三、山東省農(nóng)業(yè)競爭力的實證分析（一）指標(biāo)體系根據(jù)上述鉆石模型的分析，出于下文模型變量選擇的需要，本文從生產(chǎn)要素、需求條件、相關(guān)和支持產(chǎn)業(yè)、企業(yè)戰(zhàn)略結(jié)構(gòu)同行業(yè)競爭四個方面共選擇了八個指標(biāo)構(gòu)建了山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力評價體系。表4山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力評價體系一級指標(biāo)二級指標(biāo)三級指標(biāo)生產(chǎn)要素需求條件相關(guān)和支持產(chǎn)業(yè)企業(yè)戰(zhàn)略結(jié)構(gòu)和同行業(yè)競爭自然資源勞動力資源第一產(chǎn)業(yè)外資農(nóng)業(yè)機械交通運輸業(yè)總產(chǎn)值X1農(nóng)業(yè)用水總量（億立方米）X2第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)（萬人）X3農(nóng)村居民人均可支配收入收入（元/人）X4第一產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長貢獻(xiàn)率（%）X5第一產(chǎn)業(yè)實際使用外資金額（萬美元）X6農(nóng)業(yè)機械總動力（萬千瓦）X7貨物周轉(zhuǎn)量（百萬噸公里）X8農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值（億元）（二）模型構(gòu)建1、多元線性回歸分析線性回歸分析是根據(jù)一個或一組自變量的變動情況預(yù)測與其相關(guān)關(guān)系的某隨機變量的未來值的一種方法。根據(jù)自變量的個數(shù)，線性回歸可分為一元回歸和多元回歸。社會經(jīng)濟現(xiàn)象的變化往往受到多個因素的影響，因此，一般需要進行多元回歸分析。多元線性回歸模型的一般形式為：稱為回歸系數(shù)（regressioncoefficient)，k為解釋變量的個數(shù)，?為誤差項。上式也被稱為總體回歸函數(shù)的隨機表達(dá)式[17]。2、模型調(diào)整與數(shù)據(jù)選擇由上文所列山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力評價體系可知，文章所設(shè)多元線性回歸模型共有8個自變量，分別是：X1農(nóng)業(yè)用水總量（億立方米）、X2第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)（萬人）、X3農(nóng)村居民人均可支配收入收入（元/人）、X4第一產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長貢獻(xiàn)率（%）、X5第一產(chǎn)業(yè)實際使用外資金額（萬美元）、X6農(nóng)業(yè)機械總動力（萬千瓦）、X7貨物周轉(zhuǎn)量（百萬噸公里）、X8農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值（億元）本文所選代表區(qū)域農(nóng)業(yè)競爭力的指標(biāo)（因變量）為Y山東省農(nóng)副產(chǎn)品進出口總值（億美元）。根據(jù)文章需要，我們對原始多元線性回歸模型通過對數(shù)處理，得到如下模型：Ln(Y)=a+b1Ln(X1)+b2Ln(X2)+b3Ln(X3)+b4Ln(X4)+b5Ln(X5)+b6Ln(X6)+b7Ln(X7)+b8Ln(X8)+?下文中y=Ln(Y)，x1、x2、x3、x4、x5、x6、x7、x8分別等于Ln(X1)、Ln(X2)、Ln(X3)、Ln(X4)、Ln(X5)、Ln(X6)、Ln(X7)、Ln(X8)。（三）模型檢驗和分析1、相關(guān)性分析由上文可知，針對山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力問題，我們選擇了8個自變量。研究發(fā)現(xiàn)，在經(jīng)濟社會問題分析中，多變量之間可能會存在多重共線性，因此我們在進行回歸分析之前，首先對所選變量數(shù)據(jù)進行相關(guān)性分析。通過使用SPSS軟件，相關(guān)分析結(jié)果如表5所示。表5自變量相關(guān)性分析 x1 x2x3 x4 x5 x6x7 x8 x11x20.9211x3-0.893-0.9331x40.3040.443-0.4521x5-0.481-0.4240.3620.0001x6-0.626-0.6810.581-0.3440.6501x7-0.637-0.7030.617-0.4070.4180.7771x8-0.902-0.9400.950-0.4390.5340.7880.7711結(jié)果來源：SPSS軟件在相關(guān)性分析中，相關(guān)系數(shù)越大，變量之間的相關(guān)性越強。通過表5所顯示的各因變量之間的相關(guān)系數(shù)，我們可以看出8個因變量之間存在多重共線問題。因此，我們對自變量進行主成分分析降維處理。2、主成分分析主成分分析旨在將存在多重共線問題的自變量進行降維，以消除多重共線問題。（1）KMO和Bartlett檢驗首先，我們通過SPSS軟件對數(shù)據(jù)進行KMO和Bartlett檢驗，以驗證數(shù)據(jù)的可行性。如果KMO檢驗值接近1，則表示數(shù)據(jù)適合主成分分析；如果KMO值接近于0，那么意味著不適合做該分析。表6KMO和Bartlett球度檢驗KMO取樣適切性量數(shù)0.717Bartlett的球形度檢驗上次讀取的卡方184.480自由度28顯著性0.000結(jié)果來源：SPSS軟件根據(jù)表5結(jié)果，可知KMO值為0.717，接近于1，說明數(shù)據(jù)適合做主成分分析。巴特萊特（Bartlett）球度檢驗，卡方值為184.480，顯著性（0.000）小于0.001，表明變量相關(guān)系數(shù)矩陣為非單位陣，可以進行主成分分析。（2）公因子的提取主成分分析法的公因子數(shù)量確定的最主要兩點：主成分的累積貢獻(xiàn)率需要達(dá)到80-85%以上；主成分特征根需要大于1。通過SPSS軟件，所計算的特征根、方差貢獻(xiàn)率與累積方差貢獻(xiàn)率如表7所示。根據(jù)表7，我們發(fā)現(xiàn)特征值大于1的因子有兩個，且累計方差貢獻(xiàn)率達(dá)到81.577%，符合公共因子選擇要求，同時這也說明原始數(shù)據(jù)81.577%的信息取決于這兩個公共因子，因此我們選擇前兩個因子作為兩大主成分，分別命名為F1、F2。表7特征值與方差貢獻(xiàn)初始特征值提取載荷平方和旋轉(zhuǎn)載荷平方和組件總計方差百分比累積（%）總計方差百分比累積（%）總計方差百分比累積（%）15.45168.13968.1395.45168.13968.1393.41542.68842.68821.07513.43881.5771.07513.43881.5773.11138.88981.57730.7279.09190.66840.4205.25495.92250.1662.07697.99960.1021.27299.27170.0550.68499.95580.0040.045100.000結(jié)果來源：SPSS軟件主成分分析法選擇主成分，需要保證所提取的因子在本質(zhì)有意義。在提取過程中所建立的主成分矩陣，不利于對其進行含義解釋，因此我們需要對該矩陣進行旋轉(zhuǎn)。運用SPSS軟件對因子作方差極大正交旋轉(zhuǎn)，旋轉(zhuǎn)后所提取因子更容易解釋。旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣如表8所示。表8旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣成分F1成分F2X1-0.667-0.617X2-0.608-0.736X30.5280.767X40.110-0.829X50.7930.369X60.897-0.113X70.6140.544X80.7070.685結(jié)果來源:SPSS軟件通過表7我們可以發(fā)現(xiàn)，公因子F1在x6、x5、x8、x7、x4、x2六個因子上的載荷度較高，因此，我們將F1公因子命名為勞動力和相關(guān)支持產(chǎn)業(yè)綜合指標(biāo)。公因子F2在x3、x1兩個因子上的載荷度較高，因此，我們將F2公因子命名為自然資源和農(nóng)村人均收入綜合指標(biāo)。計算8個因子的成分得分系數(shù)矩陣，結(jié)果如表9所示。由表9可知：F1=－0.049x2+0.367x4+0.284x5+0.518x6+0.123x7+0.120x8F2=－0.111x1+0.250x3其中，x=Ln(X)。表9成分得分系數(shù)矩陣公因子F1公因子F2X1-0.124-0.111X2-0.049-0.202X3-0.0050.250X40.367-0.524X50.284-0.080X60.518-0.400X70.1230.088X80.1200.136結(jié)果來源：SPSS軟件3、平穩(wěn)性檢驗由上文可知我們在8個自變量因子中確定了兩大主成分，分別是F1勞動力和相關(guān)支持產(chǎn)業(yè)綜合指標(biāo)、F2自然資源和農(nóng)村人均收入綜合指標(biāo)。接下來我們對公共因子F1、F2以及因變量y（y=Ln（Y））采用ADF單位根檢驗法進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果如表10所示。表10ADF檢驗結(jié)果變量ADF值1%5%10%Prob.是否平穩(wěn)y-0.657818-3.959148-3.081002-2.6813300.8287是F1-3.490218-2.717511-1.964418-1.6056030.0017是F2-3.951426-4.616209-3.710482-3.2977990.0328是結(jié)果來源：EViews軟件由表10可知，公共因子F2的ADF值（-3.951426）小于5%的臨界值（-3.710482），且P值0.0328小于0.05，因此F2具有平穩(wěn)性特征。另外，由于y與F1兩個變量再經(jīng)過一階差分后其ADF值均小于5%的臨界值，且所對應(yīng)P值也都小于0.05，所以同樣認(rèn)為兩個變量具有平穩(wěn)性。4、回歸分析由ADF檢驗可知，變量之間存在平穩(wěn)關(guān)系，因此我們對兩大成分與被解釋變量y進行多元線性回歸，以探討各成分對被解釋變量的影響?；貧w分析結(jié)果如表11所示。表11方程回歸結(jié)果VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C934.7444199.45594.6864720.0002F1-2.0163792.714634-0.7427810.4678F2-0.1727250.127688-1.3527130.1939R-squared0.621406Meandependentvar225.9000AdjustedR-squared0.576865S.D.dependentvar117.7886S.E.ofregression76.62010Akaikeinfocriterion11.65308Sumsquaredresid99800.87Schwarzcriterion11.80244Loglikelihood-113.5308Hannan-Quinncriter.11.68223F-statistic13.95147Durbin-Watsonstat0.572715Prob(F-statistic)0.000260結(jié)果來源：EViews軟件首先，我們發(fā)現(xiàn)回歸結(jié)果中，R方值為0.621406，接近于1，表明模型擬合優(yōu)度比較好。F值為13.95147，且對應(yīng)的P值小于0.05，回歸方程通過驗證。F1、F2對應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)分別為-2.016379、-0.172725，且兩個自變量對應(yīng)的P值均大于0.05，說明F1、F2都對因變量有顯著影響。由回歸結(jié)果可以得到：y=225.9000-2.016379F1-0.172725F2，即LnY=225.9000-2.016379F1-0.172725F2（四）結(jié)果分析結(jié)合主成分分析的因子提取結(jié)果與回歸分析結(jié)果，得到如下回歸模型以解釋前文所選八大自變量對于被解釋變量山東省農(nóng)副產(chǎn)品進出口總值的影響。(相關(guān)系數(shù)精確到小數(shù)點后3位)LnY=225.900+0.019LnX1+0.099LnX2-0.043LnX3-0.740LnX4-0.573LnX5-1.044LnX6-0.248LnX7-0.242LnX8+?四、結(jié)論和建議（一）結(jié)論1、本文在鉆石模型的基礎(chǔ)上，定性分析影響山東省農(nóng)業(yè)競爭力的部分因素。在此基礎(chǔ)上，選擇相關(guān)經(jīng)濟數(shù)據(jù)進行定量分析。利用因子分析將8大自變量，降維縮減為兩大成分，簡化分析難度，更有利于我們了解山東省農(nóng)業(yè)競爭力的相關(guān)情況并提出建議。2、根據(jù)主成分分析結(jié)果可知，影響山東省農(nóng)業(yè)競爭力提高的共有兩大主要成分，分別是勞動力和相關(guān)支持產(chǎn)業(yè)綜合指標(biāo)、自然資源和農(nóng)村人均收入綜合指標(biāo)。根據(jù)方差貢獻(xiàn)率統(tǒng)計結(jié)果，勞動力和相關(guān)支持產(chǎn)業(yè)綜合指標(biāo)貢獻(xiàn)率為68.139%，自然資源和農(nóng)村人均收入綜合指標(biāo)貢獻(xiàn)率為13.438%。在兩大主成分中，勞動力和相關(guān)支持產(chǎn)業(yè)綜合指標(biāo)貢獻(xiàn)率更大，所反映的信息更多。3、通過回歸分析，在數(shù)據(jù)平穩(wěn)的條件下，進一步研究兩大主成分對于