基于多元线性回归模型的个私从业人数影响因素分析

王素侠,朱方霞

（滁州学院a.经济与管理学院；b.数学与金融学院，安徽滁州239000）

0 引言

“十八大”以来，我国提出快速推进城镇化、工业化、信息化和农业现代化，实现“四化”同步发展的重要战略部署。在推进城镇化和农业现代化进程中，如何推动三亿农业人口在城镇的有序就业，通过产业结构调整，有效吸收转移出来的农村人口，维护国家经济社会稳定，成为当前政府面临的重大问题。

个私从业人数，包括进行自我创业从事个体私营经济，或者在个体私营经济里就业的人数。有关数据显示，新增的就业人口，主要由个私经济安置。安徽省从2003～2012年，年末单位就业人数变化不大，由354.57万人增长到436.8万人，增长了82.23万人。从2003～2012年，新增就业人口325.43万人，个体私营经济吸纳就业243.2万人，占新增就业人口的74%。同时，随着大批农业人口在城镇就业，农村居民家庭人均纯收入也有大幅度增长。个私从业人数的增加，有利于农村实现集约经营，实现农业现代化，缩小城乡差距，促进城乡一体化，减小贫富差距，促进社会稳定向前发展，实现“四化”同步发展。

可以看出，研究个私从业人数，分析影响个私从业人数变化的因素，对我国新增就业人口的妥善安置，实现我国经济社会发展目标，有着极为重要意义。

1 多元线性回归模型构建

1.1 理论研究背景

影响个私从业人数的影响因素包括宏观和微观因素。本篇研究宏观的个私从业人数的变化，因此主要从宏观角度选取财政收入、税收等，分析对个私从业人数的影响状况。

选取的指标中，由于安徽省个私从业人数从2005～2012年的数据比较完整，因此选取安徽省的个私从业人数作为因变量。而安徽省的财政收入、财政支出、税收、非税收入的数据相对比较完整，因此作为自变量。利用相关数据，根据SPSS多元线性回归分析功能，分析相关指标与个私从业人数的关联性，剔除存在正自相关的相关变量，建立多元线性回归模型。

1.2 相关指标及具体数据

1.3 多元线性回归模型概要

本研究使用的是SPSS软件。在SPSS中，利用多元线性回归分析功能，采用向后筛选策略，尝试建立多元线性回归模型。利用表1的数据进行线性回归分析，得出以下分析结果：

依据表1可知：模型1、2、3、4的复相关系数分别为R=0.949a,R=0.946b,R=0.934c,R=0.888d；模型 1、2、3、4 的拟合优度分别为R2=0.900，R2=0.895，R2=0.872，R2=0.789，调整后的拟合优度分别 R2=0.768，R2=0.817，R2=0.821，R2=0.754。由于该方程有四个解释变量，应参考调整后的拟合优度。从表中可以看出，调整后的拟合优度都较接近1，因此认为被解释变量可以被模型解释的部分较多,不能解释的部分较少。说明关于影响个私从业人数的影响因素的指标选择比较符合实际情况。

表2 个私从业人数影响因素回归分析模型概要

1.4 多元线性回归方程显著性检验

所选择的所有指标与个私从业人数是否存在显著的关联，建立的模型总体回归方程是否显著，可以通过显著性检验而得，即要检验所有的回归系数是否都等于0。可从方差分析表看出。结果见表3所示。

表3 个私从业人数影响因素回归方程方差分析表

根据方差分析（ANOVAb）进行回归方程的显著性检验中，模型2、3、4的F值的实际显著性概率P值分别为0.02，0.006和0.03，均小于给定的显著性概率P值a=0.05，因此可以显著地拒绝总体回归系数为0的原假设，说明个私从业人数与财政支出、税收和财政收入之间都存在着线性关系，可建立线性模型。

1.5 多元线性回归方程回归系数和共线性诊断

在个私从业人数的影响因素中，因素之间的共线性可通过容忍度和方差膨胀因子看出。结果见表4所示。

表4共线性检验表中，模型1、2、3里的因素方差膨胀因子都显著大于10，说明财政收入、财政支出和税收存在多重共线性。因此设定回归方程的时候，需要剔除这些变量。

1.6 多元线性回归模型构建

从表4可以看出，模型1、2、3的回归系数显著性检验的概率P-值都大于给定的显著性水平a=0.05,说明模型1、2、3的回归系数不显著，且模型中的各变量间存在多重共线性，因此模型1、2、3的回归模型都不可用。模型4是最终的方程，其回归系数显著性检验的概率P-值都小于给定的显著性水平a=0.05，因此税收与被解释变量个私从业人数间的线性关系显著，它保留在模型中是合理的，因此最终的回归模型为：

城乡个私从业人数=3964418.996+0.182*税收

由这个回归方程可以看出，城乡个私从业人数和税收有着极为密切的关系。个私从业人数与税收呈现明显的正线性关系。

2 实证检验

2.1 税收是影响个私从业人数至关重要的因素

从多元线性回归模型可以看出，税收是影响个私从业人数至关重要的因素。个私从业人数与税收呈现明显的线性关系。这一规律，也可以从我国当前各地税收及个私从业人数相关数据得到验证。并且个私从业人数的变化更易受到地方税收的影响。按照拉弗原理，笔者认为适中的税率是能够促进个私从业人数增长的。

但在表2中，模型4的相关系数为0.888，调整后的拟合优度为0.754，标准误差为390696.883，即在四个模型中，模型4和实际情况的误差最大，说明个私从业人数受到其他因素的影响也比较明显。

2.2 非税收增长过快影响个私从业人数

由于财政收入包括税收和非税收入。因此，财政收入、财政支出和税收、非税收入的共线性可以理解。在表3中，模型2、3、4的显著性概率P值均小于给定的概率P值，说明个私从业人数受财政收入、财政支出、税收影响明显。在表4中，模型1、2、3里，财政收入、财政支出和非税收入的回归系数都为负，说明非税收入增长过快，增加了个私企业的负担，这就严重制约了个私从业人数的增长。

2.3 宏观政策显著影响个私从业人数

由于政策对个私从业人数的影响无法用数字来衡量，因而用两配对样本t检验来分析具体政策的显著性。2009年我国颁布了几个促进个私经济发展的政策：《个体工商户条例（征求意见稿）》、《国务院关于进一步促进中小企业发展的若干意见》等。相关政策颁布前后2008年和2010年安徽省的铜陵市、蚌埠市、滁州市、六安市、宿州市和安庆市的个私从业人数，见表5和表6所示。

表5 2008年和2010年五城市个私从业人数表

把上表5采用spss分别进行两配对样本t检验，检验结果如表6。

从两配对样品T检验结果表6看，宏观政策对个私从业人数的影响双尾显著性概率P值为0.007，都低于给定的显著性水平a=0.05，应拒绝原假设H0:u1=u2,因此，2009年颁布促进个私从业人数的系列政策，对促进个私人数增长具有显著的效果。

对比我国2005年、2008年、2009年前后我国为了促进个私经济发展而颁布的政策，见下表7所示。

从表7可以看出，在促进个私从业人数的政策出台后，个私从业人数会大大增长，税收也有显著增加。因此，要想增加税收，促进个私从业人数增长，必须要颁布实施切实可行的政策。

3 政策建议

3.1 着力改革攻坚，设法管理好税收收入

上面论述得知，税收是影响个私从业人数变化至关重要的要素，因此，应千方百计促进税收收入。税收收入可持续增长最终依赖于经济运行质量的提高和效益的改善。

表6 宏观政策对个私从业人数影响两配对样本t检验表

表7 具体宏观政策对个私从业人数的影响

应切实把经济工作的重心转移到提高经济效益和质量上来，建立长久可持续的税收收入增长渠道，管理好、用好作为税收收入，降低企业和个人负担，消除影响个私从业人数增长的制度性因素，从而也促进个私从业人数增加。

3.2 工作流程再造，降低非税收入

由于非税收入都对个私从业人数负向影响明显，因此政府应设法降低非税收入，建议政府用心审查工作流程当中存在问题，在经营范围、申请环节、经营场地、经营环境等方面着力改进，完善促进个私经济发展的政策，为个私从业人员营造良好的创业就业环境。

现在，各地招商引资力度都很大，对于招引过来的企业给与很多的优惠和帮扶政策。这对于促进个私经济发展，推动个私从业人数增加有非常大的促进作用。应进一步改变观念，不仅招外资，而且要积极招内资，调动广大民众投资创业的积极性，实现内外资一起招，充分调动老百姓的聪明才智，促进个私从业人数大量增加。

3.3 完善考核制度，促进个私经济发展

改革领导干部考核指标，把促进就业，改善经营环境作为重要的考核内容，设立失业率、新增城镇人口就业率、工资水平等指标，建立健全促进个私从业人数增长的业绩考核机制。考核责任要落实到人，严格执行，防止数据造假，形成虚假繁荣。

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