1、PAGE - 0 -PAGE - 5 - 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué) 我國(guó)農(nóng)民收入影響因素的回歸分析科技學(xué)院國(guó)貿(mào)一班曾迪 2012620039寧楷 2012620044陳一霖 2012620040 我國(guó)農(nóng)民收入影響因素的回歸分析以四川省為例摘要：本文以四川省為例，分析農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響因素，并從中選出7個(gè)因素與農(nóng)民收入進(jìn)行多元回歸分析，建立數(shù)學(xué)模型，并定量分析影響因素的作用程度。關(guān)鍵詞：農(nóng)民收入 影響因素 回歸模型一、引言自改革開(kāi)放以來(lái),雖然中國(guó)經(jīng)濟(jì)平均增長(zhǎng)速度為9.5 % ,但二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)給經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)的問(wèn)題仍然很突出。農(nóng)村人口占了中國(guó)總?cè)丝诘?0 %多,農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理,經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá),以及農(nóng)民收入增長(zhǎng)緩慢

2、等問(wèn)題勢(shì)必成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)的障礙。正確有效地解決好“三農(nóng)”問(wèn)題是中國(guó)經(jīng)濟(jì)走出困境,實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)期穩(wěn)定增長(zhǎng)的關(guān)鍵。其中,農(nóng)民收入增長(zhǎng)是核心,也是解決“三農(nóng)”問(wèn)題的關(guān)鍵。本文力圖應(yīng)用適當(dāng)?shù)亩嘣€性回歸模型,對(duì)有關(guān)農(nóng)民收入的歷史數(shù)據(jù)和現(xiàn)狀進(jìn)行分析,尋找其根源,探討影響農(nóng)民收入的主要因素,并在此基礎(chǔ)上對(duì)如何增加農(nóng)民收入提出相應(yīng)的政策建議。二、定性分析 農(nóng)民收入水平的度量，通常采用人均純收入指標(biāo)（羅發(fā)友、肖國(guó)安，2002）。影響農(nóng)民收入增長(zhǎng)的因素是多方面的，既有結(jié)構(gòu)性矛盾因素，又有體制性障礙因素。但可以歸納為以下幾個(gè)方面：一是農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格水平。目前農(nóng)業(yè)收入仍是中西部地區(qū)農(nóng)民收入的主要來(lái)源，農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)

3、價(jià)格水平直接影響農(nóng)民收入狀況。二是農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移水平。中國(guó)的農(nóng)業(yè)目前仍以農(nóng)戶分散經(jīng)營(yíng)為主，農(nóng)業(yè)比較效益低，盡快地把農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移出去是有效改善農(nóng)民收入狀況的重要因素。三是城市化、工業(yè)化水平。中國(guó)多數(shù)地區(qū)城市化、工業(yè)化水平落后于世界平均水平，這種狀況極大地影響了農(nóng)民收入的增長(zhǎng)。四是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況。農(nóng)林牧漁業(yè)對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率是不同的。隨著我國(guó)“入世”后農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)的開(kāi)放和人民生活水平的提高、農(nóng)產(chǎn)品需求市場(chǎng)的改變，農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況直接影響著農(nóng)民收入的增長(zhǎng)。五是勞動(dòng)力素質(zhì)。勞動(dòng)力的技能素質(zhì)水平是影響勞動(dòng)力的就業(yè)適應(yīng)性、穩(wěn)定性和競(jìng)爭(zhēng)力的重要因素。因此，農(nóng)民綜合素質(zhì)水平低是農(nóng)民增收的關(guān)鍵性制約因素

4、。六是農(nóng)業(yè)投入水平。農(nóng)民收入與財(cái)政農(nóng)業(yè)支出、農(nóng)村集體投入、農(nóng)戶個(gè)人投入以及信貸投入都有顯著的正相關(guān)關(guān)系（朱述斌、陳衛(wèi)平和周波，2002）。農(nóng)業(yè)投入是農(nóng)民收入增長(zhǎng)的重要保證。但考慮到農(nóng)業(yè)投入主體的多元性，既有國(guó)家、集體和農(nóng)戶的投入，又有銀行、企業(yè)和外資的投入，考慮到復(fù)雜性和可行性，所以對(duì)農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)民收入，本文暫不作討論。因此，本文以四川為例，把農(nóng)民收入與各影響因素關(guān)系進(jìn)行線性回歸分析，并建立數(shù)學(xué)模型。三、計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型分析 （一）指標(biāo)的選擇 根據(jù)以上分析，我們?cè)谟绊戅r(nóng)民收入的五大因素中引入7個(gè)解釋變量（考慮到資料的可得性，僅利用1985-2000年的數(shù)據(jù)）。即： -農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格指數(shù)，-農(nóng)村勞動(dòng)

5、力中從事非農(nóng)勞動(dòng)力占農(nóng)村勞動(dòng)力總數(shù)的比重，-非農(nóng)人口占總?cè)丝诘谋戎兀?第二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)占全社會(huì)從業(yè)人數(shù)的比重，-第二、三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重，-農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的比重，-初中以上文化程度勞動(dòng)力占農(nóng)村勞動(dòng)力總數(shù)的比重。 樣本數(shù)據(jù)，經(jīng)由四川統(tǒng)計(jì)年鑒歷年資料計(jì)算整理，其中均按1985年不變價(jià)換算，數(shù)據(jù)整理結(jié)果列于表1。表1 農(nóng)民人均純收入與影響因子的原始數(shù)據(jù)年份198510017.717.833.359.564.725.2377.31986107.817.517.834.261.761.928.1390.61987121.616.818.134.261.462.230.7404.8

6、1988156.418.318.335.564.459.232.3421.81989180.316.718.534.965.159.732.8432.81990177.817.318.634.364.559.934.6440.61991172.317.518.734.766.159.336.9457.31992170.220.518.936.668.757.338.2485.21993186.526.619.242.772.054.640.1504.51994251.528.019.643.972.851.742.2536.11995306.228.520.349.073.349.344.85

7、78.01996326.128.620.550.274.148.847.2647.41997316.329.720.952.875.348.548.7712.31998287.530.421.253.477.846.550.8701.81999259.431.421.453.678.249.252.8741.02000252.936.422.753.478.548.756.3760.0 資料來(lái)源：四川統(tǒng)計(jì)年鑒2000年版 FILENAME 農(nóng)民收入影響因素的回歸分析 （二）計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的建立 1、相關(guān)分析。為了說(shuō)明各解釋變量對(duì)被解釋變量的影響，我們先進(jìn)行農(nóng)民收入與制約因素的相關(guān)分析，計(jì)算簡(jiǎn)單相

8、關(guān)系數(shù)，各變量簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)矩陣如表2所示，根據(jù)相關(guān)系數(shù)分析，說(shuō)明各因子對(duì)農(nóng)民收入的影響是極為顯著的。表2 簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)矩陣 該簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)矩陣由統(tǒng)計(jì)軟件SAS計(jì)算所得。 x1 x2 x3 x4 x5 x6 x7 yx1 1.00000 0.82458 0.83091 0.89804 0.88105 -0.94975 0.86967 0.85908x2 0.82458 1.00000 0.95230 0.96342 0.95245 -0.93471 0.94187 0.93904x3 0.83091 0.95230 1.00000 0.95154 0.94850 -0.92072 0.98080

9、 0.98149x4 0.89804 0.96342 0.95154 1.00000 0.95543 -0.96835 0.95009 0.97282x5 0.88105 0.95245 0.94850 0.95543 1.00000 -0.97446 0.98218 0.95560 x6 -0.94975 -0.93471 -0.92072 -0.96835 -0.97446 1.00000 -0.95369 -0.93714x7 0.86967 0.94187 0.98080 0.95009 0.98218 -0.95369 1.00000 0.97806y 0.85908 0.93904

10、 0.98149 0.97282 0.95560 -0.93714 0.97806 1.00000 2、多元回歸分析。為了解各種因素共同作用下對(duì)農(nóng)民收入的影響，我們進(jìn)行多元回歸分析。將上述因素考慮在內(nèi)，最后的計(jì)量模型為：在計(jì)算機(jī)上用Eviews軟件進(jìn)行最小二乘估計(jì)運(yùn)算，得出回歸模型及各檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量： （0.287）（-1.942） （0.976） （4.536） （0.571） （1.519） （1.140） F=146.8878 （1）多重共線性檢驗(yàn)及修正： 多重共線性的檢驗(yàn)從表2中可以看出，解釋變量之間存在高度線性相關(guān)。同時(shí)從回歸模型可以看出，盡管整體上線性回歸擬合較好，但和變量的參數(shù)t值并

11、不顯著，表明模型中解釋變量確實(shí)存在嚴(yán)重的多重共線性。 多重共線性的修正 采用逐個(gè)剔出法來(lái)消除多重共線性，首先將t統(tǒng)計(jì)量最小的剔出，重新建立模型進(jìn)行分析，得到新的回歸模型： （-2.196）（1.028） （4.781） （0.522） （2.322） （1.258） F=189.143 、和的t檢驗(yàn)又沒(méi)有通過(guò)，再剔出t統(tǒng)計(jì)量最小的，重新建立回歸方程： （-2.445）（0.922） （4.940） （2.371） （2.728） F=244.726 的t檢驗(yàn)未通過(guò)，剔出再次建立回歸模型： （-2.287） （6.302） （3.958） （7.451） F=309.915 至此，模型的t檢驗(yàn)全

12、部通過(guò)，其他統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)效果均有較大改善，多重共線性消除。 （2）異方差檢驗(yàn) 利用ARCH檢驗(yàn)法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诋惙讲顧z驗(yàn)，由于樣本比較小，所以我們就不用(n-p)*R2，e與其滯后3階的3個(gè)自回歸變量t值均不顯著，就說(shuō)明該模型不存在異方差。表3 異方差的ARCH檢驗(yàn)ARCH Test:F-statistic1Probability0.373480343084Obs*R-squared3.6508303012 Probability0.30172033587Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least Squa

13、resDate: 06/05/05 Time: 09:46Sample(adjusted): 1988 2000Included observations: 13 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C94.485972237109.3933147110.8637271161120.410165382558RESID2(-1)-0.06873023638550.326045345225-0.2107996246290.837739128701RESID2(-2)0.476730589794

14、0.2999809294151.589202989410.146477551679RESID2(-3)-0.06406906963560.329522497889-0.1944300314730.850157113828R-squared0.280833100092 Mean dependent var152.183591612Adjusted R-squared0.0411108001228 S.D. dependent var213.236275451S.E. of regression208.807119234 Akaike info criterion13.7683588044Sum

15、squared resid392403.717385 Schwarz criterion13.9421893759Log likelihood-85.4943322287 F-statistic1urbin-Watson stat1.97414073608 Prob(F-statistic)0.373480343084 （3）自相關(guān)檢驗(yàn)： 采用DW檢驗(yàn)來(lái)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ妥韵嚓P(guān)問(wèn)題，由最小二乘估計(jì)結(jié)果得出DW=2.742，給定顯著性水平，查Durbin-Watson表，n=16，k=4，得下限臨界值=0.734，上限臨界值=1.935，DW檢驗(yàn)不能確定是否自相關(guān)，改用圖示法進(jìn)行

16、檢驗(yàn)，如圖1所示，可以看出，一階殘差無(wú)自相關(guān)，模型通過(guò)檢驗(yàn)。圖1 一階殘差散點(diǎn)圖四、模型總體評(píng)價(jià)及對(duì)策建議 （一）模型總體評(píng)價(jià) 由農(nóng)民人均純收入實(shí)際數(shù)據(jù)與回歸模型作圖，如圖2所示，可以看出，模型和實(shí)際擬合較好，模型的設(shè)定合理，具有應(yīng)用和預(yù)測(cè)價(jià)值。圖2 回歸模型擬合效果圖 （二）對(duì)策建議：根據(jù)本文上述分析,要快速增加農(nóng)民的收入,提高農(nóng)民收入增長(zhǎng)率,切實(shí)有效地解決好“三農(nóng)”問(wèn)題,促進(jìn)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期、穩(wěn)定、協(xié)調(diào)發(fā)展,應(yīng)著實(shí)做好以下三點(diǎn):1、提高農(nóng)業(yè)收入的增長(zhǎng)率,確保農(nóng)業(yè)收入在農(nóng)民收入中的主體地位農(nóng)業(yè)收入在農(nóng)民收入占了絕對(duì)大的比重,是農(nóng)民收入的主要來(lái)源。農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)緩慢,制約了家庭經(jīng)營(yíng)性收入的快速增長(zhǎng)。切實(shí)

17、有效地提高農(nóng)業(yè)收入的增長(zhǎng)率是使農(nóng)民收入快速增長(zhǎng)的主要措施?？紤]到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源的有限性,提高農(nóng)業(yè)收入的增長(zhǎng)率的措施是:（1）提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù),實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的現(xiàn)代化。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源有限的條件下,要提高農(nóng)業(yè)收入的總量,可以從以下幾點(diǎn)考慮:一是調(diào)整農(nóng)業(yè)的種植結(jié)構(gòu),向質(zhì)量好、收入高的種植物轉(zhuǎn)產(chǎn);二是提高農(nóng)業(yè)的科學(xué)技術(shù)水平,實(shí)現(xiàn)科學(xué)農(nóng)業(yè)、無(wú)公害農(nóng)業(yè)、綠色農(nóng)業(yè)和農(nóng)業(yè)的現(xiàn)代化，提高農(nóng)業(yè)的單位產(chǎn)出,增加農(nóng)民收入。（2）增加財(cái)政對(duì)農(nóng)業(yè)的支持,切實(shí)、有效地減輕農(nóng)民負(fù)擔(dān),降低農(nóng)業(yè)成本,增加農(nóng)業(yè)收入。（3）加快農(nóng)村的城鎮(zhèn)化建設(shè),實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)過(guò)剩勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移。在農(nóng)業(yè)收入總量不變的情況下,農(nóng)業(yè)人口的減少也有助于提高農(nóng)民的人均收

18、入,實(shí)現(xiàn)農(nóng)民收入的快速增長(zhǎng)。其措施是:一是加速農(nóng)村城鎮(zhèn)化建設(shè),實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移,減輕農(nóng)業(yè)人口過(guò)剩的壓力,大力發(fā)展第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè),實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。二是打通影響城鄉(xiāng)勞動(dòng)力自由流動(dòng)的阻礙,消除城鄉(xiāng)差別,促進(jìn)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力在城鄉(xiāng)之間合理流動(dòng)。2、大力發(fā)展家庭經(jīng)營(yíng)性收入中的非農(nóng)業(yè)項(xiàng)目,提高非農(nóng)業(yè)收入對(duì)家庭經(jīng)營(yíng)性收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。發(fā)展家庭經(jīng)營(yíng)性項(xiàng)目中非農(nóng)業(yè)項(xiàng)目主要考慮以下幾個(gè)方面:（1）大力發(fā)展農(nóng)村地方性工業(yè)企業(yè)。在農(nóng)民純收入中,工資性收入是農(nóng)民純收入增長(zhǎng)的帶動(dòng)力,在工資性收入結(jié)構(gòu)分析中,地方企業(yè)組織的工資性收入平均值較大,它的緩慢增長(zhǎng)在一定程度上制約的工資性收入的快速增長(zhǎng);在家庭經(jīng)營(yíng)性收

19、入中,工業(yè)收入也具有較高的增長(zhǎng)率,因此農(nóng)村地方性工業(yè)企業(yè)是保證農(nóng)民純收入穩(wěn)定增長(zhǎng)的可靠保障。大力發(fā)展農(nóng)村地方性工業(yè)企業(yè)的措施是,加大扶植農(nóng)村地方性工業(yè)的力度,因?yàn)檗r(nóng)村地方性工業(yè)一般都是農(nóng)業(yè)加工企業(yè),主要是集體或私人投資的企業(yè),一般規(guī)模都很小,資金不足是困擾它們發(fā)展的一個(gè)重要問(wèn)題,而農(nóng)業(yè)加工企業(yè)是將農(nóng)產(chǎn)品轉(zhuǎn)換成商品,提高農(nóng)產(chǎn)品附加值的重要一環(huán),是增加農(nóng)民收入的切實(shí)有效的措施,因此,農(nóng)村地方性工業(yè)需要政府的政策、財(cái)政、投資資金扶植,幫助企業(yè)走出發(fā)展的困境。（2）大力發(fā)展農(nóng)村的服務(wù)業(yè)。發(fā)展服務(wù)業(yè)的措施是,一是要轉(zhuǎn)變觀念。使農(nóng)村自給自足的自然經(jīng)濟(jì)觀念淡化,代之以市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)意識(shí);二是實(shí)現(xiàn)農(nóng)村服務(wù)的專業(yè)化。專業(yè)化的服務(wù)有助于提高服務(wù)質(zhì)量;三是大力發(fā)展農(nóng)業(yè)服務(wù)。農(nóng)