1、把農(nóng)民收入影響因般素的計(jì)量分析內(nèi)容摘要：氨本文選取198斑6-2005年啊相關(guān)數(shù)據(jù)，應(yīng)用案計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方巴法，根據(jù)農(nóng)作物氨播種面積、農(nóng)產(chǎn)伴生產(chǎn)價(jià)格總指數(shù)熬、第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)半人數(shù)占全社會(huì)就敖業(yè)人數(shù)的比重、俺農(nóng)村用電量和財(cái)拔政支出對(duì)農(nóng)業(yè)的按投入等五因素對(duì)澳我國(guó)農(nóng)民收入的爸影響，建立多元八線性回歸模型并絆檢驗(yàn)，并對(duì)各因奧素的影響程度進(jìn)疤行分析，給出相阿應(yīng)的政策評(píng)價(jià)和八政策建議，以便版各級(jí)政府制定適暗應(yīng)我國(guó)農(nóng)業(yè)長(zhǎng)久跋持續(xù)健康發(fā)展的背相關(guān)政策。耙關(guān)鍵詞：白農(nóng)民收入，計(jì)量罷分析，回歸分析一、提出問(wèn)題奧經(jīng)濟(jì)體制改革以?shī)W來(lái)，我國(guó)農(nóng)民收班入總的來(lái)說(shuō)增長(zhǎng)啊緩慢。拌1979-19班85拔年，農(nóng)民人均純礙收入由奧 16

2、0爸.2捌元提高到般397.6敖元，扣除物價(jià)上吧漲因素，實(shí)際平阿均每年增長(zhǎng)吧15.2瓣%。此后農(nóng)民收隘入增長(zhǎng)一度陷入扳低迷挨瓣兩次增速連續(xù)下愛(ài)降：一次是在1哎989-199芭1年，連續(xù)3年版農(nóng)民收入增長(zhǎng)幅敗度下降，甚至出皚現(xiàn)了負(fù)增長(zhǎng)，年把均增長(zhǎng)只有0.霸7%；另一次是氨在1997-2半000年，連續(xù)俺四年農(nóng)民收入增伴長(zhǎng)幅度的下降。瓣2001昂-2003版年增長(zhǎng)幅度雖然爸超過(guò)4%，但仍芭是恢復(fù)性的，基拔礎(chǔ)不牢固。白2004年農(nóng)民哎純收入增長(zhǎng)突破耙2936元，實(shí)挨際增長(zhǎng)6.8%瓣，是1997以暗來(lái)增長(zhǎng)最快的一罷年。此后，農(nóng)民岸純收入一直出相愛(ài)對(duì)較高的增長(zhǎng)速壩度，平均增長(zhǎng)速白度為7.73%板。為什么

3、在19搬89-1992芭年和1997-笆2000農(nóng)民純胺收入增長(zhǎng)幅度會(huì)佰下降？為什么2骯004年農(nóng)民純捌收入增長(zhǎng)幅度是捌1997以來(lái)增扒長(zhǎng)最快的一年，扒并在此后能一直壩保持較高的增長(zhǎng)斑速度？到底哪些捌因素影響農(nóng)民純靶收入？政府應(yīng)該擺采取什么措施來(lái)叭增加農(nóng)民收入？二、理論來(lái)源吧從經(jīng)濟(jì)學(xué)的學(xué)習(xí)哀中可以發(fā)現(xiàn)，影埃響農(nóng)民收入增長(zhǎng)挨的因素主要有：罷農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格版和產(chǎn)量、農(nóng)作物安播種面積、農(nóng)業(yè)把從業(yè)人數(shù)和財(cái)政敖投入等版考慮到數(shù)據(jù)獲取般的方便程度和模胺型的合理性，綜埃合選擇了一下指扒標(biāo)作為影響農(nóng)民稗純收入的因素：岸Y: 農(nóng)村居拜民純收入（元）唉；X2：農(nóng)作物巴播種面積（千公班頃）；X3：農(nóng)頒產(chǎn)品的生產(chǎn)價(jià)格礙總

4、指數(shù)（%）；八X4：襖第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人頒數(shù)占全社會(huì)就業(yè)阿人數(shù)的比重（%柏）；X5：農(nóng)村版用電量（億千瓦板時(shí)）；X6：財(cái)斑政對(duì)農(nóng)業(yè)的投入稗（億元）。壩三、模型所需數(shù)罷據(jù)背年份百 農(nóng)村居民家熬庭人均純收入（班元）Y澳 農(nóng)作物總播巴種面積(千公頃靶)X2疤農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格壩總指數(shù)X3（上板年=100半）佰第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人八數(shù)占全社會(huì)就業(yè)耙人數(shù)的比重X4柏農(nóng)村用電量（億斑千瓦時(shí)）X5啊財(cái)政支出對(duì)農(nóng)業(yè)班的投入（億元）安X6熬1986百423.80 盎144204.矮00 半106.40 澳60.9艾2白53.1拔184.20絆1987愛(ài)462.60 班144957.伴00 瓣112.00 巴60.0瓣320.

5、8白195.70邦1988拌544.90 扮144869.癌00 擺123.00 巴59.3半508.9捌214.10哎1989耙601.50 柏146554.岸00 版115.00 扳60.1暗790.5搬265.90柏1990稗686.30 板148362.俺00 捌97.40 奧60.1岸844.5拌307.80奧1991版708.60 白149586.邦00 百98.00 佰59.7白963.2絆347.60搬1992皚784.00 骯149007.擺00 白103.40 癌58.5壩1106.9艾376.00隘1993板921.60 扳147741.扮00 奧113.40 懊56.4

6、白1244.9矮440.50伴1994癌1221.00癌 盎148241.礙00 唉139.90 安54.3疤1473.9耙533.00鞍1995般1577.70捌 暗149879.拔00 敗119.90 骯52.2瓣1655.7案574.90扮1996癌1926.10斑 藹152381.半00 跋104.20 矮50.5皚1812.7爸700.40把1997澳2090.10八 背153969.扒00 隘95.50 頒49.9稗1980.1把766.40耙1998壩2162.00八 版155706.佰00 隘92.00 白49.8叭2042.2壩1154.80班1999瓣2210.30巴 拔1

7、56373.癌00 扮87.80 藹50.1疤2173.4拌1085.80阿2000背2253.40邦 埃156300.笆00 按96.40 襖50.0把2421.3阿1231.50隘2001扒2366.40百 百155708.霸00 扒103.10 矮50.0爸2610.8襖1456.70罷2002伴2475.60艾 暗154636.瓣00 耙99.70 辦50.0盎2993.4笆1580.80佰2003辦2622.20叭 敖152415.巴00 懊104.40 胺49.1扳3432.9斑1754.50耙2004吧2936.40癌 凹153553.襖00 暗113.10 礙46.9叭3933

8、.0稗2337.60礙2005般3254.90艾 絆155488.澳00 扮101.40 扒44.8澳4375.7傲2450.30邦2006百3587.00皚 白1拔52149.0敖0 百101.20 霸42.6癌4895.8哎3173.00耙2007挨4140.40凹 扮153464.熬00 白118.50 吧40.8拔5509.9扮4318.30岸2008霸4760.60班 敗156266.拜00 般114.10 斑39.6隘5713.2爸5955.50案2009唉5153.20笆 伴158639.唉00 埃97.60 案38.1擺6104.4唉7253.10案數(shù)據(jù)來(lái)源：20把10年中國(guó)統(tǒng)

9、計(jì)懊年鑒，2010拔年中國(guó)農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)敗年鑒 背四、捌模型設(shè)定和參數(shù)暗估計(jì)般樣本回歸模型設(shè)懊定為 ：疤1、搬對(duì)原始模型進(jìn)行白回歸，其結(jié)果為唉：八Variabl暗e爸Coeffic搬ient礙Std. Er白ror版t-Stati皚stic奧Prob.癌C辦2457.89稗4芭1993.07敗1靶1.23321昂9隘0.2334靶X2盎0.02567盎5笆0.00927絆1叭2.76944稗1挨0.0126凹X3背-2.1673拔74懊1.78825疤6唉-1.2120阿04礙0.2412把X4埃-93.156按14跋10.8155哀3罷-扒8.61318癌4版0.0000傲X5傲0.18133爸6

10、八0.04231擺8敗4.28504唉5捌0.0004擺X6絆0.18508奧9癌0.02157襖3敗8.57968佰9骯0.0000凹R-squar壩ed癌0.99800拔4柏Mea皚n depen邦dent va昂r艾2077.94班2吧Adjuste胺d R-squ氨ared叭0.99744靶9癌S.D皚. depen爸dent va般r皚1376.93皚0吧S.E. of班 regres昂sion哀69.5458按7敗Aka癌ike inf靶o crite百rion吧11.5341吧7辦Sum squ稗ared re胺sid伴87059.2敗9懊Sch疤warz cr巴iterion百

11、11.8286跋8襖Log lik伴elihood芭-132.41頒00伴F-s矮tatisti辦c擺1799.58藹0霸Durbin-耙Watson 啊stat骯0.99777安4頒Pro唉b(F-sta八tistic)岸0.00000俺0把SE=(芭1993.07八1) (0斑.009271把) (1.巴788256)霸 (10.芭81553) 叭 (0.0半42318) 巴 (0.0芭21573)按T= (1.2跋33219) 藹 (2.769藹441) 俺(-1.212藹004) 扮(-8.613爸184) 斑(4.2850背45) 疤(8.5796扮89)埃=0.9980安04 芭=

12、唉0.99744啊9 擺 熬 F板=1799.5爸80 DW=岸0.99777皚4礙模型檢驗(yàn)壩：當(dāng)啊=0.05時(shí)，瓣=熬0.99744白，艾可決系數(shù)很高，扮F=1799.斑580，回歸方艾程顯著。唉X2、X4、X啊5和X6都顯著傲，截距和X3未盎通過(guò)顯著性檢驗(yàn)凹，可能具有都充芭共線性。巴2、檢驗(yàn)是否具愛(ài)有多重共線性相關(guān)系數(shù)矩陣叭靶X6挨X5壩X4柏X3啊X2佰X6壩1瓣0.92898佰9八-0.8761藹717吧-0.0681爸91襖0.64722熬08傲X5稗0.92898霸9藹1爸-0.9647跋793埃-0.1051邦723版0.75041叭74耙X4安-0壩.876171巴7柏-0.9

13、647般793昂1皚0.14596礙31板-0.8300癌605拜X3芭-0.0681礙91扒-0.1051安723鞍0.14596愛(ài)31把1辦-0.5075捌543艾X2伴0.64722般08傲0.75041藹74癌-0.8300唉605搬-0.5075白543把1邦有解釋變量的相盎關(guān)性矩陣可知，奧存在多重共線性跋。襖3、對(duì)多重共線白性的修正哎分別作Y對(duì)X2俺、X3、X4、柏X5、X6的一絆元回歸，相關(guān)結(jié)隘果如下：阿變量艾X2搬X3翱X4隘X5啊X6笆參數(shù)估計(jì)值奧0.26725哀9安-19.992奧-194.吧597八0.76086岸9叭0.68925霸8昂t統(tǒng)計(jì)量皚6.67159拌4斑-0

14、.8035叭9阿-27.753奧7捌25.8218瓣8擺12.3090百2癌耙0.66922懊3捌0.02851氨6扒0.97223岸2把0.96805頒9哀0.87320盎8挨霸0.65418扒8鞍-0.0156癌4懊0.97096按9拔0.96660擺7捌0.86744翱4澳其中，X4的笆=0.9709笆69，最大，以罷X4為基礎(chǔ)，順礙次加入其他變量襖逐步回歸，結(jié)果笆如下：拌變量敗X2氨X3跋X4骯X5扳X6跋藹X4 X2拌-0.0004扮14岸-194.80芭4壩0.96958奧7阿(-0.019斑420)礙(-15.13挨788)稗X4 X3埃-3.0173爸52按-193.86愛(ài)24

15、把0.97028板3爸(-0.701頒452)拜(-27.03俺521)扒X4 X5艾-104.87敗05耙0.36441凹8板0.98641八8版(-5.752啊210)罷（-5.101辦199）暗X4 X6懊-142.09叭77拔0.22394愛(ài)1俺0.99304氨1俺(-1襖9.95174芭)巴（-8.413翱075）拌經(jīng)比較，新加入傲X6的方程癌=0.9930白41，改進(jìn)最大盎，而且各參數(shù)的邦t檢驗(yàn)顯著，選礙擇保留X6，在藹加入其他變量逐扒步回歸，結(jié)果如盎下：斑變量柏X2懊X3擺X4吧X5盎X6邦艾X4 X6 X芭2凹0.02756敖3艾-123.24傲95瓣0.24538骯5癌0.9

16、9501斑3阿（-3.050瓣341）鞍(-14.27愛(ài)645)奧（-10.39藹579）佰X4八 X6 X3胺-5.2927唉91把-138.82襖34般0.23241氨5皚0.99490八8敖(-2.948隘919)隘(-22.41壩628）敖（-10.12班641）扮X4 X6 X罷5吧-118.46扒44艾0.14264扮3埃0.17493阿8胺0.99422岸2敖（-9.747澳705）安（-2.300捌054）熬（-0.174安938）爸變量胺X2拌X3背X4懊X5挨X6跋瓣X4 X6 X般2 X3搬0.01708笆5絆-2.9416骯81胺-128.59辦48骯0.24194靶2

17、凹0.99巴5118柏（-1.364胺449）笆(-1.195靶225)百(-13.33翱705)阿（-10.28挨132）愛(ài)X4 X6 X癌2 X5敖0.03356頒1版-88.245昂2爸0.18651搬9胺0.18597敖5伴0.99738搬6案（-5.020耙958）跋(-8.693霸387)盎（-4.376熬511）哎（-8.521百161）白當(dāng)加入X3時(shí)，班X2和X3參數(shù)版的t檢驗(yàn)都不顯叭著；當(dāng)加入X5般時(shí)，截距不顯著巴。所以經(jīng)過(guò)對(duì)多佰重共線頒性的修正后，樣敗本回歸模型為：八SE=敗 熬(1733.8擺09) 拌 敖(0.0090挨36) (安8.63306瓣2) 罷(0.0236

18、扒04)背T= 跋(2.2132案16) 啊 懊(3.0503奧41) 澳 爸(-14.27扳645) 隘 捌 襖(10.395柏79)班=唉 暗0.99566襖4 斑 挨=般0.99501板3 胺 扮 爸F叭=1530.7扒46 頒 安DW=0.66胺88664、驗(yàn)證異方差疤由于此模型為時(shí)翱間序列模型，凹且樣本容量為2氨4，可視為大樣版本，敖故采用ARCH骯 LM 檢驗(yàn)法把對(duì)上述模型進(jìn)行哀異方差檢驗(yàn)。半為了操作方便，半同時(shí)又不影響檢唉驗(yàn)的效果，在建鞍立殘差平方和的白輔助回歸方程時(shí)敖，本組選擇建立澳殘差平方和的4哎階輔助礙 佰自回歸方程：背ARCH Te骯st:挨F-stati般stic版1.

19、26271拌5哀Pro罷babilit瓣y笆0.32769拜9襖Obs*R-s岸quared捌5.03804阿8礙Pro唉babilit爸y懊0.28341叭6艾C瓣1岸1893.65叭4550.25昂6擺2.61384壩3邦0.0196阿RESID2哎(-1)挨0.30023艾1邦0.26188啊2藹1.14643柏6昂0.2696芭RESID2搬(-2)半-0.3983懊05靶0.27981艾1敗-1.4234靶78八0.1751靶RESID2吧(-3)絆-0.1108扳72氨0.27738吧0胺-0.3997般11伴0.6950唉RESID2挨(-4)疤-0.1585笆70艾0.2646

20、1暗7靶-0.5992辦42唉0.5580捌R-squar把ed奧0.25190岸2暗Mea凹n depen敖dent va骯r哎8899.17柏1罷Adjuste背d R-squ扒ared巴0.05241盎0礙S.D藹. depen矮dent va絆r叭11005.2哀3擺S.E. of氨 regres半sion罷10712.9唉6鞍Aka暗ike inf斑o crite挨rion背21.6086案1邦Sum squ八ared re疤sid暗1.72E+0岸9芭Sch胺warz cr皚iterion暗21.8575耙5斑Log lik吧elihood伴-211.08斑61絆F-s擺tatis

21、ti熬c矮1.26271跋5吧Durbin-斑Watson 阿stat爸2.03903巴1敖Pro疤b(F-sta岸tistic)骯0.32769霸9扳由暗檢驗(yàn)結(jié)果可知，頒殘差平方和的四白階滯后項(xiàng)的參數(shù)俺的t檢驗(yàn)皆不顯傲著，因此可判定吧上述模型不存在扳異方差現(xiàn)象。5、驗(yàn)證自相關(guān)襖經(jīng)過(guò)對(duì)多重共線奧性修正后的模為巴:藹此時(shí)，n=24俺，k=3，邦=0.0翱1敖，查表可知：D把L=熬0.882奧,DU=奧1.407扳因?yàn)榘鉊L吧DW=拜0.99777半4芭DU板，所以該模型存唉在正的自相關(guān)骯用科克倫-奧克芭特迭代法進(jìn)行修百正，對(duì)殘差進(jìn)行頒一階線性回歸，艾 =0.669吧407背Variabl疤e拜C

22、oeffic吧ient澳Std. Er叭ror凹t-Stati矮stic胺Prob.柏C般1213.18埃1芭597.058柏7奧2.03193按0傲0.0564胺X2-0.66艾9407*X2瓣(-1)扳0.02921昂8哎0.01055爸0鞍2.76948岸0埃0.0122啊X4-0.66骯9407*X4絆(-1)佰-124.44柏06艾11.2256耙4暗-11.085唉39啊0.0000芭X6-0.66案9407*X6埃(-1)翱0.22374按6版0.03163爸0隘7.07375癌5皚0.0000昂R-squar哎ed頒0.98428按9背Mea敖n depen氨dent va把r

23、昂848.376擺5案Adjuste扒d R-squ澳ared礙0.98180奧8胺S.D背. depen胺dent va挨r疤541.011氨9奧S.E. of邦 regres襖sion壩72.9709翱1艾Aka半ike inf挨o crite白rion辦11.5747斑7邦Sum squ皚ared re哀sid哎101170.霸3八Sch皚warz cr艾iterion礙11.7722岸5瓣Log lik凹elihood八-129.10疤98皚F-s挨tatisti背c襖396.769盎3邦Durbin-搬Watson 扮stat罷1.32030疤8芭Pro搬b(F-sta盎tistic

24、)笆0.00000邦0骯雖然DW有大幅艾提高，但DL辦DW=1.32斑0308DW=暗1.46563案7澳DU耙，說(shuō)明模型經(jīng)過(guò)板二次迭代修正已壩不存在自相關(guān)性般。熬所以最終模型為挨：澳Y:農(nóng)民人均純熬收入（元）；疤X2：農(nóng)作物播壩種面積(千公頃凹)；礙X盎4:藹 頒第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人案數(shù)占全社會(huì)就業(yè)胺人數(shù)的比重笆（%）；阿X爸6：財(cái)政支出對(duì)八農(nóng)業(yè)的投入（億版元）；頒五、襖經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)百農(nóng)作物播種面積邦和財(cái)政支出對(duì)農(nóng)阿業(yè)的投入的系數(shù)耙分別為懊0.02445斑3按和敗0.23557耙2哎，呈正相關(guān)，顯扮然符合經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)吧規(guī)律，說(shuō)明：農(nóng)百作物播種面積每傲增加胺一千公頃案，農(nóng)民人均純收佰入增加稗0.024

25、45疤3俺元；財(cái)政支出對(duì)芭農(nóng)業(yè)的投入每增把加一億元，農(nóng)民艾人均純收入就增皚加盎0.23557矮2百元。另外第一產(chǎn)罷業(yè)就業(yè)人數(shù)占全案社會(huì)就業(yè)人數(shù)的俺比重的系數(shù)為-拌105.112哀4，呈負(fù)相關(guān)，吧說(shuō)明哎農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)的扳比重每增加一個(gè)罷百分點(diǎn)，農(nóng)民人盎均純收入會(huì)減少扳106.920半5拔元。經(jīng)分析，整班個(gè)模型符合經(jīng)濟(jì)懊生產(chǎn)規(guī)律。拜六、芭模型存在的問(wèn)題哀在數(shù)據(jù)收集時(shí)，百由于初次嘗試寫(xiě)柏論文，對(duì)收集數(shù)伴據(jù)的途徑和處理傲數(shù)據(jù)的方法都不疤甚熟悉，因此，靶只收集到198頒6-2009的隘數(shù)據(jù)，樣本容量背只為24個(gè)，距凹離30個(gè)以上的傲大樣本還有一定熬的差距，因此在埃做時(shí)間序列的異哀方差檢驗(yàn)，只能礙近似的視為

26、大樣埃本處理。另外由巴于缺失1978邦-1985年的按部分?jǐn)?shù)據(jù)，以及暗2010年和2伴011年的數(shù)據(jù)盎尚未正式公布，傲所以難以完成對(duì)愛(ài)改革開(kāi)放以來(lái)的叭我國(guó)農(nóng)民收入埃變化的完整時(shí)間版序列分析，這也半是這篇論文的遺安憾之處。邦由于我組成員分隘析能力不足，在骯建立模型時(shí)只選按取了影響我國(guó)農(nóng)稗民人均收入的主暗要因素進(jìn)行分析板，對(duì)另外可能影扳響的因素未納入昂模型當(dāng)中，可能芭致使該模型在解啊釋和預(yù)測(cè)我國(guó)農(nóng)扮民收入變化方面愛(ài)存在不足。稗七、翱根據(jù)該模型得出斑政策建議拜增加農(nóng)民收入的白主要途徑。暗從模型可知，影皚響農(nóng)民收入的主扒要因素有：農(nóng)作岸物播種面積、農(nóng)哀業(yè)從業(yè)人數(shù)比重埃和財(cái)政支出對(duì)農(nóng)稗業(yè)的投入。因此癌要

27、想切實(shí)提高農(nóng)案民收入，必須從靶這三個(gè)方面入手邦，制定合理有效疤地農(nóng)民增收政策岸。哀保證合理的農(nóng)作般物播種面積，是耙保證農(nóng)民增收的百前提。擺我國(guó)有7億多的哎農(nóng)民，雖然其中埃有2億多的農(nóng)民扳工并不主要從事辦農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，但對(duì)哀于剩余的大多數(shù)矮農(nóng)民，從事農(nóng)業(yè)啊生產(chǎn)依然是他們氨獲取收入的主要昂來(lái)源。俗話說(shuō)巧半婦難為無(wú)米之炊唉。倘若不能保證靶基本的耕地資源班，農(nóng)作物播種面埃積勢(shì)必會(huì)下降。百?zèng)]有必要農(nóng)作物矮播種面積的保證疤，糧食作物增產(chǎn)靶增收將何其難也背？再談農(nóng)民增收白也就如無(wú)水之源拜，失去了前提。跋因此，中央政府佰誓言保住18億胺畝耕地決心，是白相當(dāng)正確和具有扮戰(zhàn)略眼光的。同跋時(shí)從模型中，我巴們還可以看出皚，農(nóng)作物播種面愛(ài)積的邊際系數(shù)并奧不大，這說(shuō)明我艾國(guó)單位土地的產(chǎn)百出不高，農(nóng)業(yè)規(guī)拜?；蜕唐坊贪捕炔桓撸r(nóng)業(yè)生哎產(chǎn)整體效益較低氨?；诖耍瑖?guó)家搬應(yīng)該在保證必要埃耕地面積的同時(shí)愛(ài)，積極推廣優(yōu)質(zhì)跋農(nóng)作物品種的種稗植，大力倡導(dǎo)新安型農(nóng)業(yè)、生態(tài)農(nóng)昂業(yè)，著力支持農(nóng)柏業(yè)的商品化和產(chǎn)皚業(yè)化經(jīng)營(yíng)，提高絆我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的敖整體效益。襖積極推進(jìn)農(nóng)村勞哀動(dòng)力轉(zhuǎn)移，加快拜推進(jìn)城市化建設(shè)笆，促進(jìn)農(nóng)民工增佰收，是芭促進(jìn)胺增加藹農(nóng)民增收的有