多元線(xiàn)性回歸模型論文農(nóng)村居民收入論文(20210114230852)

1、多元線(xiàn)性回歸模型論文農(nóng)村居民收入論文：基于多元線(xiàn)性回歸模型的農(nóng)村居民收入增長(zhǎng)分析摘 要：針對(duì)影響安徽省農(nóng)村居民收入的因素進(jìn)行分析，再運(yùn)用實(shí) 證方法對(duì)1995-2009年的經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，從而得到影響安徽 省農(nóng)村居民純收入的多元線(xiàn)性回歸模型，通過(guò)對(duì)模型的驗(yàn)證能有效的預(yù)測(cè)安徽農(nóng)村居民的收入增長(zhǎng)趨勢(shì)并能對(duì)安徽省農(nóng)村地區(qū)的政策措 施提供參考建議。關(guān)鍵詞：影響因素；農(nóng)村居民收入；多元線(xiàn)性回歸模型0引言社會(huì)主義新農(nóng)村建設(shè)的首要任務(wù)是發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，其核心是增加 農(nóng)民收入。改革開(kāi)放30多年來(lái)，安徽農(nóng)民收入的變化大致經(jīng)歷了以下 5個(gè)階段：1978-1980年高速增長(zhǎng)階段，農(nóng)民人均純收入由1978年的 11

2、3.34元增加到1981年的246.49元，年均增長(zhǎng)29.6% ； 1982-1991年 相對(duì)低速增長(zhǎng)階段，其中1991年出現(xiàn)了負(fù)增長(zhǎng)，農(nóng)民收入下降了 17.3% ； 1992-1996年為較快增長(zhǎng)階段年增長(zhǎng)率均在20%以上；1997-2003年又為低速徘徊階段；2004-2009年為恢復(fù)性較快增長(zhǎng)階 段，增速均達(dá)到了兩位數(shù)，從2004年的2499.3元增加到2009年的4504.3元。但是整個(gè)農(nóng)民純收入的增長(zhǎng)與城鎮(zhèn)居民的收入相比，表現(xiàn)出了增長(zhǎng)緩慢、差距越來(lái)越大的趨勢(shì)。為此本文根據(jù)整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的 發(fā)展以及安徽省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)政策的調(diào)整變化、農(nóng)村居民自身人力資本的積累等因素的變化情況，對(duì)安徽省農(nóng)村居民

3、純收入的中長(zhǎng)期趨勢(shì)進(jìn)行 合理的預(yù)測(cè)，通過(guò)對(duì)1995-2009年安徽農(nóng)村居民人均純收入等經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的分析，運(yùn)用多元線(xiàn)性回歸方法建立模型，找出影響安徽農(nóng)村 居民純收入最主要的因素，為安徽省農(nóng)村產(chǎn)業(yè)政策提供建議。1影響安徽農(nóng)村居民純收入的影響因素1.1工資收入對(duì)安徽農(nóng)村居民純收入的影響改革開(kāi)放以來(lái)，作為人口大省的安徽，一直是勞務(wù)輸出大省，農(nóng) 村居民的外出勞務(wù)時(shí)間越來(lái)越長(zhǎng)， 從事的職業(yè)越來(lái)越多。如表1所示, 人均工資性收入在安徽農(nóng)村居民人均總收入中所占的比重越來(lái)越大， 由1995年的11.6%增長(zhǎng)到2009年的31.4%，由1995年的234.21元增 長(zhǎng)到了 2009年的1882.42元，十五年增

4、加了 1648.21元。1.2人均農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值對(duì)安徽農(nóng)村居民純收入的影響從近幾年看，安徽農(nóng)村居民的年純收入穩(wěn)步增長(zhǎng)。一方面是由于 黨中央、國(guó)務(wù)院高度重視農(nóng)民收入問(wèn)題，連續(xù)6年出臺(tái)涉農(nóng) 一號(hào)文件”取消了農(nóng)業(yè)稅和農(nóng)產(chǎn)品特產(chǎn)稅，推行了糧食直補(bǔ)和綜合補(bǔ)貼等 積極扶農(nóng)的財(cái)政政策，不斷的調(diào)整農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等；一方面由于安徽 省近年來(lái)農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度不斷提高，以及農(nóng)業(yè)科技的發(fā)展和較好的種 養(yǎng)殖天氣環(huán)境等為農(nóng)產(chǎn)品穩(wěn)產(chǎn)、高產(chǎn)提供了堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)，安徽省農(nóng)林牧 漁業(yè)總量不斷創(chuàng)出新高。如圖1、圖2示，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力由1995年 的1836萬(wàn)千瓦增加到2009年的5108.8萬(wàn)千瓦。安徽省農(nóng)林牧漁業(yè)總 值有1995年的98

5、0.26億元增加到2009年的2569.46億元。數(shù)據(jù)來(lái)源：安徽省國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展公報(bào)(1995-2009)；安 徽統(tǒng)計(jì)年鑒1999-2010。1.3生產(chǎn)費(fèi)用支出對(duì)安徽省農(nóng)村居民純收入的影響農(nóng)村居民人均生產(chǎn)費(fèi)用支出主要包括家庭經(jīng)營(yíng)費(fèi)用支出(農(nóng)林牧漁業(yè)生產(chǎn)支出等)和購(gòu)置生產(chǎn)性固定資產(chǎn)支出兩個(gè)部分。按統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)所示，安徽省農(nóng)村人均生產(chǎn)費(fèi)用支出呈逐年遞增的趨勢(shì)，從1995年的456.4元增加到了 2009年的1334.26元。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的邊際收益呈下 降趨勢(shì)，這嚴(yán)重影響了農(nóng)民純收入的提高。1.4轉(zhuǎn)移性和財(cái)產(chǎn)性收入以及農(nóng)村用電量對(duì)人均純收入的影響轉(zhuǎn)移性和財(cái)產(chǎn)性收入，在農(nóng)村居民收入中所占的比重較小， 隨著

6、 近年的政府對(duì)農(nóng)村投入的逐漸增大， 其政策性越來(lái)越強(qiáng)，轉(zhuǎn)移性和財(cái) 產(chǎn)性收入也呈逐年遞增趨勢(shì)，如圖 3示，從1995的4.6%增長(zhǎng)到2009 年的7.9%。農(nóng)村用電量反映了農(nóng)業(yè)居民在生產(chǎn)生活中對(duì)電力資源的 消費(fèi)，其與居民收入有緊密的聯(lián)系。如圖4安徽省農(nóng)村用電量從1995 年的37.4億千瓦時(shí)增長(zhǎng)到2009年的98.1億千瓦時(shí)。因此，本文把以上 兩個(gè)指標(biāo)也納入對(duì)農(nóng)村居民純收入的考核中。數(shù)據(jù)來(lái)源：根據(jù)安徽省國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展公報(bào)(1995 2009)； 安徽統(tǒng)計(jì)年鑒1999 2010相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算。2農(nóng)民收入增長(zhǎng)模型的分析2.1多元線(xiàn)性回歸分析方法回歸分析是經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析中使用最多的方法，多元回歸分析預(yù)

7、測(cè)法，是指通過(guò)對(duì)兩個(gè)或兩個(gè)以上的自變量與一個(gè)因變量的相關(guān)分析， 建立預(yù)測(cè)模型進(jìn)行預(yù)測(cè)的方法。當(dāng)自變量與因變量之間存在線(xiàn)性關(guān)系 時(shí)，稱(chēng)為多元線(xiàn)性回歸分析。多元線(xiàn)性回歸模型的一般形式為：Y 匸卩 0+!-1X1i+卩 2X2i+-+ kXki+卩 i （i=1,2,n）其中，k為解釋變量的數(shù)目，L： 1,L： 2卩k是未知參數(shù)， 稱(chēng)為回歸系數(shù)。y稱(chēng)為被解釋變量（因變量），而 X 1t ,X 2t ,X kt是k個(gè)可以精確測(cè)量并可控制 的一般變量，稱(chēng)為解釋變量（自變量），i是隨機(jī)誤差。當(dāng)B玄時(shí), 上式為多元線(xiàn)性回歸模型。2.2安徽農(nóng)村居民純收入增長(zhǎng)的趨勢(shì)預(yù)測(cè)收入增長(zhǎng)趨勢(shì)預(yù)測(cè)是在經(jīng)濟(jì)理論指導(dǎo)下，在搜集

8、的歷史統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù) 基礎(chǔ)上，運(yùn)用科學(xué)的實(shí)證計(jì)量方法和模型， 對(duì)未來(lái)安徽農(nóng)村居民的純 收入結(jié)構(gòu)與總量變化發(fā)展趨勢(shì)作出分析、判斷與預(yù)測(cè)，以期對(duì)未來(lái)一 段時(shí)間內(nèi)農(nóng)業(yè)政策的制定與改變做一定的參考。2.2.1多元線(xiàn)性回歸模型的建立與檢驗(yàn)首先定義所有變量。被解釋變量：人均純收入（ SCI）;解釋變 量：人均工資收入（SWI）,人均農(nóng)林牧漁產(chǎn)值（SRZ）,人均生產(chǎn)費(fèi) 用支出（SMC）,人均用電量（SPC ）,人均轉(zhuǎn)移性和財(cái)產(chǎn)性收入（STP）。2.2.2統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)選取2.2.3構(gòu)建模型本文采用Eviews3.1進(jìn)行計(jì)算建模。（1）建立模型。根據(jù)確定的變量，建立以下模型:SCI邛 0+p 1SWI+I3 2SRZ+I

9、： 3SMC+P 4SPC+|3 5STP+ 卩上式中，卩0是常數(shù)，L： 1 ,，卩5是回歸系數(shù)，是隨機(jī) 變量。(2) 參數(shù)估計(jì)。對(duì)于理論模型運(yùn)用最小二乘法(OLS)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，其方程為：SCI=50.04229+0.722366SWI+0.0624919SRZ-0.27681SMC-1.081 827SPC+1.294614STP+(3) 統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。第一，擬合優(yōu)度：R 2=0.998009 ,2=0.996764，兩者都接近于1,本模型擬合效果很好。第二，F(xiàn)檢驗(yàn)和T檢驗(yàn)。由數(shù)據(jù)可知，F(xiàn)=801.9632 , Porb (F-statistic ) =0.00000。因此, 模型整體上解釋變

10、量與被解釋變量之間線(xiàn)性關(guān)系顯著；但T統(tǒng)計(jì)量中，由數(shù)據(jù)可知，只有 SRZ通過(guò)檢驗(yàn)，且常數(shù)項(xiàng)卩3=-0.27681 , 卩4=-1.081827，與其經(jīng)濟(jì)意義相悖，表明模型中解釋變量存在多重 共線(xiàn)性。2.2.4計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)和克服(1)多重共線(xiàn)性克服。本文采取逐步線(xiàn)性回歸法來(lái)克服多重共線(xiàn)性問(wèn)題。第一，分別作 SCI 與 SWI, SRZ , SMC , SPC , STP 的回歸， 其中SCI與SWI的組合各項(xiàng)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果最好，很符合安徽這個(gè)農(nóng)村勞動(dòng)力輸出大省的實(shí)際情況。因此，本文選擇SCI二卩0+卩1-SWI+卩為最初的回歸模型。第二，進(jìn)行逐步回歸：第一步，引入SMC，SMC通過(guò)了 F檢驗(yàn)但是不

11、能通過(guò)T檢驗(yàn)， 舍棄。第二步，弓I入SRZ，C無(wú)法通過(guò)T檢驗(yàn)，因此我們舍棄SRZ變 量；第三步，引入STP , C、SWI、STP都通過(guò)T檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)， 且擬合優(yōu)度從0.983246提高到0.990334，整體擬合度提高。第四步，引入SPC , C,SWI,SPC無(wú)法通過(guò)T檢驗(yàn)。因此最后確定參數(shù)方程的擬合結(jié)果為：SCI=923.5883+1.2141417SWI+2.532847STP+(2)異方差檢驗(yàn)。如圖5,6，通過(guò)殘差與SWI和STP之間關(guān)系的散點(diǎn)圖初步斷定 不存在異方差。收尾概率P遠(yuǎn)大于顯著水平0.05，接受原假設(shè)，殘差不存在異方 差。進(jìn)一步用Glejser檢驗(yàn)法，首先根據(jù)模型SCI=

12、923.5883+1.241417SWI+2.532847STP+ 卩計(jì)算出擾動(dòng)項(xiàng)卩i的估計(jì)值e i,再以e i的絕對(duì)值e i為被 解釋變量，令e i=RE。SWI和STP為解釋變量，用殘差絕對(duì)值RE 對(duì)SWI , STP進(jìn)行回歸，建立如下方程：RE=a 0+a 1SWI+a 2STP+ &通過(guò)Eviews運(yùn)算，樣本回歸的估計(jì)方程為：RE+116.7426-0.042553SWI-0.074267STP。由方程可知：a 仁-0.042553,a2=-0.074267,不顯著，說(shuō)明I i不存在異方差性，或異方差問(wèn)題不嚴(yán)重。序列相關(guān)性檢驗(yàn)。本文采用圖示法通過(guò)對(duì)殘差圖的分析來(lái)判斷隨機(jī)誤差項(xiàng)的序列 相

13、關(guān)性。如圖7藍(lán)色折線(xiàn)所示，初步斷定隨機(jī)誤差項(xiàng)之間存在正的序 列相關(guān)。下面采用DW檢驗(yàn)，由檢驗(yàn)結(jié)果得 Durbin-Watson=1.173945 ， 給定顯著水平a=0.05，n=15,k=3。查DW 檢驗(yàn)表，得下限臨界值 d L=0.95 ,上限臨界值d u=1.54。由于d LOW4 u,不能斷 定殘差項(xiàng)之間是否存在序列相關(guān)性。(4) 利用對(duì)數(shù)線(xiàn)性回歸修正自相關(guān)，及廣義差分迭代法估計(jì)模型：由 D-W=1.173945 ,得到=1-DW/2=0.413027 ,再 分別對(duì) SCI,SWI,STP 做廣義差分，經(jīng)過(guò)對(duì)數(shù)線(xiàn)性回歸修正自相關(guān)及 Cochrane-Orcutt 迭代，DW=1.955

14、358 , d u 9W詔-d u，表明不 存在序列相關(guān)，所得到的最后函數(shù)關(guān)系為：SCI=4.137233+0.359501*SWI+0.24416*STP+0.77086*AP3結(jié)論與建議3.1基于模型的結(jié)論(1)。經(jīng)過(guò)以上對(duì)安徽省1995 2009年農(nóng)村居民純收入及相關(guān)數(shù)據(jù)建立的多元線(xiàn)性回歸模型來(lái)看，安徽農(nóng)村居民人均工資收入和轉(zhuǎn)移支付 及財(cái)產(chǎn)性收入與其純收入高度相關(guān)。 在其他條件不變的情況下，安徽 農(nóng)村居民人均工資性收入增加一元，純收入可增長(zhǎng)0.359501元；人均轉(zhuǎn)移支付和財(cái)產(chǎn)性收入增加一元，純收入可增長(zhǎng) 0.24416元。根據(jù)分析，人均農(nóng)林牧漁產(chǎn)值，生產(chǎn)費(fèi)用支出和人均用電量對(duì)安 徽農(nóng)村

15、居民的純收入影響也很大，但由于與人均工資性收入存在多重 共線(xiàn)性，因此沒(méi)有進(jìn)入模型。3.2政策建議（1）從模型看，人均工資性收入增加1元，純收入可增長(zhǎng)0.359501 元，因此工資性收入對(duì)安徽農(nóng)村居民人均純收入起非常重要的作用。 安徽從80年代以來(lái)一直是勞務(wù)輸出大省，全省現(xiàn)有勞動(dòng)力約為3000萬(wàn)人，其中剩余勞動(dòng)力約為1300萬(wàn)。農(nóng)村人均耕地僅為0.079公頃， 而且大部分屬于山區(qū)， 走出去”成了安徽農(nóng)民增收的必由之路，因此 首先各級(jí)政府應(yīng)在農(nóng)民工外出務(wù)工問(wèn)題上進(jìn)行積極的引導(dǎo)，以市場(chǎng)為導(dǎo)向，要進(jìn)一步加大勞務(wù)輸出的指導(dǎo)和培訓(xùn)工作，使農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工經(jīng)商更加規(guī)范化、有序化和高效化?？梢詴?huì)同科技和教育部門(mén)依

16、托現(xiàn)有 的職業(yè)技術(shù)教育資源，進(jìn)行短、中長(zhǎng)期的技術(shù)培訓(xùn)，從而提高農(nóng)民的 就業(yè)率和就業(yè)層次。抓住皖江城市帶承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的契機(jī)， 為企業(yè)輸 送更多的專(zhuān)業(yè)型人才。其次要逐步建立城鄉(xiāng)統(tǒng)一的勞動(dòng)力市場(chǎng)和平等 的就業(yè)制度，對(duì)農(nóng)民工的合法權(quán)益進(jìn)行保護(hù)。第三，大力發(fā)展勞動(dòng)密 集型的農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)，增加農(nóng)民從事工業(yè)生產(chǎn)的機(jī)會(huì)，要使農(nóng)村的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，產(chǎn)業(yè)化水平和組織化程度有很大的提升。要加快制定優(yōu)惠政策，降低門(mén)檻，擴(kuò)大領(lǐng)域，鼓勵(lì)農(nóng)民自己創(chuàng)業(yè)。要消除農(nóng)民進(jìn)城進(jìn)廠(chǎng) 務(wù)工經(jīng)商的各種勞務(wù)歧視性的制度障礙。（2）從模型看，人均財(cái)產(chǎn)性和轉(zhuǎn)移性收入與人均純收入相關(guān)性 很強(qiáng)。因此，政府應(yīng)繼續(xù)深化農(nóng)村改革，持續(xù)加大財(cái)政支農(nóng)力度，要 進(jìn)一

17、步穩(wěn)定、完善和強(qiáng)化支農(nóng)惠農(nóng)的政策。不折不扣的落實(shí)中央和省 里給予農(nóng)民的各項(xiàng)補(bǔ)貼，切實(shí)減輕農(nóng)民負(fù)擔(dān)，杜絕農(nóng)村亂收費(fèi)亂攤派 現(xiàn)象反彈，維護(hù)農(nóng)民的長(zhǎng)期利益。參考文獻(xiàn):1 張海燕.基于多元線(xiàn)性回歸模型的四川農(nóng)村居民收入增長(zhǎng)分析J.統(tǒng)計(jì)觀(guān)察，2010.:2 方文紅農(nóng)村改革30年安徽農(nóng)民收入增長(zhǎng)回顧與思考J . 中國(guó)農(nóng)業(yè)信息，2008.3 陳全潤(rùn)，楊翠紅.類(lèi)逐步回歸”變量篩選法及其在農(nóng)村居民收入預(yù)測(cè)中的應(yīng)用J.系統(tǒng)工程理論與實(shí)踐，2008.:4 陳兆容等 安徽省統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展中農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響因素分析J.農(nóng)村經(jīng)濟(jì)與科技，2009.出師表兩漢：諸葛亮先帝創(chuàng)業(yè)未半而中道崩殂， 今天下三分，益州疲弊，此誠(chéng)危急存

18、亡之秋也。然侍衛(wèi)之臣不懈于內(nèi)，忠志之士忘身于外者，蓋追先帝之殊遇，欲報(bào)之于陛下也。誠(chéng)宜開(kāi)張圣聽(tīng)，以光先帝遺德，恢弘志士之氣，不宜妄自菲薄，引喻失義，以塞忠諫之路也。宮中府中，俱為一體；陟罰臧否，不宜異同。若有作奸犯科及為忠善者，宜付有司論其 刑賞，以昭陛下平明之理；不宜偏私，使內(nèi)外異法也。侍中、侍郎郭攸之、費(fèi)祎、董允等，此皆良實(shí)，志慮忠純，是以先帝簡(jiǎn)拔以遺陛下：愚 以為宮中之事，事無(wú)大小，悉以咨之，然后施行，必能裨補(bǔ)闕漏，有所廣益。將軍向?qū)?，性行淑均，曉暢軍事，試用于昔日，先帝稱(chēng)之曰能”，是以眾議舉寵為督：愚以為營(yíng)中之事，悉以咨之，必能使行陣和睦，優(yōu)劣得所。親賢臣，遠(yuǎn)小人，此先漢所以興隆也； 親小人，遠(yuǎn)賢臣，此后漢所以?xún)A頹也。 先帝在時(shí), 每與臣論此事，未嘗不嘆息痛恨于桓、 靈也。侍中、尚書(shū)、長(zhǎng)史、參軍，此悉貞良死節(jié)之臣， 愿陛下親之、信之，則漢室之隆，可計(jì)日而待也臣本布衣，躬耕于南陽(yáng)，茍全性命于亂世，不求聞達(dá)于諸侯。先帝不以臣卑鄙，猥自枉 屈，三顧臣于草廬之中