我國農民收入影響因素的回歸分析

1、PAGE - 0 -PAGE - 5 - 計量經濟學 我國農民收入影響因素的回歸分析科技學院國貿一班曾迪 2012620039寧楷 2012620044陳一霖 2012620040 我國農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，分析農民收入增長的影響因素，并從中選出7個因素與農民收入進行多元回歸分析，建立數(shù)學模型，并定量分析影響因素的作用程度。關鍵詞：農民收入 影響因素 回歸模型一、引言自改革開放以來,雖然中國經濟平均增長速度為9.5 % ,但二元經濟結構給經濟發(fā)展帶來的問題仍然很突出。農村人口占了中國總人口的70 %多,農業(yè)產業(yè)結構不合理,經濟不發(fā)達,以及農民收入增長緩慢

2、等問題勢必成為我國經濟持續(xù)穩(wěn)定增長的障礙。正確有效地解決好“三農”問題是中國經濟走出困境,實現(xiàn)長期穩(wěn)定增長的關鍵。其中,農民收入增長是核心,也是解決“三農”問題的關鍵。本文力圖應用適當?shù)亩嘣€性回歸模型,對有關農民收入的歷史數(shù)據(jù)和現(xiàn)狀進行分析,尋找其根源,探討影響農民收入的主要因素,并在此基礎上對如何增加農民收入提出相應的政策建議。二、定性分析 農民收入水平的度量，通常采用人均純收入指標（羅發(fā)友、肖國安，2002）。影響農民收入增長的因素是多方面的，既有結構性矛盾因素，又有體制性障礙因素。但可以歸納為以下幾個方面：一是農產品收購價格水平。目前農業(yè)收入仍是中西部地區(qū)農民收入的主要來源，農產品收購

3、價格水平直接影響農民收入狀況。二是農業(yè)剩余勞動力轉移水平。中國的農業(yè)目前仍以農戶分散經營為主，農業(yè)比較效益低，盡快地把農業(yè)剩余勞動力轉移出去是有效改善農民收入狀況的重要因素。三是城市化、工業(yè)化水平。中國多數(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民收入的增長。四是農業(yè)產業(yè)結構狀況。農林牧漁業(yè)對農民收入增長貢獻率是不同的。隨著我國“入世”后農產品市場的開放和人民生活水平的提高、農產品需求市場的改變，農業(yè)結構狀況直接影響著農民收入的增長。五是勞動力素質。勞動力的技能素質水平是影響勞動力的就業(yè)適應性、穩(wěn)定性和競爭力的重要因素。因此，農民綜合素質水平低是農民增收的關鍵性制約因素

4、。六是農業(yè)投入水平。農民收入與財政農業(yè)支出、農村集體投入、農戶個人投入以及信貸投入都有顯著的正相關關系（朱述斌、陳衛(wèi)平和周波，2002）。農業(yè)投入是農民收入增長的重要保證。但考慮到農業(yè)投入主體的多元性，既有國家、集體和農戶的投入，又有銀行、企業(yè)和外資的投入，考慮到復雜性和可行性，所以對農業(yè)投入與農民收入，本文暫不作討論。因此，本文以四川為例，把農民收入與各影響因素關系進行線性回歸分析，并建立數(shù)學模型。三、計量經濟模型分析 （一）指標的選擇 根據(jù)以上分析，我們在影響農民收入的五大因素中引入7個解釋變量（考慮到資料的可得性，僅利用1985-2000年的數(shù)據(jù)）。即： -農產品收購價格指數(shù)，-農村勞動

5、力中從事非農勞動力占農村勞動力總數(shù)的比重，-非農人口占總人口的比重，-第二、三產業(yè)從業(yè)人數(shù)占全社會從業(yè)人數(shù)的比重，-第二、三產業(yè)增加值占GDP的比重，-農業(yè)產值占農林牧漁業(yè)總產值的比重，-初中以上文化程度勞動力占農村勞動力總數(shù)的比重。 樣本數(shù)據(jù)，經由四川統(tǒng)計年鑒歷年資料計算整理，其中均按1985年不變價換算，數(shù)據(jù)整理結果列于表1。表1 農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 資料來源：四川統(tǒng)計年鑒2000年版 FILENAME 農民收入影響因素的回歸分析 （二）計量經濟模型的建立 1、相關分析。為了說明各解釋變量對被解釋變量的影響，我們先進行農民收入與制約因素的相關分析，計算簡單相

8、關系數(shù)，各變量簡單相關系數(shù)矩陣如表2所示，根據(jù)相關系數(shù)分析，說明各因子對農民收入的影響是極為顯著的。表2 簡單相關系數(shù)矩陣 該簡單相關系數(shù)矩陣由統(tǒng)計軟件SAS計算所得。 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農民收入的影響，我們進行多元回歸分析。將上述因素考慮在內，最后的計量模型為：在計算機上用Eviews軟件進行最小二乘估計運算，得出回歸模型及各檢驗統(tǒng)計量： （0.287）（-1.942） （0.976） （4.536） （0.571） （1.519） （1.140） F=146.8878 （1）多重共線性檢驗及修正： 多重共線性的檢驗從表2中可以看出，解釋變量之間存在高度線性相關。同時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存在嚴重的多重共線性。 多重共線性的修正 采用逐個剔出法來消除多重共線性，首先將t統(tǒng)計量最小的剔出，重新建立模型進行分析，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檢驗又沒有通過，再剔出t統(tǒng)計量最小的，重新建立回歸方程： （-2.445）（0.922） （4.940） （2.371） （2.728） F=244.726 的t檢驗未通過，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檢驗全

12、部通過，其他統(tǒng)計檢驗效果均有較大改善，多重共線性消除。 （2）異方差檢驗 利用ARCH檢驗法檢驗模型是否存在異方差檢驗，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個自回歸變量t值均不顯著，就說明該模型不存在異方差。表3 異方差的ARCH檢驗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）自相關檢驗： 采用DW檢驗來檢驗模型自相關問題，由最小二乘估計結果得出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檢驗不能確定是否自相關，改用圖示法進行

16、檢驗，如圖1所示，可以看出，一階殘差無自相關，模型通過檢驗。圖1 一階殘差散點圖四、模型總體評價及對策建議 （一）模型總體評價 由農民人均純收入實際數(shù)據(jù)與回歸模型作圖，如圖2所示，可以看出，模型和實際擬合較好，模型的設定合理，具有應用和預測價值。圖2 回歸模型擬合效果圖 （二）對策建議：根據(jù)本文上述分析,要快速增加農民的收入,提高農民收入增長率,切實有效地解決好“三農”問題,促進經濟長期、穩(wěn)定、協(xié)調發(fā)展,應著實做好以下三點:1、提高農業(yè)收入的增長率,確保農業(yè)收入在農民收入中的主體地位農業(yè)收入在農民收入占了絕對大的比重,是農民收入的主要來源。農業(yè)收入增長緩慢,制約了家庭經營性收入的快速增長。切實

17、有效地提高農業(yè)收入的增長率是使農民收入快速增長的主要措施?？紤]到農業(yè)生產資源的有限性,提高農業(yè)收入的增長率的措施是:（1）提高農業(yè)生產技術,實現(xiàn)農業(yè)生產的現(xiàn)代化。在農業(yè)生產資源有限的條件下,要提高農業(yè)收入的總量,可以從以下幾點考慮:一是調整農業(yè)的種植結構,向質量好、收入高的種植物轉產;二是提高農業(yè)的科學技術水平,實現(xiàn)科學農業(yè)、無公害農業(yè)、綠色農業(yè)和農業(yè)的現(xiàn)代化，提高農業(yè)的單位產出,增加農民收入。（2）增加財政對農業(yè)的支持,切實、有效地減輕農民負擔,降低農業(yè)成本,增加農業(yè)收入。（3）加快農村的城鎮(zhèn)化建設,實現(xiàn)農業(yè)過剩勞動力的轉移。在農業(yè)收入總量不變的情況下,農業(yè)人口的減少也有助于提高農民的人均收

18、入,實現(xiàn)農民收入的快速增長。其措施是:一是加速農村城鎮(zhèn)化建設,實現(xiàn)農業(yè)人口向城鎮(zhèn)轉移,減輕農業(yè)人口過剩的壓力,大力發(fā)展第二產業(yè)和第三產業(yè),實現(xiàn)產業(yè)結構的調整。二是打通影響城鄉(xiāng)勞動力自由流動的阻礙,消除城鄉(xiāng)差別,促進農村剩余勞動力在城鄉(xiāng)之間合理流動。2、大力發(fā)展家庭經營性收入中的非農業(yè)項目,提高非農業(yè)收入對家庭經營性收入增長的促進作用。發(fā)展家庭經營性項目中非農業(yè)項目主要考慮以下幾個方面:（1）大力發(fā)展農村地方性工業(yè)企業(yè)。在農民純收入中,工資性收入是農民純收入增長的帶動力,在工資性收入結構分析中,地方企業(yè)組織的工資性收入平均值較大,它的緩慢增長在一定程度上制約的工資性收入的快速增長;在家庭經營性收

19、入中,工業(yè)收入也具有較高的增長率,因此農村地方性工業(yè)企業(yè)是保證農民純收入穩(wěn)定增長的可靠保障。大力發(fā)展農村地方性工業(yè)企業(yè)的措施是,加大扶植農村地方性工業(yè)的力度,因為農村地方性工業(yè)一般都是農業(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)展的一個重要問題,而農業(yè)加工企業(yè)是將農產品轉換成商品,提高農產品附加值的重要一環(huán),是增加農民收入的切實有效的措施,因此,農村地方性工業(yè)需要政府的政策、財政、投資資金扶植,幫助企業(yè)走出發(fā)展的困境。（2）大力發(fā)展農村的服務業(yè)。發(fā)展服務業(yè)的措施是,一是要轉變觀念。使農村自給自足的自然經濟觀念淡化,代之以市場經濟意識;二是實現(xiàn)農村服務的專業(yè)化。專業(yè)化的服務有助于提高服務質量;三是大力發(fā)展農業(yè)服務。農