貴州省農(nóng)村人均可支配收入影響因素研究

I摘要：人均可支配收入一般情況下有著很多的影響因素，能夠?qū)Φ貐^(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平進(jìn)行一定的反應(yīng)。本課題根據(jù)貴州省農(nóng)村人均可支配收入的實(shí)際情況，針對(duì)一些影響因素開展了多元回歸分析工作，同時(shí)根據(jù)探究結(jié)果，對(duì)于貴州省農(nóng)村人均可支配收入提升方面給出了一系列的建議，希望能夠有利于促進(jìn)貴州省農(nóng)村人均可支配收入的提高。 1 1 1 3 6 6 6 6 7 7 8 II 隨著我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和我國近幾年寬松貨幣政策和財(cái)政政策的推行，加上近幾年新冠疫情的持續(xù)影響，貧富差距問題變得越來越嚴(yán)重，已經(jīng)成為影響社會(huì)安一定程度上有利于很好的促進(jìn)農(nóng)民生活水平的提升，有效緩解當(dāng)前所存在的貧富差距難題，但是如何繼續(xù)縮小這種差距，進(jìn)一步提升農(nóng)民的收入水平等問題仍面學(xué)者對(duì)貴州省精準(zhǔn)扶貧、如何縮小貴州省貧富差距，提升農(nóng)民可支配收入進(jìn)行了與定量相結(jié)合、統(tǒng)計(jì)學(xué)的方法，采取創(chuàng)新因子分析以及數(shù)據(jù)包絡(luò)法等方式，關(guān)于精準(zhǔn)扶貧的相關(guān)效果開展了一定的探究工作，并且針對(duì)貴州省精準(zhǔn)扶貧的實(shí)際情總體而言，影響貴州省農(nóng)村可支配收入的影響因素很多，但什么樣方式效果濟(jì)增長(zhǎng)速度的提高有一定的價(jià)值。086420農(nóng)村居民家庭人均可支配收入水平主要包括工資性收入、經(jīng)營性收入以及財(cái)產(chǎn)凈收入等這些內(nèi)容。根據(jù)結(jié)構(gòu)劃分方面，經(jīng)營收入主要涉及到第一產(chǎn)業(yè)、第二農(nóng)村人均可工資性家庭經(jīng)第一產(chǎn)第二產(chǎn)第三產(chǎn)轉(zhuǎn)移性財(cái)產(chǎn)性支配收入業(yè)業(yè)業(yè)906.0644.94214.2749.97259.72420.78489.7495.53439.9296.78年份工資性收入家庭經(jīng)營性收入轉(zhuǎn)移性收入財(cái)產(chǎn)性收入49.1541.3447.7741.6147.3247.3443.3540.9944.0144.3841.42可支配收入構(gòu)成情況可支配收入構(gòu)成情況600050004000300020000200620072008200920102011201220132014201520162017201820192020工資性收入家庭經(jīng)營性收入轉(zhuǎn)移性收入財(cái)產(chǎn)性收入其構(gòu)成，從上述的圖表中可以明顯看出居民家庭收入主要是由四個(gè)部分組成，分受農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化以及優(yōu)質(zhì)農(nóng)業(yè)相關(guān)方面的發(fā)展，目前，農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革也實(shí)現(xiàn)了很好的效果，有利于促進(jìn)農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入的穩(wěn)定增長(zhǎng)，而且農(nóng)業(yè)收第二產(chǎn)業(yè)收入所占比重雖然不高，但總體呈上漲趨勢(shì)，而第三產(chǎn)業(yè)的收入比重逐表1-3貴州第一、二、三產(chǎn)業(yè)的經(jīng)營性凈收入的構(gòu)成（%）第一產(chǎn)業(yè)第二產(chǎn)業(yè)第三產(chǎn)業(yè)81.4284.5882.4480.2481.85工資性收入和家庭經(jīng)營性收入比重不斷下滑的趨勢(shì)是相反的，其所占比例是在不分析轉(zhuǎn)移性收入不斷增加的影響原因：首先是精準(zhǔn)扶貧工作的開展，相關(guān)扶貧措凈增長(zhǎng)速度有上升也有下降，但因占可支配小，限。如何通過拓寬農(nóng)民的財(cái)產(chǎn)性收入來源以實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收應(yīng)給予充分的重視，特別是在土地確權(quán)及在市場(chǎng)中流通、增強(qiáng)土地和宅基地的商品屬性方面均有潛力可Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+U(VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C2390.8800.4854790.6378-0.9708501.526795-0.6358740.53912.0724580.3422046.0562100.00012.6803930.9163812.9249770.01520.9828360.3792232.5917060.0269R-squared0.996928Meandependentvar6073.067AdjustedR-squared0.995699S.D.dependentvar3199.978S.E.ofregression209.8634AkaikeinfocriterionSumsquaredresid440426.7Schwarzcriterion-98.43995Hannan-Quinncriter.F-statistic811.2453Durbin-WatsonstatProb(F-statistic)0.000000 2根據(jù)多元線性回歸模型，相關(guān)自變量之間也有著一定的線性聯(lián)系，如果這種線性聯(lián)系超過自變量與因變量之間的線性關(guān)系，這個(gè)時(shí)候可能會(huì)導(dǎo)致模型穩(wěn)定性課題根據(jù)相關(guān)自變量的顯著程度，以大小次序?qū)⑵湟氲交貧w模型之中，而剔除1-0.9428-0.9666-0.9423-0.942810.96310.9658-0.96660.963110.9415-0.94230.96580.94151VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-331.5686444.2788-0.7463080.4711X22.0507320.3311466.1928260.00013.0569050.6801944.4941670.00090.3456683.0865300.0103R-squared0.996804Meandependentvar6073.067AdjustedR-squared0.995932S.D.dependentvar3199.978S.E.ofregression204.1022AkaikeinfocriterionSumsquaredresid458234.7Schwarzcriterion-98.73723Hannan-Quinncriter.F-statisticDurbin-WatsonstatProb(F-statistic)0.000000 2結(jié)合模型回歸的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)了其中存在的問題那就是擬合優(yōu)度較高，這個(gè)問題存在的后果很有可能導(dǎo)致物價(jià)回歸。如果沒有找到很好的解決辦法，那么這個(gè)為了保證平穩(wěn)性檢驗(yàn)針的順利進(jìn)行和解決虛假回歸的問題，對(duì)數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)表從下面圖表中的數(shù)據(jù)可以看出人均可支配收入和鄉(xiāng)村就業(yè)人口這兩個(gè)的數(shù)值剛開始是不平穩(wěn)的狀態(tài)，在經(jīng)過一階差分處理后達(dá)到了平穩(wěn)狀態(tài)，但是也并不是所有Y-2.475-4.012-2.704-2.691非平穩(wěn)Y一階-2.69-4.069-2.527-2.302平穩(wěn)-4.012-3.104-2.691非平穩(wěn)-2.996-4.069-3.127-2.702平穩(wěn)-0.954-4.012-3.104-2.691非平穩(wěn)-4.27-4.138-3.155-2.714平穩(wěn)-3.636-4.223-3.189-2.73平穩(wěn)-3.099-4.138-3.155-2.714平穩(wěn)F-statistic3.117977Prob.F(9,5)0.1117Obs*R-squaredProb.Chi-Square(9)0.1751ScaledexplainedSS7.732528Prob.Chi-Square(9)0.5613VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-951191.6920757.0-1.0330540.3489X2^2-1.7682570.583963-3.0280310.0291X2*X36.8479860.0165X2*X40.1486-1768.2571088.769-1.6240880.1653X3^2-12.842083.439709-3.7334800.0135X3*X43.0778720.3048-3962.4613605.537-1.0989930.3218X4^2-1.0765760.558636-1.9271500.11192285.3910.1787R-squared0.848768Meandependentvar30548.98AdjustedR-squared0.576551S.D.dependentvar47523.95S.E.ofregression30925.26Akaikeinfocriterion23.75126Sumsquaredresid4.78E+09Schwarzcriterion24.22329-168.1344Hannan-Quinncriter.23.74623F-statistic3.117977Durbin-Watsonstat3.075625Prob(F-statistic)0.111677型沒有異方差性特點(diǎn)。故本文的假設(shè)是合理的，即貴州的精準(zhǔn)扶貧力度，增加農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)國家盡快出臺(tái)相關(guān)政策，機(jī)械化總動(dòng)力（X4）會(huì)對(duì)貴州省農(nóng)村人均可支配收入產(chǎn)生較大的影響，并屬于影和研究方法，如何衡量居民人均可支配收入目前還沒有形成[1]劉洛.農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)效應(yīng)研究——基于縣域金融中介、財(cái)政支出協(xié)同視角[J].華東經(jīng)濟(jì)管理,2021,35(12):10-18.DOI:10.19629/ki.34-1014/f.210725004.[2]丁浩,朱云章,李曉航,郭永基,孫府.農(nóng)村居民人均可支配收入及其構(gòu)成變化研究[J].現(xiàn)代商業(yè),2021(29):99-102.DOI:10.14097/ki.5392/2021.29.031.[3]杜姍姍,彭莉莉,李榮.精準(zhǔn)扶貧對(duì)農(nóng)村居民人均可支配收入的影響——基于貴州省時(shí)間序列數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].中國集體經(jīng)濟(jì),2020(35):5-8.刊,2020,11(01):14-23+123-124.[5]馬思思,金占明.中國農(nóng)村居民的人均可支配收入[J].技術(shù)經(jīng)濟(jì),2018,37(10):131-137.[6]朱新明,汪來田.甘肅農(nóng)村居民人均可支配收入構(gòu)成及區(qū)域分類分析[J].甘肅農(nóng)業(yè)科技,2018(09):29-34.[7]甘爾丹,董譯升.廣西農(nóng)民人均可支配收入狀況分析與對(duì)策研究[J].現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)信息,2017(23):466-467+469.[8]何仁偉,李立娜,劉運(yùn)偉.基于嶺回歸模型的河北省農(nóng)民人均純收入影響因素分析[J].江蘇農(nóng)業(yè)科學(xué),