我國農民收入影響因素的回歸分析

薛嘉駒

河南大學經濟學院

我國農民收入影響因素的回歸分析

薛嘉駒

河南大學經濟學院

我國一直以來就是農業(yè)大國，但始終存在農村經濟落后、農民收入增長緩慢等問題，這勢必成為我國經濟持續(xù)穩(wěn)定增長的障礙。因此正確有效地解決好“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。

農民收入；回歸分析；影響因素

一、前言

農民收入水平的度量，通常采用人均年收入指標。影響農民收入的原因有很多，既有結構性矛盾，又有體制性障礙等。本文從農產品收購價格指數(shù)X1，鄉(xiāng)村從業(yè)人員X2，農民人均耕地面積X3以及用電量X4和農業(yè)財政支出X5，這5個因素來考察對農民人均年收入的影響程度，并預期鄉(xiāng)村從業(yè)人員的增加，農民人均耕地面積的擴大，農業(yè)財政支出增加，均會導致農民人均年收入的增加。

二、計量經濟模型分析

計量經濟學模型建立

我們設定模型為下面所示的形式：

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+ μ

最小二乘估計，估計結果如下表所示回歸結果：

三、計量經濟學檢驗

(一)多重共線性的修正

利用Eviews軟件進行多元回歸分析：采用逐步回歸法，消除多重共線性。

首先，分別對X1、X2、X3、X4、X5做一元回歸?；貧w結果發(fā)現(xiàn)X4的回歸結果最好。以X4為基礎順次加入其他解釋變量，類似上步的方法，進行二元回歸。結果表明：加入X4，X5的回歸結果最好。再以X4，X5為基礎順次加入其他解釋變量，進行三元回歸。發(fā)現(xiàn)加入X4，X5，X1的回歸結果最好。以X4，X5，X1為基礎順次加入其他解釋變量，進行四元回歸，分別加入X2，X3后R均有所增加，但是參數(shù)的T檢驗均不顯著，所以最終的計量模型如下表所示：

Variable　Coefficient　Std. Error　t-Statistic　Prob. X5　0.048053　0.003792　12.67271　0.0000 X4　0.094414　0.005744　16.43650　0.0000 X1　-1.509091　0.427748　-3.527992　0.0017 C 461.9082　47.57874　9.708290　0.0000 R-squared　0.996084　Mean dependent var　696.9509 Adjusted R-squared　0.995594　S.D. dependent var　364.4413 S.E. of regression　24.18984　Akaike info criterion　9.341306 Sum squared resid　14043.56　Schwarz criterion　9.531621 Log likelihood　-126.7783　Hannan-Quinn criter.　9.399488 F-statistic　2034.827　Durbin-Watson stat　0.615499 Prob(F-statistic)　0.000000

選擇X5，X4，X1變量進行回歸

Y=461.9082-1.509091X1+0.094414X4+0.048053X5

(二)自相關檢驗及修正

1.自相關檢驗——DW檢驗

已知DW=0.615499，查表得解釋變量個數(shù)k=3，樣本容量T=28的 dL=1.18，dU=1.65，所以0＜DW＜DL，因此模型存在一階正自相關性。

2.自相關消除——廣義最小二乘法

分別定義dy=y-0.6923*y(-1)；dx1=x1-0.6923*x1(-1)；dx4=x4-0.6923*x4(-1)；dx5=x5-0.6923*x5(-1)

以dy為因變量，d1，d4，d5為解釋變量，用OLS法做回歸模型，這樣就生成了經過廣義差分后的模型。此時的DW值為1.511732，即dL＜DW＜dU，表明自相關得到緩解，但不能判斷是否存在自相關，現(xiàn)在改用Cochrane-Orcutt方法進行自相關檢驗，此時，DW值為1.716262，即dU＜DW＜4-dU，方程不存在自相關性。

因此，估計的方程回應為：

Y=461.9082-1.509091X1+0.094414X4+0.048053X5+0.803763AR(1)

四、模型的經濟意義分析

從模型中可以看出：

(一)結果發(fā)現(xiàn)，農產品收購價格指數(shù)每增加一個單位對導致農民人均純收入減少1.51個單位?？赡芤驗?，農產品價格除了受產品產量和質量的因素制約外，還受到生產資料成本的高低、運輸成本的多寡等因素的影響。

(二)農村用電量作為一種生產要素，其使用量的增加折射出農村生產活動的活躍，這必將對農民的收入產生積極影響，估計的用電量的系數(shù)為正，也證明了這一點。

(三)從回歸結果我們可以看出，財政對農業(yè)的支持對農民收入的增加起著積極的作用。財政支農政策的積極作用主要表現(xiàn)在兩個方面：其一，財政支農政策是國家調控農業(yè)生產進而影響農民收入的一個基本工具；其二，財政支持能有效地解決促進農業(yè)增長所必需的眾多公共產品的外部性問題并具有規(guī)模經濟的優(yōu)勢。

[1]張曉峒.計量經濟學基礎[M].天津：南開大學出版社，2007

[2]平旭珍.農產品收購價格變動對農民收入的影響分析[J].價格月刊，2002.(02)

[3]鮮祖德.農民收入增長問題研究[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，2008

[4]王琳.我國農民人均純收入影響因素分析[J].商業(yè)經濟.2014.(07)

薛嘉駒(1992–)男，漢族，河南許昌人，河南大學經濟學院，2014級研究生，數(shù)量經濟專業(yè)。