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摘要：依據(jù)《2012年湖北省統(tǒng)計年鑒》中關于農(nóng)村居民人均純收入的相關數(shù)據(jù)，選取農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值、地區(qū)生產(chǎn)總值等5個指標建立影響農(nóng)村居民人均純收入的模型，并對模型進行經(jīng)濟意義、統(tǒng)計推斷和計量經(jīng)濟學意義上的檢驗。最終得到的模型表明，城鎮(zhèn)化率和二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員所占比例對農(nóng)村居民人均純收入的影響相對來說更大?；谏鲜龇治?，提出了提高湖北省農(nóng)村居民人均純收入的政策建議：一是加快城鎮(zhèn)化建設，二是加大對農(nóng)業(yè)的投資。

關鍵詞：湖北??；農(nóng)村居民人均純收入；影響因素

中圖分類號：F2文獻標識碼：A文章編號：16723198（2014）08004802

1引言

湖北省是一個農(nóng)業(yè)大省，第一產(chǎn)業(yè)收入在農(nóng)民收入中所占的比例在60%以上。但是近幾年，農(nóng)民增收緩慢，農(nóng)民人均純收入在全國的位次下降，其原因既與產(chǎn)業(yè)結構有關，也與政策和體制有關。要解決湖北農(nóng)民收入增長問題，首先要從影響農(nóng)民收入的各項因素入手。本文將通過已有文獻選取影響農(nóng)民人均純收入的因素并建立模型，利用模型來解釋各因素對農(nóng)民人均純收入的影響并提出相應的政策建議。

2研究綜述

專家學者對農(nóng)民人均純收入的影響因素的研究有很多，一般是通過建立計量經(jīng)濟學模型或通過經(jīng)濟理論分析的。大部分建立模型的論文研究的影響農(nóng)民人均純收入的因素各不相同。西北農(nóng)林科技大學的任麗燁在對咸陽農(nóng)民人均純收入的影響因素的研究中，研究的影響因素是城鎮(zhèn)化率、農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值等；袁濤等在對安徽省農(nóng)民人均純收入的影響因素的研究中，研究的影響因素是購置生產(chǎn)性固定資產(chǎn)、生活費用支出等；劉玉靜等在對農(nóng)民人均純收入影響因素實證分析的研究中，選取的指標是地區(qū)生產(chǎn)總值、農(nóng)民個人固定投資總額等；阮偉鵬在對浙江省農(nóng)民人均純收入影響因素的研究中選取的指標是農(nóng)產(chǎn)品商品率、農(nóng)村從事非農(nóng)業(yè)的勞動力比重等。

相對于經(jīng)濟理論，筆者認為建立實證模型更能清楚地表明各項因素與農(nóng)民人均純收入的關系，所以本文采用建立經(jīng)濟模型的方式來研究。

3模型設定及數(shù)據(jù)收集

3.1指標設定及解釋

農(nóng)村居民人均純收入是指農(nóng)村居民家庭全年總收入中，扣除從事生產(chǎn)和非生產(chǎn)經(jīng)營費用支出、繳納稅款和上交承包集體任務金額以后剩余的，可直接用于進行生產(chǎn)性、非生產(chǎn)性建設投資、生活消費和積蓄的那一部分收入，包括工資性收入、經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入、轉移性收入。（指標解釋來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，下同）

本文參考以往的相關研究和能收集到的數(shù)據(jù)，選取農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值，城鎮(zhèn)化率，地區(qū)生產(chǎn)總值，全社會固定資產(chǎn)投資額，二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員所占比例五個指標作為農(nóng)村居民人均純收入的影響因素。以下對所選指標進行解釋：

（1）農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值：指以貨幣表現(xiàn)的農(nóng)、林、牧、漁業(yè)全部產(chǎn)品的總量，它反映一定時期內(nèi)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總規(guī)模和總成果。

（2）城鎮(zhèn)化率：是一個國家或地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的重要標志。

（3）地區(qū)生產(chǎn)總值：指本地區(qū)所有常住單位在一定時期內(nèi)生產(chǎn)活動的最終成果。

（4）全社會固定資產(chǎn)投資額：是以貨幣表現(xiàn)的建造和購置固定資產(chǎn)活動的工作量。

（5）二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員所占比例：指非農(nóng)業(yè)從業(yè)人員所占的比例。

3.2模型設定

Yt=β1 +β2 X1t+β3X2t +β4X3t +β5X4t +β6X5t +μt

其中，Yt為第t年湖北省農(nóng)村居民人均純收入（億元）；X1為農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值（億元）；X2為城鎮(zhèn)化率（城市人口/總人口）；X3為地區(qū)生產(chǎn)總值；X4全社會固定資產(chǎn)投資額（億元）；X5為二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員所占比例（二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)/總從業(yè)人數(shù)）。

3.3數(shù)據(jù)收集

為估計模型參數(shù)，收集湖北省1993～2011年農(nóng)村居民人均純收入相關的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，如表1所示。

4模型的估計與調(diào)整

利用EViews軟件，對以上數(shù)據(jù)進行OLS回歸，結果得出當α=0.05時X2、X5的系數(shù)t檢驗不顯著，可能存在多重共線性。

4.1多重共線性的修正

采用逐步回歸法修正多重共線性，最終剔除與其他變量高度相關的X3，對剩下的變量進行OLS回歸，結果如表2所示。

4.2自相關的檢驗

對于樣本量為19、四個解釋變量的模型、1%顯著水平，查DW統(tǒng)計表可知，dL=0.650，dU=1.584，模型中dU>DW=1.455974>dL，不能判定誤差項是否有自相關，本文在此不考慮自相關。

4.3異方差檢驗

現(xiàn)在運用Goldeld-Quanadt方法進行異方差檢驗。

在本文中，樣本容量n=19，刪除中間1/5的觀測值，既大約5個觀測值，余下部分平分得兩個樣本區(qū)間：1993～1999年和2005～2011年。用OLS方法分別對這兩個樣本區(qū)間進行回歸估計，樣本1993～1999計算得到的殘差平方和為e21i=1548917，樣本2005～2011計算得到的殘差平方和為e22i=215.6741，根據(jù)Goldfeld-Quanadt檢驗的原理，構造的F統(tǒng)計量為：

F=e22i1e21i=215.6741115489.17=0.0139

在α=0.05下，F(xiàn)中分子、分母的自由度均為[（n-c）/2]-k=3（其中n為總樣本數(shù)，c為剔除的樣本數(shù)，k為被估參數(shù)的個數(shù)），查F分布表得臨界值為F0.05（3，3）=9.28>F=0.0139，表明模型不存在異方差。

4.4最終模型

通過對所建模型的多重共線性、自相關、異方差的檢驗和修正，最終模型估計的最終結果為：

t=-2597.055+0.953995X1t+2030.425X2t+0111375X4t+5463.216X5t

t=（-6.962223）（10.07931）（4.483814）（5.397453）

R2=0.9985252=0.998104F=2369.634DW=1.455974

從模型上看，t檢驗和F檢驗都顯著，相關系數(shù)較高，可以通過統(tǒng)計推斷檢驗；模型經(jīng)過修正后，三種檢驗均能通過，故也能通過計量經(jīng)濟學檢驗；模型說明，在其他因素不變的情況下，湖北省的農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值每增加1億元，城鎮(zhèn)化率每增加1%，全社會固定資產(chǎn)投資每增加1億元和二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員所占比例每增加1%時，湖北省農(nóng)民人均純收入將分別增加0.95元、20.3元、0.11元和54.6元，各個解釋變量對農(nóng)民人均純收入的影響在經(jīng)濟意義上能解釋得通。

5模型結論分析

由此看來，影響湖北省農(nóng)民人均純收入的因素有農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值、城鎮(zhèn)化率、全社會固定資產(chǎn)投資和二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員所占比例。從參數(shù)比較得知，在這幾個因素中，城鎮(zhèn)化率和二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員所占比例對農(nóng)民人均純收入的影響相對來說更大。結合已有文獻，本文總結了這些因素影響農(nóng)民收入的原因：

5.1城鎮(zhèn)化率影響農(nóng)民收入的原因

首先，城鎮(zhèn)化使農(nóng)村剩余勞動力進城，提高了農(nóng)民的工資性收入；其次，城鎮(zhèn)化擴大了農(nóng)產(chǎn)品的需求，需求的增加使農(nóng)產(chǎn)品價格的上漲，農(nóng)民的收入水平提高；最后，城鎮(zhèn)化使更多的農(nóng)民得到教育，增加了農(nóng)民運用科技指導生產(chǎn)的能力，最終帶動農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展，增加農(nóng)民的收入。

5.2二三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員所占比例影響農(nóng)民收入的原因

有關資料表明，二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員中半數(shù)以上都是農(nóng)民工，農(nóng)民工在加工制造業(yè)從業(yè)人員中占68%，在建筑業(yè)從業(yè)人員中占80%。他們雖然是低成本勞動力，但是就個人而言，他們外出務工的收入一般會高于從事農(nóng)業(yè)的收入。二三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員所占比例增加意味著外出務工的農(nóng)民增加了，更多農(nóng)民能獲得比從事農(nóng)業(yè)高的收入。

5.3全社會固定資產(chǎn)投資影響農(nóng)民收入的原因

全社會固定資產(chǎn)投資包括對農(nóng)業(yè)的固定資產(chǎn)投資，對農(nóng)業(yè)的固定資產(chǎn)投資指的是地方對農(nóng)業(yè)的基本建設、更新改造、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)等方面的投資。對農(nóng)業(yè)的固定資產(chǎn)投資的增加意味著農(nóng)民務農(nóng)更有效率，使得收入越高。比如政府出資引進一種農(nóng)業(yè)科技，農(nóng)民的生產(chǎn)率必然會提高。

5.4農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值影響農(nóng)民收入的原因

農(nóng)林牧漁是從事農(nóng)業(yè)的農(nóng)民收入的主要來源，農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的增加必然使得農(nóng)民人均純收入的增加。

6政策建議

為了提高農(nóng)村居民人均純收入，本文針對模型中的解釋變量給出相應的政策建議。

6.1加快城鎮(zhèn)化建設

首先，要摒棄傳統(tǒng)的城市傾斜政策；其次，要讓農(nóng)民在競爭城鎮(zhèn)的職業(yè)時與城鎮(zhèn)居民具有同等的權利和機會；最后，適當放開戶籍政策制度，使部分農(nóng)民能在城市安家，減少農(nóng)村人口。

6.2加大對農(nóng)業(yè)的投資

政府應加大財政支農(nóng)力度，加強農(nóng)業(yè)基礎設施的建設，改善農(nóng)場、水利、通訊、交通等環(huán)境，增加農(nóng)業(yè)科技的投入，加快農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設，增強農(nóng)業(yè)對社會資金的吸引力。

本文的創(chuàng)新之處在于呈現(xiàn)了模型建立、檢驗、修正的整個過程，使實證分析更加真實；不足之處在于分析的指標不夠全面，可能有一些對農(nóng)民收入影響很大的指標沒考慮到，所以該模型還有待進一步改進。

參考文獻

[1]陳曉燕.城鎮(zhèn)化對農(nóng)民收入的影響分析[J].農(nóng)村經(jīng)濟與科技，2011，22（01）：5253.

[2]劉玉靜，楊小姣，吉小東.農(nóng)民人均純收入影響因素實證分析[J].安徽農(nóng)業(yè)科學，2011，39（2）：12211223.

[3]阮偉鵬.浙江省農(nóng)民人均純收入影響因素分析[J].中國市場，2011，14：9698.

[4]任麗燁.咸陽農(nóng)民人均純收入影響因素分析[J].農(nóng)村經(jīng)濟與科技，2011，22（10）：7174.

[5]施輝奎，劉爾思.農(nóng)業(yè)投資對農(nóng)民收入影響的實證分析[D].云南財經(jīng)大學，2008.

[6]袁濤，武以敏，劉漢偉.安徽省農(nóng)村居民人均純收入影響因素分析[J].宿州學院學報，2012，07（002）：48.

基金項目：湖北省教育科學“十二五”規(guī)劃課題（課題編號：2011B477）。

作者簡介：葉清貧（1975-），女，湖北大冶人，碩士研究生，武漢鐵路職業(yè)技術學院運輸管理工程系鐵道運輸教研室專任教師，講師，研究方向：資本市場、鐵道運輸管理；張輝（1977-），女，湖北武漢人，碩士研究生，武漢鐵路職業(yè)技術學院電子電氣工程系教師，講師，研究方向：電子信息工程。

t=（-6.962223）（10.07931）（4.483814）（5.397453）

R2=0.9985252=0.998104F=2369.634DW=1.455974

從模型上看，t檢驗和F檢驗都顯著，相關系數(shù)較高，可以通過統(tǒng)計推斷檢驗；模型經(jīng)過修正后，三種檢驗均能通過，故也能通過計量經(jīng)濟學檢驗；模型說明，在其他因素不變的情況下，湖北省的農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值每增加1億元，城鎮(zhèn)化率每增加1%，全社會固定資產(chǎn)投資每增加1億元和二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員所占比例每增加1%時，湖北省農(nóng)民人均純收入將分別增加0.95元、20.3元、0.11元和54.6元，各個解釋變量對農(nóng)民人均純收入的影響在經(jīng)濟意義上能解釋得通。

5模型結論分析

由此看來，影響湖北省農(nóng)民人均純收入的因素有農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值、城鎮(zhèn)化率、全社會固定資產(chǎn)投資和二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員所占比例。從參數(shù)比較得知，在這幾個因素中，城鎮(zhèn)化率和二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員所占比例對農(nóng)民人均純收入的影響相對來說更大。結合已有文獻，本文總結了這些因素影響農(nóng)民收入的原因：

5.1城鎮(zhèn)化率影響農(nóng)民收入的原因

首先，城鎮(zhèn)化使農(nóng)村剩余勞動力進城，提高了農(nóng)民的工資性收入；其次，城鎮(zhèn)化擴大了農(nóng)產(chǎn)品的需求，需求的增加使農(nóng)產(chǎn)品價格的上漲，農(nóng)民的收入水平提高；最后，城鎮(zhèn)化使更多的農(nóng)民得到教育，增加了農(nóng)民運用科技指導生產(chǎn)的能力，最終帶動農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展，增加農(nóng)民的收入。

5.2二三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員所占比例影響農(nóng)民收入的原因

有關資料表明，二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員中半數(shù)以上都是農(nóng)民工，農(nóng)民工在加工制造業(yè)從業(yè)人員中占68%，在建筑業(yè)從業(yè)人員中占80%。他們雖然是低成本勞動力，但是就個人而言，他們外出務工的收入一般會高于從事農(nóng)業(yè)的收入。二三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員所占比例增加意味著外出務工的農(nóng)民增加了，更多農(nóng)民能獲得比從事農(nóng)業(yè)高的收入。

5.3全社會固定資產(chǎn)投資影響農(nóng)民收入的原因

全社會固定資產(chǎn)投資包括對農(nóng)業(yè)的固定資產(chǎn)投資，對農(nóng)業(yè)的固定資產(chǎn)投資指的是地方對農(nóng)業(yè)的基本建設、更新改造、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)等方面的投資。對農(nóng)業(yè)的固定資產(chǎn)投資的增加意味著農(nóng)民務農(nóng)更有效率，使得收入越高。比如政府出資引進一種農(nóng)業(yè)科技，農(nóng)民的生產(chǎn)率必然會提高。

5.4農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值影響農(nóng)民收入的原因

農(nóng)林牧漁是從事農(nóng)業(yè)的農(nóng)民收入的主要來源，農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的增加必然使得農(nóng)民人均純收入的增加。

6政策建議

為了提高農(nóng)村居民人均純收入，本文針對模型中的解釋變量給出相應的政策建議。

6.1加快城鎮(zhèn)化建設

首先，要摒棄傳統(tǒng)的城市傾斜政策；其次，要讓農(nóng)民在競爭城鎮(zhèn)的職業(yè)時與城鎮(zhèn)居民具有同等的權利和機會；最后，適當放開戶籍政策制度，使部分農(nóng)民能在城市安家，減少農(nóng)村人口。

6.2加大對農(nóng)業(yè)的投資

政府應加大財政支農(nóng)力度，加強農(nóng)業(yè)基礎設施的建設，改善農(nóng)場、水利、通訊、交通等環(huán)境，增加農(nóng)業(yè)科技的投入，加快農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設，增強農(nóng)業(yè)對社會資金的吸引力。

本文的創(chuàng)新之處在于呈現(xiàn)了模型建立、檢驗、修正的整個過程，使實證分析更加真實；不足之處在于分析的指標不夠全面，可能有一些對農(nóng)民收入影響很大的指標沒考慮到，所以該模型還有待進一步改進。

參考文獻

[1]陳曉燕.城鎮(zhèn)化對農(nóng)民收入的影響分析[J].農(nóng)村經(jīng)濟與科技，2011，22（01）：5253.

[2]劉玉靜，楊小姣，吉小東.農(nóng)民人均純收入影響因素實證分析[J].安徽農(nóng)業(yè)科學，2011，39（2）：12211223.

[3]阮偉鵬.浙江省農(nóng)民人均純收入影響因素分析[J].中國市場，2011，14：9698.

[4]任麗燁.咸陽農(nóng)民人均純收入影響因素分析[J].農(nóng)村經(jīng)濟與科技，2011，22（10）：7174.

[5]施輝奎，劉爾思.農(nóng)業(yè)投資對農(nóng)民收入影響的實證分析[D].云南財經(jīng)大學，2008.

[6]袁濤，武以敏，劉漢偉.安徽省農(nóng)村居民人均純收入影響因素分析[J].宿州學院學報，2012，07（002）：48.

基金項目：湖北省教育科學“十二五”規(guī)劃課題（課題編號：2011B477）。

作者簡介：葉清貧（1975-），女，湖北大冶人，碩士研究生，武漢鐵路職業(yè)技術學院運輸管理工程系鐵道運輸教研室專任教師，講師，研究方向：資本市場、鐵道運輸管理；張輝（1977-），女，湖北武漢人，碩士研究生，武漢鐵路職業(yè)技術學院電子電氣工程系教師，講師，研究方向：電子信息工程。

t=（-6.962223）（10.07931）（4.483814）（5.397453）

R2=0.9985252=0.998104F=2369.634DW=1.455974

從模型上看，t檢驗和F檢驗都顯著，相關系數(shù)較高，可以通過統(tǒng)計推斷檢驗；模型經(jīng)過修正后，三種檢驗均能通過，故也能通過計量經(jīng)濟學檢驗；模型說明，在其他因素不變的情況下，湖北省的農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值每增加1億元，城鎮(zhèn)化率每增加1%，全社會固定資產(chǎn)投資每增加1億元和二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員所占比例每增加1%時，湖北省農(nóng)民人均純收入將分別增加0.95元、20.3元、0.11元和54.6元，各個解釋變量對農(nóng)民人均純收入的影響在經(jīng)濟意義上能解釋得通。

5模型結論分析

由此看來，影響湖北省農(nóng)民人均純收入的因素有農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值、城鎮(zhèn)化率、全社會固定資產(chǎn)投資和二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員所占比例。從參數(shù)比較得知，在這幾個因素中，城鎮(zhèn)化率和二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員所占比例對農(nóng)民人均純收入的影響相對來說更大。結合已有文獻，本文總結了這些因素影響農(nóng)民收入的原因：

5.1城鎮(zhèn)化率影響農(nóng)民收入的原因

首先，城鎮(zhèn)化使農(nóng)村剩余勞動力進城，提高了農(nóng)民的工資性收入；其次，城鎮(zhèn)化擴大了農(nóng)產(chǎn)品的需求，需求的增加使農(nóng)產(chǎn)品價格的上漲，農(nóng)民的收入水平提高；最后，城鎮(zhèn)化使更多的農(nóng)民得到教育，增加了農(nóng)民運用科技指導生產(chǎn)的能力，最終帶動農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展，增加農(nóng)民的收入。

5.2二三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員所占比例影響農(nóng)民收入的原因

有關資料表明，二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員中半數(shù)以上都是農(nóng)民工，農(nóng)民工在加工制造業(yè)從業(yè)人員中占68%，在建筑業(yè)從業(yè)人員中占80%。他們雖然是低成本勞動力，但是就個人而言，他們外出務工的收入一般會高于從事農(nóng)業(yè)的收入。二三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員所占比例增加意味著外出務工的農(nóng)民增加了，更多農(nóng)民能獲得比從事農(nóng)業(yè)高的收入。

5.3全社會固定資產(chǎn)投資影響農(nóng)民收入的原因

全社會固定資產(chǎn)投資包括對農(nóng)業(yè)的固定資產(chǎn)投資，對農(nóng)業(yè)的固定資產(chǎn)投資指的是地方對農(nóng)業(yè)的基本建設、更新改造、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)等方面的投資。對農(nóng)業(yè)的固定資產(chǎn)投資的增加意味著農(nóng)民務農(nóng)更有效率，使得收入越高。比如政府出資引進一種農(nóng)業(yè)科技，農(nóng)民的生產(chǎn)率必然會提高。

5.4農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值影響農(nóng)民收入的原因

農(nóng)林牧漁是從事農(nóng)業(yè)的農(nóng)民收入的主要來源，農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的增加必然使得農(nóng)民人均純收入的增加。

6政策建議

為了提高農(nóng)村居民人均純收入，本文針對模型中的解釋變量給出相應的政策建議。

6.1加快城鎮(zhèn)化建設

首先，要摒棄傳統(tǒng)的城市傾斜政策；其次，要讓農(nóng)民在競爭城鎮(zhèn)的職業(yè)時與城鎮(zhèn)居民具有同等的權利和機會；最后，適當放開戶籍政策制度，使部分農(nóng)民能在城市安家，減少農(nóng)村人口。

6.2加大對農(nóng)業(yè)的投資

政府應加大財政支農(nóng)力度，加強農(nóng)業(yè)基礎設施的建設，改善農(nóng)場、水利、通訊、交通等環(huán)境，增加農(nóng)業(yè)科技的投入，加快農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設，增強農(nóng)業(yè)對社會資金的吸引力。

本文的創(chuàng)新之處在于呈現(xiàn)了模型建立、檢驗、修正的整個過程，使實證分析更加真實；不足之處在于分析的指標不夠全面，可能有一些對農(nóng)民收入影響很大的指標沒考慮到，所以該模型還有待進一步改進。

參考文獻

[1]陳曉燕.城鎮(zhèn)化對農(nóng)民收入的影響分析[J].農(nóng)村經(jīng)濟與科技，2011，22（01）：5253.

[2]劉玉靜，楊小姣，吉小東.農(nóng)民人均純收入影響因素實證分析[J].安徽農(nóng)業(yè)科學，2011，39（2）：12211223.

[3]阮偉鵬.浙江省農(nóng)民人均純收入影響因素分析[J].中國市場，2011，14：9698.

[4]任麗燁.咸陽農(nóng)民人均純收入影響因素分析[J].農(nóng)村經(jīng)濟與科技，2011，22（10）：7174.

[5]施輝奎，劉爾思.農(nóng)業(yè)投資對農(nóng)民收入影響的實證分析[D].云南財經(jīng)大學，2008.

[6]袁濤，武以敏，劉漢偉.安徽省農(nóng)村居民人均純收入影響因素分析[J].宿州學院學報，2012，07（002）：48.

基金項目：湖北省教育科學“十二五”規(guī)劃課題（課題編號：2011B477）。

作者簡介：葉清貧（1975-），女，湖北大冶人，碩士研究生，武漢鐵路職業(yè)技術學院運輸管理工程系鐵道運輸教研室專任教師，講師，研究方向：資本市場、鐵道運輸管理；張輝（1977-），女，湖北武漢人，碩士研究生，武漢鐵路職業(yè)技術學院電子電氣工程系教師，講師，研究方向：電子信息工程。