薛嘉駒

河南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院

我國(guó)農(nóng)民收入影響因素的回歸分析

薛嘉駒

河南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院

我國(guó)一直以來(lái)就是農(nóng)業(yè)大國(guó)，但始終存在農(nóng)村經(jīng)濟(jì)落后、農(nóng)民收入增長(zhǎng)緩慢等問(wèn)題，這勢(shì)必成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)的障礙。因此正確有效地解決好“三農(nóng)”問(wèn)題是中國(guó)經(jīng)濟(jì)走出困境，實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)期穩(wěn)定增長(zhǎng)的關(guān)鍵。

農(nóng)民收入；回歸分析；影響因素

一、前言

農(nóng)民收入水平的度量，通常采用人均年收入指標(biāo)。影響農(nóng)民收入的原因有很多，既有結(jié)構(gòu)性矛盾，又有體制性障礙等。本文從農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格指數(shù)X1，鄉(xiāng)村從業(yè)人員X2，農(nóng)民人均耕地面積X3以及用電量X4和農(nóng)業(yè)財(cái)政支出X5，這5個(gè)因素來(lái)考察對(duì)農(nóng)民人均年收入的影響程度，并預(yù)期鄉(xiāng)村從業(yè)人員的增加，農(nóng)民人均耕地面積的擴(kuò)大，農(nóng)業(yè)財(cái)政支出增加，均會(huì)導(dǎo)致農(nóng)民人均年收入的增加。

二、計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型分析

計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型建立

我們?cè)O(shè)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(jì)，估計(jì)結(jié)果如下表所示回歸結(jié)果：

三、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)

(一)多重共線性的修正

利用Eviews軟件進(jìn)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(duì)X1、X2、X3、X4、X5做一元回歸?；貧w結(jié)果發(fā)現(xiàn)X4的回歸結(jié)果最好。以X4為基礎(chǔ)順次加入其他解釋變量，類(lèi)似上步的方法，進(jìn)行二元回歸。結(jié)果表明：加入X4，X5的回歸結(jié)果最好。再以X4，X5為基礎(chǔ)順次加入其他解釋變量，進(jìn)行三元回歸。發(fā)現(xiàn)加入X4，X5，X1的回歸結(jié)果最好。以X4，X5，X1為基礎(chǔ)順次加入其他解釋變量，進(jìn)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(yàn)均不顯著，所以最終的計(jì)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(jìn)行回歸

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

(二)自相關(guān)檢驗(yàn)及修正

1.自相關(guān)檢驗(yàn)——DW檢驗(yàn)

已知DW=0.615499，查表得解釋變量個(gè)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(guān)性。

2.自相關(guān)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(jīng)過(guò)廣義差分后的模型。此時(shí)的DW值為1.511732，即dL＜DW＜dU，表明自相關(guān)得到緩解，但不能判斷是否存在自相關(guān)，現(xiàn)在改用Cochrane-Orcutt方法進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)，此時(shí)，DW值為1.716262，即dU＜DW＜4-dU，方程不存在自相關(guān)性。

因此，估計(jì)的方程回應(yīng)為：

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

四、模型的經(jīng)濟(jì)意義分析

從模型中可以看出：

(一)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格指數(shù)每增加一個(gè)單位對(duì)導(dǎo)致農(nóng)民人均純收入減少1.51個(gè)單位。可能因?yàn)?，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格除了受產(chǎn)品產(chǎn)量和質(zhì)量的因素制約外，還受到生產(chǎn)資料成本的高低、運(yùn)輸成本的多寡等因素的影響。

(二)農(nóng)村用電量作為一種生產(chǎn)要素，其使用量的增加折射出農(nóng)村生產(chǎn)活動(dòng)的活躍，這必將對(duì)農(nóng)民的收入產(chǎn)生積極影響，估計(jì)的用電量的系數(shù)為正，也證明了這一點(diǎn)。

(三)從回歸結(jié)果我們可以看出，財(cái)政對(duì)農(nóng)業(yè)的支持對(duì)農(nóng)民收入的增加起著積極的作用。財(cái)政支農(nóng)政策的積極作用主要表現(xiàn)在兩個(gè)方面：其一，財(cái)政支農(nóng)政策是國(guó)家調(diào)控農(nóng)業(yè)生產(chǎn)進(jìn)而影響農(nóng)民收入的一個(gè)基本工具；其二，財(cái)政支持能有效地解決促進(jìn)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)所必需的眾多公共產(chǎn)品的外部性問(wèn)題并具有規(guī)模經(jīng)濟(jì)的優(yōu)勢(shì)。

[1]張曉峒.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)基礎(chǔ)[M].天津：南開(kāi)大學(xué)出版社，2007

[2]平旭珍.農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格變動(dòng)對(duì)農(nóng)民收入的影響分析[J].價(jià)格月刊，2002.(02)

[3]鮮祖德.農(nóng)民收入增長(zhǎng)問(wèn)題研究[M].北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社，2008

[4]王琳.我國(guó)農(nóng)民人均純收入影響因素分析[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì).2014.(07)

薛嘉駒(1992–)男，漢族，河南許昌人，河南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，2014級(jí)研究生，數(shù)量經(jīng)濟(jì)專(zhuān)業(yè)。