计量经济学课程论文报告xdu.docx

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1、农民收入影响因因素的计量分分析内容摘要：本文选取19886-20005年相关数数据，应用计计量经济学的的方法，根据据农作物播种种面积、农产产生产价格总总指数、第一一产业就业人人数占全社会会就业人数的的比重、农村村用电量和财财政支出对农农业的投入等等五因素对我我国农民收入入的影响，建建立多元线性性回归模型并并检验，并对对各因素的影影响程度进行行分析，给出出相应的政策策评价和政策策建议，以便便各级政府制制定适应我国国农业长久持持续健康发展展的相关政策策。关键词：农民收收入，计量分分析，回归分分析一、提出问题经济体制改革以以来，我国农农民收入总的的来说增长缓缓慢。19779-19885年，农民民人均

2、纯收入入由 160.22元提高到3997.6元，扣扣除物价上涨涨因素，实际际平均每年增增长15.22%。此后农农民收入增长长一度陷入低低迷两次增速速连续下降：一次是在11989-11991年，连连续3年农民民收入增长幅幅度下降，甚甚至出现了负负增长，年均均增长只有00.7%；另另一次是在11997-22000年，连连续四年农民民收入增长幅幅度的下降。2001-2003年增长幅度虽然超过4%，但仍是恢复性的，基础不牢固。2004年农民纯收入增长突破2936元，实际增长6.8%，是1997以来增长最快的一年。此后，农民纯收入一直出相对较高的增长速度，平均增长速度为7.73%。为什么在1989-19

3、92年和1997-2000农民纯收入增长幅度会下降？为什么2004年农民纯收入增长幅度是1997以来增长最快的一年，并在此后能一直保持较高的增长速度？到底哪些因素影响农民纯收入？政府应该采取什么措施来增加农民收入？二、理论来源从经济学的学习习中可以发现现，影响农民民收入增长的的因素主要有有：农产品价价格和产量、农农作物播种面面积、农业从从业人数和财财政投入等考虑到数据获取取的方便程度度和模型的合合理性，综合合选择了一下下指标作为影影响农民纯收收入的因素：Y: 农农村居民纯收收入（元）；X2：农作作物播种面积积（千公顷）；X3：农产产品的生产价价格总指数（%）；X4：第一产业就就业人数占全全社会

4、就业人人数的比重（%）；X5：农村用电量量（亿千瓦时时）；X6：财政对农业业的投入（亿亿元）。三、模型所需数数据年份 农村居民家家庭人均纯收收入（元）YY 农作物总播播种面积(千千公顷)X22农产品生产价格格总指数X33（上年=1100）第一产业就业人人数占全社会会就业人数的的比重X4农村用电量（亿亿千瓦时）XX5财政支出对农业业的投入（亿亿元）X61986423.80 144204.00 106.40 60.9253.1184.201987462.60 144957.00 112.00 60.0320.8195.701988544.90 144869.00 123.00 59.3508.92

5、14.101989601.50 146554.00 115.00 60.1790.5265.901990686.30 148362.00 97.40 60.1844.5307.801991708.60 149586.00 98.00 59.7963.2347.601992784.00 149007.00 103.40 58.51106.9376.001993921.60 147741.00 113.40 56.41244.9440.5019941221.000 148241.00 139.90 54.31473.9533.0019951577.700 149879.00 119.90 52.2

6、1655.7574.9019961926.100 152381.00 104.20 50.51812.7700.4019972090.100 153969.00 95.50 49.91980.1766.4019982162.000 155706.00 92.00 49.82042.21154.80019992210.300 156373.00 87.80 50.12173.41085.80020002253.400 156300.00 96.40 50.02421.31231.50020012366.400 155708.00 103.10 50.02610.81456.70020022475

7、.600 154636.00 99.70 50.02993.41580.80020032622.200 152415.00 104.40 49.13432.91754.50020042936.400 153553.00 113.10 46.93933.02337.60020053254.900 155488.00 101.40 44.84375.72450.30020063587.000 152149.00 101.20 42.64895.83173.00020074140.400 153464.00 118.50 40.85509.94318.30020084760.600 156266.0

8、0 114.10 39.65713.25955.50020095153.200 158639.00 97.60 38.16104.47253.100数据来源：20010年中国国统计年鉴，22010年中中国农业统计计年鉴 四、模型设定和和参数估计样本回归模型设设定为 ：1、对原始模型型进行回归，其其结果为：VariablleCoefficcientStd. Errrort-StatiisticProb.C2457.89941993.07711.23321190.2334X20.02567750.00927712.76944410.0126X3-2.16733741.7882556-1.21200

9、040.2412X4-93.15661410.815553-8.61311840.0000X50.18133360.04231184.28504450.0004X60.18508890.02157738.57968890.0000R-squarred0.9980004Meaan deppendennt varr2077.9442Adjusteed R-ssquareed0.9974449S.DD. deppendennt varr1376.9330S.E. off regrressioon69.545887Akaaike iinfo ccriterrion11.534117Sum squuar

10、ed residd87059.229Schhwarz criteerion11.828668Log likkelihoood-132.41100F-sstatisstic1799.5880Durbin-Watsoon staat0.9977774Proob(F-sstatisstic)0.0000000SE=(19993.0711) (00.0092271) (1.77882566) (10.811553) (00.0423318) (0.0215773)T= (1.22332199) (22.7694441) (-1.2120004) (-8.66131844) (4.2855045) (8

11、8.5796689)=0.9980004 =0.9977449 F=17799.5880 DWW=0.9997774模型检验：当=0.05时时，=0.997744，可决决系数很高，F=1799.580，回归方程显著。X2、X4、X5和X6都显著，截距和X3未通过显著性检验，可能具有都充共线性。2、检验是否具具有多重共线线性相关系数矩阵X6X5X4X3X2X610.9289889-0.87611717-0.06811910.64722208X50.92898891-0.96477793-0.105117230.75041174X4-0.87611717-0.9647779310.14596631

12、-0.83000605X3-0.0681191-0.105117230.145966311-0.50755543X20.647222080.75041174-0.83000605-0.507555431有解释变量的相相关性矩阵可可知，存在多多重共线性。3、对多重共线线性的修正分别作Y对X22、X3、XX4、X5、XX6的一元回回归，相关结结果如下：变量X2X3X4X5X6参数估计值0.2672559-19.9922-194.59970.76086690.6892558t统计量6.6715994-0.803559-27.7533725.82188812.3090020.66922230.0285

13、1160.97223320.96805590.87320080.6541888-0.0156640.97096690.96660070.8674444其中，X4的=0.9700969，最最大，以X44为基础，顺顺次加入其他他变量逐步回回归，结果如如下：变量X2X3X4X5X6X4 X2-0.0004414-194.80040.9695887(-0.0199420)(-15.133788)X4 X3-3.0173352-193.866240.9702883(-0.7011452)(-27.033521)X4 X5-104.877050.36441180.9864118(-5.7522210)（-

14、5.1011199）X4 X6-142.099770.22394410.9930441(-19.955174)（-8.4133075）经比较，新加入入X6的方程程=0.9993041，改改进最大，而而且各参数的的t检验显著著，选择保留留X6，在加加入其他变量量逐步回归，结结果如下：变量X2X3X4X5X6X4 X6 XX20.0275663-123.244950.24538850.9950113（-3.0500341）(-14.277645)（-10.399579）X4 X6 XX3-5.2927791-138.822340.23241150.9949008(-2.9488919)(-22.4

15、11628）（-10.122641）X4 X6 XX5-118.466440.14264430.17493380.9942222（-9.7477705）（-2.3000054）（-0.1744938）变量X2X3X4X5X6X4 X6 XX2 X30.0170885-2.9416681-128.599480.24194420.9951118（-1.3644449）(-1.1955225)(-13.333705)（-10.288132）X4 X6 XX2 X50.0335661-88.245520.18651190.18597750.9973886（-5.0200958）(-8.6933387)

16、（-4.3766511）（-8.5211161）当加入X3时，XX2和X3参参数的t检验验都不显著；当加入X55时，截距不不显著。所以以经过对多重重共线性的修修正后，样本本回归模型为为：SE= (17733.8009) (0.0009036) (88.6330062) (00.0236604)T= (2.22132166) (3.0550341) (-14.276455) (10.339579)= 0.9955664 =0.9955013 F=15300.746 DW=0.66886664、验证异方差差由于此模型为时时间序列模型型，且样本容容量为24，可可视为大样本本，故采用AARCH LLM

17、 检验法法对上述模型型进行异方差差检验。为了操作方便，同同时又不影响响检验的效果果，在建立残残差平方和的的辅助回归方方程时，本组组选择建立残残差平方和的的4阶辅助 自回归方程程：ARCH Teest:F-statiistic1.2627115Proobabillity0.3276999Obs*R-ssquareed5.0380448Proobabillity0.2834116C11893.6654550.25562.61384430.0196RESID22(-1)0.30023310.26188821.14643360.2696RESID22(-2)-0.39833050.2798111-1.

18、42344780.1751RESID22(-3)-0.11088720.2773880-0.39977110.6950RESID22(-4)-0.15855700.2646117-0.59922420.5580R-squarred0.2519002Meaan deppendennt varr8899.1771Adjusteed R-ssquareed0.0524110S.DD. deppendennt varr11005.223S.E. off regrressioon10712.996Akaaike iinfo ccriterrion21.608661Sum squuared residd1

19、.72E+009Schhwarz criteerion21.857555Log likkelihoood-211.08861F-sstatisstic1.2627115Durbin-Watsoon staat2.0390331Proob(F-sstatisstic)0.3276999由检验结果可知知，残差平方方和的四阶滞滞后项的参数数的t检验皆皆不显著，因因此可判定上上述模型不存存在异方差现现象。5、验证自相关关经过对多重共线线性修正后的的模为:此时，n=244，k=3，=0.01，查表可知：DL=0.882,DU=1.407因为DLDWW=0.9997774DU，所以以该模型存在在正的自相关

20、关用科克伦-奥克克特迭代法进进行修正，对对残差进行一一阶线性回归归， =0.6694007VariablleCoefficcientStd. Errrort-StatiisticProb.C1213.1881597.058872.03193300.0564X2-0.6669407*X2(-11)0.02921180.01055502.76948800.0122X4-0.6669407*X4(-11)-124.4440611.225664-11.0855390.0000X6-0.6669407*X6(-11)0.22374460.03163307.07375550.0000R-squarred0

21、.9842889Meaan deppendennt varr848.37665Adjusteed R-ssquareed0.9818008S.DD. deppendennt varr541.01119S.E. off regrressioon72.970991Akaaike iinfo ccriterrion11.574777Sum squuared residd101170.3Schhwarz criteerion11.772225Log likkelihoood-129.10098F-sstatisstic396.76993Durbin-Watsoon staat1.3203008Proo

22、b(F-sstatisstic)0.0000000虽然DW有大幅幅提高，但DDLDW=1.3200308DW=1.4656337DU，说明明模型经过二二次迭代修正正已不存在自自相关性。所以最终模型为为：Y:农民人均纯纯收入（元）；X2：农作物播播种面积(千千公顷)；X4: 第一产产业就业人数数占全社会就就业人数的比比重（%）；X6：财政支出出对农业的投投入（亿元）；五、经济意义的的检验农作物播种面积积和财政支出出对农业的投投入的系数分分别为0.00244533和0.2355572，呈呈正相关，显显然符合经济济生产规律，说说明：农作物物播种面积每每增加一千公公顷，农民人人均纯收入增增加0.022

23、4453元元；财政支出出对农业的投投入每增加一一亿元，农民民人均纯收入入就增加0.2355772元。另外外第一产业就就业人数占全全社会就业人人数的比重的的系数为-1105.11124，呈负负相关，说明明农业就业人人数的比重每每增加一个百百分点，农民民人均纯收入入会减少1006.92005元。经分分析，整个模模型符合经济济生产规律。六、模型存在的的问题1、 在数据收集时，由由于初次尝试试写论文，对对收集数据的的途径和处理理数据的方法法都不甚熟悉悉，因此，只只收集到19986-20009的数据据，样本容量量只为24个个，距离300个以上的大大样本还有一一定的差距，因因此在做时间间序列的异方方差检验

24、，只只能近似的视视为大样本处处理。另外由由于缺失19978-19985年的部部分数据，以以及20100年和20111年的数据据尚未正式公公布，所以难难以完成对改改革开放以来来的我国农民民收入变化的的完整时间序序列分析，这这也是这篇论论文的遗憾之之处。2、 由于我组成员分分析能力不足足，在建立模模型时只选取取了影响我国国农民人均收收入的主要因因素进行分析析，对另外可可能影响的因因素未纳入模模型当中，可可能致使该模模型在解释和和预测我国农农民收入变化化方面存在不不足。七、根据该模型型得出政策建建议1、 增加农民收入的的主要途径。从模型可知，影影响农民收入入的主要因素素有：农作物物播种面积、农农业从

25、业人数数比重和财政政支出对农业业的投入。因因此要想切实实提高农民收收入，必须从从这三个方面面入手，制定定合理有效地地农民增收政政策。2、 保证合理的农作作物播种面积积，是保证农农民增收的前前提。我国有7亿多的的农民，虽然然其中有2亿亿多的农民工工并不主要从从事农业生产产，但对于剩剩余的大多数数农民，从事事农业生产依依然是他们获获取收入的主主要来源。俗俗话说巧妇难难为无米之炊炊。倘若不能能保证基本的的耕地资源，农农作物播种面面积势必会下下降。没有必必要农作物播播种面积的保保证，粮食作作物增产增收收将何其难也也？再谈农民民增收也就如如无水之源，失失去了前提。因因此，中央政政府誓言保住住18亿亩耕耕

26、地决心，是是相当正确和和具有战略眼眼光的。同时时从模型中，我我们还可以看看出，农作物物播种面积的的边际系数并并不大，这说说明我国单位位土地的产出出不高，农业业规模化和商商品化程度不不高，农业生生产整体效益益较低。基于于此，国家应应该在保证必必要耕地面积积的同时，积积极推广优质质农作物品种种的种植，大大力倡导新型型农业、生态态农业，着力力支持农业的的商品化和产产业化经营，提提高我国农业业生产的整体体效益。3、 积极推进农村劳劳动力转移，加加快推进城市市化建设，促促进农民工增增收，是促进进增加农民增收收的有效方法法。从农业就业人口口占全社会就就业人口的比比重与农民人人均收入的关关系看，可知知目前我

27、国第第一产业效率率明显低于第第二、三产业业的生产效益益，并且我国国农村存在明明显劳动力过过剩的现象。因因此，继续推推进农村劳力力转移，积极极稳妥的推进进城市化，对对提高农民收收入有明显的的推动作用。但但我们也还必必须解决之前前在转移农村村劳动力时所所遇到的问题题：积极提高高农民工的知知识技能，使使他们能获得得更好的报酬酬；坚决彻底底地解决拖欠欠农民工工资资的问题；积积极稳妥的落落实和完善的的农民工异地地生产生活的的相关配套措措施，切实降降低农民工的的生活成本和和就业成本，提提高农民工的的收入。4、 继续加大国家财财政对“三农”的支持，加加快建立第一一、二、三产产业协调发展展的经济发展展方式，是

28、农农民增收的长长久保证。如前文问题中提提到的，改革革开放的东风风首先从农村村刮，因此，11978-11985年，农农民收入一直直以年均155.2%的高高速增长，但但之后农民收收入就开始走走下坡路了。究究其原因，就就在于城乡之之间，第一产产业和第二产产业之间没有有统筹协调发发展。在农村村和第一产业业经过一段高高速发展之后后，城市和第第二产业的发发展就显得相相对滞后了，因因此，国家又又通过财政，掉掉头支持城市市和第二产业业发展，导致致农民收入在在相当长的一一段时间内都都增长缓慢，长长期大幅落后后于同期GDDP和城市居居民收入的增增长，城乡差差距初步拉大大，终成二元元结构。进入入新世纪，尤尤其是从2

29、0004年开始始，国家开始始意识到农业业发展长期滞滞后的问题，积积极制定相关关政策，连续续八年下发一一号文件，关关注三农问题题。同时，加加大国家财政政的支持力度度，努力促进进农民增收，强强力扭转城乡乡差距过大的的局面，实现现社会公平。从从客观数据看看，国家的这这些措施对促促进农民增收收确实取得了了极大地作用用，但我们也也应该看到，近近年农民收入入增长速度依依然低于同期期GDP的增增长，而且，城城乡差距过大大的局面也未未根本扭转，因因此，继续加加大国家财政政对三农的支支持，依然重重要。同时，综综合改革开放放的历程，我我们可以知道道，只有统筹筹协调第一、二二、三产业之之间、城乡之之间的发展，我我国才能够长长久的增收。