计量经济学课程报告-农民收入影响因素的计量分析.docx

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1、成绩计量经济学课程报告报告名称:农民收入影响因素的计量分析所在院系: 专业名称: 主持人： 参与人： 得分权重:热钱流入对我国货币政策的影响分析X(-19.951(-8.41304 X674)75)-2经比较，新参加X6的方程R =0.993041,改良最大，而且各参数的t检验显著，选择保存X6,在参加其他变量逐步回归，结果如下：X4X6 X2X4X6 X3X4X6 X5X2X3X4(-3.0503(-14.276441)5)(-2. 94891(-22. 41629)8)X5X62R(-9.747705)(-10. 39579)(-10. 12641)(-2. 3000(-0.174954)

2、38)变量X2X3X4X5X6X4 X6(-1.3644(-1. 19522(-13. 3370(-10.2815118X2 X349)5)5)32)X4 X6(-5.0209(-8. 69338(-4. 3765(-8. 5211X2 X558)7)11)61)当参加X3时，X2和X3参数的t检验都不显著；当参加X5时，截距不显著。所以经过对多重共线性的修正后，样本回归模型为:金融工程系2020级计量经济学课程报告Y = 3837.294+0.027563X2-123.2495X4 +O.245385X6SE二(1733.809)(0.009036)(8.633062)(0.023604)T

3、= (2.213216)(3.050341)(-14.27645)(10.39579)i2R2 = 0.995664R =0.995013F=1530.746、验证异方差由于此模型为时间序列模型，且样本容量为24,可视为大样本，故采用ARCH LM检 验法对上述模型进行异方差检验。为了操作方便，同时又不影响检验的效果，在建立残差平方和的辅助回归方程时， 本组选择建立残差平方和的4阶辅助自回归方程：22222A A A AA AA AA ACt Qo+ Cl t- + Cl2 &-2+。3 6-3+ 14 Ct-4ARCH Test:F-statisticProbabilityObs*R-squ

4、aredProbabilityRESIDA2(-1)RESIDA2(-2)RESIDA2(-3)RESIDA2(-4)R-squaredAdjustedR-squaredS.E. of regression1.72ESum squared resid +09Log likelihoodDurbin-WatsonMean dependent varS.D.dependent varAkaike info criterionSchwarz criterionF-statisticProb(F-statistic)热钱流入对我国货币政策的影响分析stat由检验结果可知，残差平方和的四阶滞后项的参数的

5、t检验皆不显著，因此可判定 上述模型不存在异方差现象。3. 5.4.验证自相关经过对多重共线性修正后的模为：AY = 3837.294+0.027563X2 -123.2495X4 +0.245385X6此时，n=24, k=3, 1,查表可知:DL二,DU二因为DLDW=DU,所以该模型存在正的自相关A用科克伦-奥克特迭代法进行修正，对残差进行一阶线性回归，0CoeffiStd.t-StatistiProb.VariablecientErrorcCX2-0.669407*X2(-1)X4-0.669407*X4(-1)X6-0.669407*X6(-1)R-squaredAdjustedR-

6、squaredS.E. of regressionSum squared residLog likelihoodDurbin-WatsonR-squaredAdjustedR-squaredS.E. of regressionSum squared residLog likelihoodDurbin-WatsonMean dependent varS.D.dependent varAkaike info criterionSchwarz criterionF-statisticProb(F-statistic)1010金融工程系2020级计量经济学课程报告stat虽然DW有大幅提高，但DIXD

7、W=L 320308DU,不能判定是否存在自相关，但为谨慎A考虑，本组认为模型依然存在自相关需进一步修正。2CoeffiStd. t-Statisti Prob.Variablecient ErrorcCX2-0.893695*X2(-1)X4-0.893695*X4(-1)X6-0.893695*X6(-1)R-squaredAdjustedR-squaredS.E. of regressionSum squared residLog likelihoodDurbin-WatsonstatMean dependent varS.D.dependent varAkaike info crite

8、rionSchwarz criterionF-statisticProb(F-statistic)Y =38L6960+0024453X；-1069205X；+0235572X；SE=()()()T=()()()()R2 =0.942113 R2 = F DW=11热钱流入对我国货币政策的影响分析显然，DW有明显改善，4-DL=DW=DU,说明模型经过二次迭代修正已不存在自相关 性。所以最终模型为：AY = 3590.574291 +0.024453X2-106.9205X4+0.235572X6Y：农民人均纯收入元；X2：农作物播种面积（千公顷）；X4:第一产业就业人数占全社会就业人数的比重

9、（%）；X6：财政支出对农业的投入1亿元）；3. 5. 5经济意义的检验农作物播种面积和财政支出对农业的投入的系数分别为和，呈正相关，显然符合经 济生产规律，说明：农作物播种面积每增加一千公顷，农民人均纯收入增加元；财政支 出对农业的投入每增加一亿元，农民人均纯收入就增加元。另外第一产业就业人数占全 社会就业人数的比重的系数为705. 1124,呈负相关，说明农业就业人数的比重每增加 一个百分点，农民人均纯收入会减少元。经分析，整个模型符合经济生产规律。1.5.6、 模型存在的问题在数据收集时，由于初次尝试写论文，对收集数据的途径和处理数据的方法都不甚 熟悉，因此，只收集到1986-2021的

10、数据，样本容量只为24个，距离30个以上的大样本 还有一定的差距，因此在做时间序列的异方差检验，只能近似的视为大样本处理。另外 由于缺失1978T985年的局部数据，以及2021年和2021年的数据尚未正式公布，所以难 以完成对改革开放以来的我国农民收入变化的完整时间序列分析，这也是这篇论文的遗 憾之处。由于我组成员分析能力缺乏，在建立模型时只选取了影响我国农民人均收入的主要 因素进行分析，对另外可能影响的因素未纳入模型当中，可能致使该模型在解释和预测 我国农民收入变化方面存在缺乏。12金融工程系2020级计量经济学课程报告6实验结果最终模型为：AY = 3590.574291 +0.0244

11、53X,-106.9205X4 +0.235572X64.结论与建议3. 1结论1 .其他条件不变时，随着农业劳动力的增加我国农民人均收入将下降,这是由我国农 业劳动力过剩而引起的。2.当农业生产本钱既定时,农产品收购价格越高，那么农民农业收 入就越高。3.当农产品收购价格和农业生产资料价格既定的情况下，农民对农业生产投入 越多,即在化肥的边际效益还大于其边际本钱时，化肥的使用量增加那么农业收入越多。4. 在一定的技术水平条件下,耕地面积增加，粮食产量势必增加，同样增加农业收入。农民的 文化水平越高，那么农民农业收入会越多越稳定。4. 2建议1 .增加农民收入的主要途径。从模型可知，影响农民收

12、入的主要因素有：农作物播种面积、农业从业人数比重和 财政支出对农业的投入。因此要想切实提高农民收入，必须从这三个方面入手，制定合 理有效地农民增收政策。2 .保证合理的农作物播种面积，是保证农民增收的前提。我国有7亿多的农民，虽然其中有2亿多的农民工并不主要从事农业生产，但对于 剩余的大多数农民，从事农业生产依然是他们获取收入的主要来源。俗话说巧妇难为无 米之炊。倘假设不能保证根本的耕地资源，农作物播种面积势必会下降。没有必要农作 物播种面积的保证，粮食作物增产增收将何其难也？再谈农民增收也就如无水之源，失 去了前提。因此，中央政府誓言保住18亿亩耕地决心，是相当正确和具有战略眼光的。 同时从

13、模型中，我们还可以看出，农作物播种面积的边际系数并不大，这说明我国单位 土地的产出不高，农业规模化和商品化程度不高，农业生产整体效益较低。基于此，国 家应该在保证必要耕地面积的同时，积极推广优质农作物品种的种植，大力倡导新型农 业、生态农业，着力支持农业的商品化和产业化经营，提高我国农业生产的整体效益。3 .积极推进农村劳动力转移，加快推进城市化建设，促进农民工增收，是促进增加 农民增收的有效方法。13热钱流入对我国货币政策的影响分析从农业就业人口占全社会就业人口的比重与农民人均收入的关系看，可知目前我国 第一产业效率明显低于第二、三产业的生产效益，并且我国农村存在明显劳动力过剩的 现象。因此

14、，继续推进农村劳力转移，积极稳妥的推进城市化，对提高农民收入有明显 的推动作用。但我们也还必须解决之前在转移农村劳动力时所遇到的问题：积极提高农 民工的知识技能，使他们能获得更好的报酬；坚决彻底地解决拖欠农民工工资的问题； 积极稳妥的落实和完善的农民工异地生产生活的相关配套措施，切实降低农民工的生活 本钱和就业本钱，提高农民工的收入。4 .继续加大国家财政对“三农的支持，加快建立第一、二、三产业协调开展的经 济开展方式，是农民增收的长久保证。如前文问题中提到的，改革开放的东风首先从农村刮，因此，1978-1985年，农民 收入一直以年均15. 2%的高速增长，但之后农民收入就开始走下坡路了。究

15、其原因，就 在于城乡之间，第一产业和第二产业之间没有统筹协调开展。在农村和第一产业经过一 段高速开展之后，城市和第二产业的开展就显得相对滞后了，因此，国家又通过财政， 掉头支持城市和第二产业开展，导致农民收入在相当长的一段时间内都增长缓慢，长期 大幅落后于同期GDP和城市居民收入的增长，城乡差距初步拉大，终成二元结构。进入 新世纪，尤其是从2004年开始，国家开始意识到农业开展长期滞后的问题，积极制定 相关政策，连续八年下发一号文件，关注三农问题。同时，加大国家财政的支持力度， 努力促进农民增收，强力扭转城乡差距过大的局面，实现社会公平。从客观数据看，国 家的这些措施对促进农民增收确实取得了极

16、大地作用，但我们也应该看到，近年农民收 入增长速度依然低于同期GDP的增长，而且，城乡差距过大的局面也未根本扭转，因此, 继续加大国家财政对三农的支持，依然重要。同时，综合改革开放的历程，我们可以知 道，只有统筹协调第一、二、三产业之间、城乡之间的开展，我国才能够长久的增收。14参考文献:1代中强.实际知识产权保护、内部化优势与FDI流入J.国际商务(对外经济贸易大学学 报)，2010, (04) :52-60.2范爱军，都春燕.贸易自由化与经济增长收敛的关联性研究一一基于中国-东盟自由贸易区视角 EJ.亚太经济，2010, (06) : 46-51.蔡虹，吴凯，裴云龙.知识产权保护对经济增长

17、收敛的影响J.科技进步与对 策，2013, 30(14) : 25-28.4李丹丹.中国经济增长收敛性研究综述J.商业经济研究,2016, (20) : 128T3L5吴超鹏,唐菊.知识产权保护执法力度、技术创新与企业绩效一一来自中国上市公司的证据J. 经济研究，2016, 51 (11) : 125-139.6池建宇,顾恩洲.知识产权保护、经济增长与经济增长收敛一一基于面板门槛模型的实证分析J. 经济与管理评论,2017, 33 (04) : 12-17.7孙向伟，陈斐，李峰.五大区区域经济增长收敛性的动态空计量分析J.统计与决策，2017, (04) : 97-102.崔日明，张玉兰，耿景

18、珠.知识产权保护对新兴经济体贸易的影响一一基于贸易引力模型的扩展 J.经济与管理评论,2019, 35 (03) : 135-146.张静，徐海龙，王宏伟.知识溢出与中国区域经济增长收敛研究J.宏观经济研 究，2020, (04) : 71-84+175.10侯世英，宋良荣.智能化对区域经济增长质量开展的影响及内在机理一一基于2012-2018年中 国省级面板数据J.广东财经大学学报,2021, 36(04) :4-16.财政农村支出对农 用电量业的投入亿千瓦亿元)时X5X6第一 农 农产农村居产业就业作物总播品生产价民家庭人数占全种面积格总指数人均纯社会就业(千公 X3上年收入人数的比顷)X

19、2=100(元Y重X419423.144204106.4热钱流入对我国货币政策的影响分析8680.00019462.144957112.08760.00019544.144869123.08890.00019601.146554115.08950.00019686.14836297. 409030.0019708.14958698. 009160.0019784.149007103.49200.00019921.147741113.49360.000191221148241139.994.00.000191577149879119.995.70.000191926152381104.296.1

20、0.00019209015396995. 5097.10.0019216215570692. 0098.00.0019221015637387. 8099.30.0020225315630096. 4000.40.00202366155708103. 101.40.00020247515463699. 7002.60.00202622152415104.403.20.000202936153553113. 104.40.000203254155488101.405.90.000203587152149101.206.00.000204140153464118.507.40.0002047601

21、56266114. 121.60.00020515315863997. 6021.20.00数据来源：2021年中国统计年鉴，2021年中国农业统计年鉴前言31国内外研究现状41国外研究现状41.2国内研究现状42农民收入影响因素的基本理论41理论来源42.2农民收入影响因素理论分析53农民收入影响因素的实证分析51变量的选取53 .2数据的来源与处理5.3模型的构建73. 4参数估计75模型检验83.6实验结果154结论与建议15参考文献：17金融工程系2020级计量经济学课程报告农民收入影响因素的计量分析学生：汪宽瑞摘要：本文选取1986-2005年相关数据，应用计量经济学的方法，根据农作

22、物播 种面积、农产生产价格总指数、第一产业就业人数占全社会就业人数的比重、农村用电 量和财政支出对农业的投入等五因素对我国农民收入的影响，建立多元线性回归模型并 检验，并对各因素的影响程度进行分析，给出相应的政策评价和政策建议，以便各级政 府制定适应我国农业长久持续健康开展的相关政策。关键词：农民收入，计量分析，回归分析刖5 / 刖百经济体制改革以来，我国农民收入总的来说增长缓慢。1979-1985年，农民人均纯 收入由元提高到元，扣除物价上涨因素，实际平均每年增长。此后农民收入增长一度 陷入低迷一一两次增速连续下降：一次是在1989-1991年，连续3年农民收入增长幅度 下降，甚至出现了负增

23、长，年均增长只有0.7%；另一次是在1997-2000年，连续四年农 民收入增长幅度的下降。2001-2003年增长幅度虽然超过4%,但仍是恢复性的，根底不 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1989-1992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？热钱流入对我国货币政策的影响分析1国

24、内外研究现状1.1 国外研究现状引起农民收入增长缓慢以及城乡差距逐年扩大的主要影响因素可概括为以下几方面1 .自然因素。农业是一个脆弱的行业，极易受到环境的制约,自然灾害更是影响农民收入 的个最根本因素。2经济因素。导致农民收入增长缓慢的另一个重要方面就是经济因素。3政策因素.有专家指此中国是世界上少数几个向农民征收农业税的国家。对于城镇居 民征收的个人所得税有一个兔征额标准,但对于农民却没有。4农村劳动力文化水平低 1.2国内研究现状农民收入和消费水平下降国家统计局抽样调查的结果显示，从1995年至2006年,全国农 村居民年纯收入由1995年的1577.8元增加到2006年的33295元，

25、总增长幅度达42.8%;:扣除物价因素，年均实际增长4.7%。然而，这 一阶段的增长主要分布在1997年之前，之后便出现连续趋缓的特征。据统计资料反 映:1996年农村居民人均纯收入比上年增长9%,1997年下降为4.6%,比上年下降了 4.4个 百分点,1998年下滑到4.3%,1999年进一步降到3.8%,到2006年,农村居民纯收入的增长速度跌到了 2.1%o中国城乡居民收入差距也有 扩大趋势，从1995年的城乡居民人均年收入比为1:0.368到2000年的1:0.358,截至2006 年已到达1:0.253。农民的消费水平远远落后于城市居民的消费水平，大致比城市居民要 落后1015年,

26、农业增长也大大落后于工业增长。2农民收入影响因素的基本理论2. 1理论来源从经济学的学习中可以发现，影响农民收入增长的因素主要有：农产品价格和产量、 农作物播种面积、农业从业人数和财政投入等。国家财政的投入，国家税收的减免，农村 人民文化水平的提高等等。另外还有有一种流行的说法是解决农民收入的方法在农村之 外。现有的研究大都从理论上进行说明影响农民收入的主要因素，特别是关于农民收入主 要决定于农村之外的说法，大多都是从中国的二元结构出发，说明农村劳动生产率不高，需 要依靠城市化和向城市转移劳动力来解决而且也是根本的解决农村居民收入的方法。但 很少做有关实证的分析,特别是把转移劳动力与农村自身的

27、开展联合在一起来分析影响 农民收入的根本因素。由于数据难于统计，在此将农民的农业外收入不加入模型,可能会 造成模型的不准确金融工程系2020级计量经济学课程报告2. 2农民收入影响因素理论分析从实际情况来看，当前影响农民收入增长因素众多，这些因素分布于再生产的不同环节或 不同层次上,以不同方式对农民收入发生作用。因此在建立模型时,再生产各个环节的因 素都要有所考虑最终将影响当前农民收入增长的重要因素引入模型加以分析。1 .其他条件不变时,随着农业劳动力的增加我国农民人均收入将下降，这是由我国农业 劳动力过剩而引起的。2 .当农业生产本钱既定时,农产品收购价格越高，那么农民农业收入就越高。3 .

28、当农产品收购价格和农业生产资料价格既定的情况下，农民对农业生产投入越多，即 在化肥的边际效益还大于其边际本钱时，化肥的使用量增加那么农业收入越多。4 .在一定的技术水平条件下,耕地面积增加，粮食产量势必增加，同样增加农业收入。5 .农民的文化水平越高，那么农民农业收入会越多越稳定。6 .农民收入影响因素实证分析1变量的选取Y:农村居民纯收入（元）X2：农作物播种面积（千公顷；X3：农产品的生产价格总指数（X4：第一产业就业人数占全社会就业人数的比重（猊X5：农村用电量亿千瓦时）X6：财政对农业的投入亿元）。第一 产业就业 人数占全 社会就业 人数的比 重X4财政农村支出对农 用电量业的投入 亿

29、千瓦（亿元）时）X5X63. 2数据的来源与处理农 农产 农村居作物总播品生产价 民家庭种面积格总指数人均纯（千公 X3 （上年 收入顷）X2=100）（元）Y19423.144204106.4热钱流入对我国货币政策的影响分析48680.00019462.144957112.08760.00019544.144869123.08890.00019601.146554115.08950.00019686.14836297. 409030.0019708.14958698. 009160.0019784.149007103.49200.00019921.147741113.49360.000191

30、221148241139.994.00.000191577149879119.995.70.000191926152381104.296.10.00019209015396995. 5097.10.0019216215570692. 0098.00.0019221015637387. 8099.30.0020225315630096. 4000.40.00金融工程系2020级计量经济学课程报告3. 3模型的构建样本回归模型设定为：Y = +2X2+ 广3X3 + /35X5 + ax6+ a3. 4参数估计 对原始模型进行回归，其结果为:CoeffiStd.t-StatistiProb.Var

31、iablecientErrorcCX2热钱流入对我国货币政策的影响分析X3X4X5X6R-squaredAdjustedR-squaredS.E. of regressionSum squared residLog likelihoodDurbin-WatsonstatMean dependent varS.D.dependent varAkaike info criterionSchwarz criterionF-statisticProb(F-statistic)y = 2457.894 + 0.025675X2-2.167374X3-93.15614X4+0.181336X5+0.185

32、089X6SE= (1993.071)(0.009271)(1.788256)(10.81553)(0.042318)(0.021573)T= (1.233219)(2.769441)(-1.212004)(-8.613184)(4.285045)(8.579689)R? =0.998004 F =0.997449 F3. 5.模型检验：2当。=0.05时，R =0.99744,可决系数很高，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。3. 5. L检验是否具有多重共线性相关系数矩阵X6X5X4X3X2X616金融工程系2020级计量经济学课程报告X5X4X3X21-0.8761717111有解释变量的相关性矩阵可知，存在多重共线性。3.5. 2、对多重共线性的修正分别作Y对X2、X3、X4、X5、X6的一元回归，相关结果如下:变量参数估计值t统计量X2 X3 X4 X5 X6-194.5972其中，X4的R二0.970969,最大，以X4为根底，顺次参加其他变量逐步回归，结果如下：变量X2X3X4X5X6X(-0.01944 X220)(-15. 13788)X4 X3(-0. 7014(-27. 03552)21)X4 X5(-5. 7522(-5. 101110)99)