影响农民收入增长的多因素的计量经济分析.doc

计量经济学课程论文影响农民收入增长的多因素的计量经济分析 指导教师：周游专业：国贸双语05级姓名：徐汉权学号：40502014时间：2007年12月影响农民收入增长的多因素的计量经济分析内容摘要：本文是根据我国农民收入的历史和现状，从计量经济学的角度来分析影响我国农民收入增长的因素。根据所做的模型回归结果，发现了一些制约农民收入增长的因素，分析了回归结果得到了一些结论，同时也发现了一些问题。关键词：农民居民收入 拟合 国家的各项农业税收一、背景介绍改革开放以来，中国在农村实行了家庭联产承包责任制，极大地调动了农民的生产积极性，在推动了农业生产发展的同时，也带来了农民收入的提高。农民外出打工、经商、和从事其他各种形式个体经营活动的机会和人次越来越多；国家为了鼓励农业生产，大幅度提高农产品收购价格，增加在农业方面的支出；还有乡镇企业的迅速发展等，使得农民总收入不断提高。从改革开放初期到1984年，农民人均纯收入平均增速13、4%，是中国历史上少有的高速增长阶段，农民的生活水平也有了显著提高。但是农村居民的收入增速度明显滞后于同期城镇居民的收入增长速度，尤其是从上世纪90年代末到2003年间，农民的收入几乎停滞不前，似乎还有下降的趋势。鉴于这种情况，中央从2004年中共中央国务院关于促进农民增加收入若干政策的意见到2007年中共中央国务院关于积极发展现代农业扎实推进社会主义新农村建设的若干意见连续4年发布的四个“一号文件”均以“三农”为主题，中央的工作也围绕“三农”问题而展开。韩长赋、陈锡文、林毅夫、温铁军等著名经济学家强调解决“三农”问题的核心在于增加农民收入。据国家统计局公布的2006年国民经济和社会发展统计公报显示，2006年农民人均纯收入3587元，实际增长7.4%，是近5年来的最高值。那么影响农民增收的因素有哪些、这些因素对农民增收的贡献度有多大。所以，研究影响农民收入增长的因素具有重大的现实意义。国家也提出如何“提高农业的现代化水平和城镇化水平，全面繁荣农村经济，稳定增加农民收入”的“三农问题”。本文收集历年的经济数据，采用计量经济学理论，以实证法研究影响农民收入增长的因素，并试图提出一些政策建议以供参考。二、模型设定上述分析说明，农民的收入虽然来源广泛，但归根到底来源于第一产业、第二产业和第三产业所创造的货币收入，并受这些产业货币收入增长率的制约。另外，国家在农业方面的支出及各种农业税收也应该是影响农民收入的重要因素。因此，我们选择第一产业产值（X1）、第二产业产值（X2）、第三产业产值（X3）、国家的各项农业税收（X4）为解释变量,国家财政用于农业的支出（X5）、农村居民的收入（Y）用农村居民家庭人均纯收入乘以农村总人口得出，作被解释变量。数据如下 表1 中国历年宏观经济数据（19812006年）（单位：亿元） 年份农村居民的收入第一产业产值第二产业产值第三产业产值国家的各项农业税收国家财政用于农业的支出19811784.988341545.62255.51061.327.67110.2119822165.499741761.623831150.128.35120.4919832501.139321960.82646.21327.529.38132.8719842854.48022295.53105.71769.832.96141.2919853210.898322341.63866.62556.234.84153.6219863438.755582763.94492.72945.644.52184.219873776.018763204.35251.63506.650.81195.7219884488.0688538316587.24510.173.69214.0719895002.3146422872785403.284.94265.9419905774.6654650177717.45813.587.86307.8419915996.17325288.69102.2722790.65347.5719926663.6864580011699.59138.6119.17376.0219937865.303046882.116428.511323.8125.74440.45199410461.65019457.222372.214930231.49532.98199513559.858191199328537.917947.2278.09574.93199616388.2218513844.233612.920427.5369.46700.43199717593.8347714211.237222.723028.7397.48766.39199817977.678614552.438619.325173.5398.81154.76199918132.859141447240557.827037.7423.51085.76200018215.8095814628.244935.329904.6465.311231.54200118827.7883215411.848750.033153481.71456.73200219369.3419616117.353540.735132.6717.851580.76200320151.8692217092.161274.138885.7871.771754.45200422560.6326 20768.172387.243720.61012.361858.12005 25890.102322964.8 80658.957293.2 1119.572015.35200628964.7892 23070.487046.772967.7 1209.282136.86 数据来源：中国统计年鉴2006三、 参数估计 将样本数据导入Eviews软件进行OLS估计，得到输出结果如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/12/07 Time: 16:24Sample: 1981 2006Included observations: 26VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-214.3236274.1302-0.7818320.4435X11.1453300.1195579.5797460.0000X20.1818400.0988831.8389370.0808X3-0.2269270.157459-1.4411870.1650X4-5.8771142.297085-2.5585100.0187X52.1939871.5050631.4577370.1604R-squared0.997749 Mean dependent var8847.882Adjusted R-squared0.997186 S.D. dependent var7042.817S.E. of regression373.6045 Akaike info criterion14.88345Sum squared resid2791606. Schwarz criterion15.17378Log likelihood-187.4848 F-statistic1772.801Durbin-Watson stat1.142987 Prob(F-statistic)0.000000 Y=-214.3236+1.145330X1+0.181840X2-0.226927X3-5.877114X4+2.193987X5 t= (-0.781832) (9.579746) (1.838937) (-1.441187) (-2.558510) (1.457737) R2=0.997749模型输出结果分析：优点：1、经自由度调整后的可决系数（R-squared）约为0.997，F检验值很大，说明回归方程显著，模型的总体拟和程度较理想。 2、x1、x4的t检验显著，且x1、x2、x5的系数为正，符合经济学理论。缺点：1、DW约为1.143，无法判断是否存在序列相关性。 2、x1系数大于1，x3系数为负，与经济原理相悖。 3、以x1的残差图和怀特检验（检验的值大于显著性水平5%的临界值11、07）上判断，该方程存在异方差，但较小。 White Heteroskedasticity Test:F-statistic2.938318 Probability0.029314Obs*R-squared17.21289 Probability0.0697844、存在多重共线性，因为x2、x3的相关系数（0.998）大于可决系数。 X1X2X3X4X5X1 1.000000 0.980512 0.979420 0.933732 0.934716 X2 0.980512 1.000000 0.998151 0.978923 0.980254 X3 0.979420 0.998151 1.000000 0.972979 0.984276 X4 0.933732 0.978923 0.972979 1.000000 0.974627 X5 0.934716 0.980254 0.984276 0.974627 1.000000四、模型出现问题的原因分析这主要是因为农民的收入中，占比重最大的来自农业，因此农业产值对被解释变量有显著影响；另一方面，由于解释变量是综合众多收入分量而成，而这些收入分量来源广泛，决定因素各异，受模型规模和可以利用的统计资料限制，得出的只是相对笼统的函数，有待进一步修正；而且，滞后4期的X5并不是引起Y变化的原因（如下表），应予以剔除；由于第二产业和第三产业对收入影响较小，又存在严重共线性，可合并在一起拟合；此外，农民收入还会受到前几期的影响，应予以考虑。Lags: 4 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbability AT does not Granger Cause Y22 0.73388 0.58500 YFI does not Granger CauseX5 5.49827 0.00815五、检验及修正1、去除无显著影响的X5，合并X2和X3为DY，加入滞后2期的农民收入，拟合得模型：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/12/07 Time: 21:45Sample(adjusted): 1981 2006Included observations: 24 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C74.7318388.229780.8470140.4081X10.6787230.0742009.1471880.0000DY0.0215460.0159321.3523940.1930X4-1.9331340.847997-2.2796470.0350Y(-1)0.6564400.0971156.7594120.0000Y(-2)-0.2476020.079416-3.1178060.0059R-squared0.999697 Mean dependent var9488.458Adjusted R-squared0.999613 S.D. dependent var6953.212S.E. of regression136.7149 Akaike info criterion12.88599Sum squared resid336437.2 Schwarz criterion13.18050Log likelihood-148.6319 F-statistic11895.04Durbin-Watson stat1.797293 Prob(F-statistic)0.000000可见，模型得到很大改善，可以判断已基本无自相关。2、但为完全消除自相关考虑到影响程度的大小，去除第三产业，得模型：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/12/07 Time: 21:33Sample(adjusted): 1981 2006Included observations: 24 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C97.1380479.058821.2286810.2350X10.6709190.06195710.828840.0000X20.0452370.0230331.9640540.0652X4-2.3739180.829634-2.8614040.0104Y(-1)0.6422120.0817457.8562800.0000Y(-2)-0.2391360.062679-3.8152440.0013R-squared0.999726 Mean dependent var9488.458Adjusted R-squared0.999649 S.D. dependent var6953.212S.E. of regression130.2163 Akaike info criterion12.78859Sum squared resid305213.3 Schwarz criterion13.08310Log likelihood-147.4631 F-statistic13112.29Durbin-Watson stat2.042604 Prob(F-statistic)0.000000Y = 97.1380399 + 0.6709192902*X1 + 0.04523722429*X2 - 2.373918427*X4+ 0.6422123054*Y(-1) - 0.2391358564*Y(-2)（1）初步检验Adjusted R-squared=0.9997，故该方程拟合优度较高，模型总体拟合良好。各系数的通过t检验，尽管X2系数稍小，只能说明第二产业对农民收入影响很小。（2）多重共线性检验YX1X2X4Y 1.000000 0.998421 0.980563 0.931198X1 0.998421 1.000000 0.980512 0.933732 X2 0.980563 0.980512 1.000000 0.978923 X4 0.931198 0.933732 0.978923 1.000000从该方程的相关矩阵来看，两个不同自变量的相关系数均没有大于可决系数的值0.9997，基本上不存在多重共线性。（3）自相关性检验该模型的DW值为2.0426，介于（2，2.12）之间，说明该方程不存在自相关，得到了比较满意的结果。（4） 异方差性检验White Heteroskedasticity Test:F-statistic0.717217 Probability0.696883Obs*R-squared8.533149 Probability0.576906以Y的残差图和怀特检验（检验的值小于显著性水平5%的临界值11、07）上判断，该方程基本不存在异方差。六、对模型的经济解释由于该模型的回归结果、t值以及F统计值均显著，且不存在计量经济学问题，因此最后定型为此Y = 97.1380399 + 0.6709192902*X1 + 0.04523722429*X2 - 2.373918427*X4 + 0.6422123054*Y(-1) - 0.2391358564*Y(-2)从以上模型可以看出，改革开放以来我国农民收入的增长与第一产业、第二产业产值的关系。其中第一产业（农业）产值对农民收入的影响最为显著，X1每增加1亿元，Y增加0.671亿元；第二产业产值对农民收入影响相对较小，X2每增加1亿元，Y只增加0.045亿元。而第三产业的产值对农民收入几乎没有影响，可忽略不计；说明农民主要从农业中获得收入。而且，模型体现出农业