计量经济学课程论文报告

1、把农民收入影响因般素的计量分析内容摘要：氨本文选取198斑6-2005年啊相关数据，应用案计量经济学的方巴法，根据农作物氨播种面积、农产伴生产价格总指数熬、第一产业就业半人数占全社会就敖业人数的比重、俺农村用电量和财拔政支出对农业的按投入等五因素对澳我国农民收入的爸影响，建立多元八线性回归模型并绊检验，并对各因奥素的影响程度进疤行分析，给出相阿应的政策评价和八政策建议，以便版各级政府制定适暗应我国农业长久跋持续健康发展的背相关政策。耙关键词：白农民收入，计量罢分析，回归分析一、提出问题奥经济体制改革以奥来，我国农民收班入总的来说增长啊缓慢。拌1979-19班85拔年，农民人均纯碍收入由奥 16

2、0爸.2捌元提高到般397.6敖元，扣除物价上吧涨因素，实际平阿均每年增长吧15.2瓣%。此后农民收隘入增长一度陷入扳低迷挨瓣两次增速连续下爱降：一次是在1哎989-199芭1年，连续3年版农民收入增长幅败度下降，甚至出皑现了负增长，年把均增长只有0.霸7%；另一次是氨在1997-2半000年，连续俺四年农民收入增伴长幅度的下降。瓣2001昂-2003版年增长幅度虽然爸超过4%，但仍芭是恢复性的，基拔础不牢固。白2004年农民哎纯收入增长突破耙2936元，实挨际增长6.8%瓣，是1997以暗来增长最快的一罢年。此后，农民岸纯收入一直出相爱对较高的增长速坝度，平均增长速白度为7.73%板。为什么

3、在19搬89-1992芭年和1997-笆2000农民纯胺收入增长幅度会佰下降？为什么2肮004年农民纯捌收入增长幅度是捌1997以来增扒长最快的一年，扒并在此后能一直坝保持较高的增长斑速度？到底哪些捌因素影响农民纯靶收入？政府应该摆采取什么措施来叭增加农民收入？二、理论来源吧从经济学的学习哀中可以发现，影埃响农民收入增长挨的因素主要有：罢农产品价格版和产量、农作物安播种面积、农业把从业人数和财政敖投入等版考虑到数据获取般的方便程度和模胺型的合理性，综埃合选择了一下指扒标作为影响农民稗纯收入的因素：岸Y: 农村居拜民纯收入（元）唉；X2：农作物巴播种面积（千公班顷）；X3：农颁产品的生产价格碍总

4、指数（%）；八X4：袄第一产业就业人颁数占全社会就业阿人数的比重（%柏）；X5：农村版用电量（亿千瓦板时）；X6：财斑政对农业的投入稗（亿元）。坝三、模型所需数罢据背年份百 农村居民家熬庭人均纯收入（班元）Y澳 农作物总播巴种面积(千公顷靶)X2疤农产品生产价格坝总指数X3（上板年=100半）佰第一产业就业人八数占全社会就业耙人数的比重X4柏农村用电量（亿斑千瓦时）X5啊财政支出对农业班的投入（亿元）安X6熬1986百423.80 盎144204.矮00 半106.40 澳60.9艾2白53.1拔184.20绊1987爱462.60 班144957.伴00 瓣112.00 巴60.0瓣320.

5、8白195.70邦1988拌544.90 扮144869.癌00 摆123.00 巴59.3半508.9捌214.10哎1989耙601.50 柏146554.岸00 版115.00 扳60.1暗790.5搬265.90柏1990稗686.30 板148362.俺00 捌97.40 奥60.1岸844.5拌307.80奥1991版708.60 白149586.邦00 百98.00 佰59.7白963.2绊347.60搬1992皑784.00 肮149007.摆00 白103.40 癌58.5坝1106.9艾376.00隘1993板921.60 扳147741.扮00 奥113.40 懊56.4

6、白1244.9矮440.50伴1994癌1221.00癌 盎148241.碍00 唉139.90 安54.3疤1473.9耙533.00鞍1995般1577.70捌 暗149879.拔00 败119.90 肮52.2瓣1655.7案574.90扮1996癌1926.10斑 蔼152381.半00 跋104.20 矮50.5皑1812.7爸700.40把1997澳2090.10八 背153969.扒00 隘95.50 颁49.9稗1980.1把766.40耙1998坝2162.00八 版155706.佰00 隘92.00 白49.8叭2042.2坝1154.80班1999瓣2210.30巴 拔1

7、56373.癌00 扮87.80 蔼50.1疤2173.4拌1085.80阿2000背2253.40邦 埃156300.笆00 按96.40 袄50.0把2421.3阿1231.50隘2001扒2366.40百 百155708.霸00 扒103.10 矮50.0爸2610.8袄1456.70罢2002伴2475.60艾 暗154636.瓣00 耙99.70 办50.0盎2993.4笆1580.80佰2003办2622.20叭 敖152415.巴00 懊104.40 胺49.1扳3432.9斑1754.50耙2004吧2936.40癌 凹153553.袄00 暗113.10 碍46.9叭3933

8、.0稗2337.60碍2005般3254.90艾 绊155488.澳00 扮101.40 扒44.8澳4375.7傲2450.30邦2006百3587.00皑 白1拔52149.0敖0 百101.20 霸42.6癌4895.8哎3173.00耙2007挨4140.40凹 扮153464.熬00 白118.50 吧40.8拔5509.9扮4318.30岸2008霸4760.60班 败156266.拜00 般114.10 斑39.6隘5713.2爸5955.50案2009唉5153.20笆 伴158639.唉00 埃97.60 案38.1摆6104.4唉7253.10案数据来源：20把10年中国统

9、计懊年鉴，2010拔年中国农业统计败年鉴 背四、捌模型设定和参数暗估计般样本回归模型设懊定为 ：疤1、搬对原始模型进行白回归，其结果为唉：八Variabl暗e爸Coeffic搬ient碍Std. Er白ror版t-Stati皑stic奥Prob.癌C办2457.89稗4芭1993.07败1靶1.23321昂9隘0.2334靶X2盎0.02567盎5笆0.00927绊1叭2.76944稗1挨0.0126凹X3背-2.1673拔74懊1.78825疤6唉-1.2120阿04碍0.2412把X4埃-93.156按14跋10.8155哀3罢-扒8.61318癌4版0.0000傲X5傲0.18133爸6

10、八0.04231摆8败4.28504唉5捌0.0004摆X6绊0.18508奥9癌0.02157袄3败8.57968佰9肮0.0000凹R-squar坝ed癌0.99800拔4柏Mea皑n depen邦dent va昂r艾2077.94班2吧Adjuste胺d R-squ氨ared叭0.99744靶9癌S.D皑. depen爸dent va般r皑1376.93皑0吧S.E. of班 regres昂sion哀69.5458按7败Aka癌ike inf靶o crite百rion吧11.5341吧7办Sum squ稗ared re胺sid伴87059.2败9懊Sch疤warz cr巴iterion百

11、11.8286跋8袄Log lik伴elihood芭-132.41颁00伴F-s矮tatisti办c摆1799.58蔼0霸Durbin-耙Watson 啊stat肮0.99777安4颁Pro唉b(F-sta八tistic)岸0.00000俺0把SE=(芭1993.07八1) (0斑.009271把) (1.巴788256)霸 (10.芭81553) 叭 (0.0半42318) 巴 (0.0芭21573)按T= (1.2跋33219) 蔼 (2.769蔼441) 俺(-1.212蔼004) 扮(-8.613爸184) 斑(4.2850背45) 疤(8.5796扮89)埃=0.9980安04 芭=

12、唉0.99744啊9 摆 熬 F板=1799.5爸80 DW=岸0.99777皑4碍模型检验坝：当啊=0.05时，瓣=熬0.99744白，艾可决系数很高，扮F=1799.斑580，回归方艾程显著。唉X2、X4、X啊5和X6都显著傲，截距和X3未盎通过显著性检验凹，可能具有都充芭共线性。巴2、检验是否具爱有多重共线性相关系数矩阵叭靶X6挨X5坝X4柏X3啊X2佰X6坝1瓣0.92898佰9八-0.8761蔼717吧-0.0681爸91袄0.64722熬08傲X5稗0.92898霸9蔼1爸-0.9647跋793埃-0.1051邦723版0.75041叭74耙X4安-0坝.876171巴7柏-0.9

13、647般793昂1皑0.14596碍31板-0.8300癌605拜X3芭-0.0681碍91扒-0.1051安723鞍0.14596爱31把1办-0.5075捌543艾X2伴0.64722般08傲0.75041蔼74癌-0.8300唉605搬-0.5075白543把1邦有解释变量的相盎关性矩阵可知，奥存在多重共线性跋。袄3、对多重共线白性的修正哎分别作Y对X2俺、X3、X4、柏X5、X6的一绊元回归，相关结隘果如下：阿变量艾X2搬X3翱X4隘X5啊X6笆参数估计值奥0.26725哀9安-19.992奥-194.吧597八0.76086岸9叭0.68925霸8昂t统计量皑6.67159拌4斑-0

14、.8035叭9阿-27.753奥7捌25.8218瓣8摆12.3090百2癌耙0.66922懊3捌0.02851氨6扒0.97223岸2把0.96805颁9哀0.87320盎8挨霸0.65418扒8鞍-0.0156癌4懊0.97096按9拔0.96660摆7捌0.86744翱4澳其中，X4的笆=0.9709笆69，最大，以罢X4为基础，顺碍次加入其他变量袄逐步回归，结果笆如下：拌变量败X2氨X3跋X4肮X5扳X6跋蔼X4 X2拌-0.0004扮14岸-194.80芭4坝0.96958奥7阿(-0.019斑420)碍(-15.13挨788)稗X4 X3埃-3.0173爸52按-193.86爱24

15、把0.97028板3爸(-0.701颁452)拜(-27.03俺521)扒X4 X5艾-104.87败05耙0.36441凹8板0.98641八8版(-5.752啊210)罢（-5.101办199）暗X4 X6懊-142.09叭77拔0.22394爱1俺0.99304氨1俺(-1袄9.95174芭)巴（-8.413翱075）拌经比较，新加入傲X6的方程癌=0.9930白41，改进最大盎，而且各参数的邦t检验显著，选碍择保留X6，在蔼加入其他变量逐扒步回归，结果如盎下：斑变量柏X2懊X3摆X4吧X5盎X6邦艾X4 X6 X芭2凹0.02756敖3艾-123.24傲95瓣0.24538肮5癌0.9

16、9501斑3阿（-3.050瓣341）鞍(-14.27爱645)奥（-10.39蔼579）佰X4八 X6 X3胺-5.2927唉91把-138.82袄34般0.23241氨5皑0.99490八8敖(-2.948隘919)隘(-22.41坝628）敖（-10.12班641）扮X4 X6 X罢5吧-118.46扒44艾0.14264扮3埃0.17493阿8胺0.99422岸2敖（-9.747澳705）安（-2.300捌054）熬（-0.174安938）爸变量胺X2拌X3背X4懊X5挨X6跋瓣X4 X6 X般2 X3搬0.01708笆5绊-2.9416肮81胺-128.59办48肮0.24194靶2

17、凹0.99巴5118柏（-1.364胺449）笆(-1.195靶225)百(-13.33翱705)阿（-10.28挨132）爱X4 X6 X癌2 X5敖0.03356颁1版-88.245昂2爸0.18651搬9胺0.18597敖5伴0.99738搬6案（-5.020耙958）跋(-8.693霸387)盎（-4.376熬511）哎（-8.521百161）白当加入X3时，班X2和X3参数版的t检验都不显叭著；当加入X5般时，截距不显著巴。所以经过对多佰重共线颁性的修正后，样败本回归模型为：八SE=败 熬(1733.8摆09) 拌 敖(0.0090挨36) (安8.63306瓣2) 罢(0.0236

18、扒04)背T= 跋(2.2132案16) 啊 懊(3.0503奥41) 澳 爸(-14.27扳645) 隘 捌 袄(10.395柏79)班=唉 暗0.99566袄4 斑 挨=般0.99501板3 胺 扮 爸F叭=1530.7扒46 颁 安DW=0.66胺88664、验证异方差疤由于此模型为时翱间序列模型，凹且样本容量为2氨4，可视为大样版本，敖故采用ARCH肮 LM 检验法把对上述模型进行哀异方差检验。半为了操作方便，半同时又不影响检唉验的效果，在建鞍立残差平方和的白辅助回归方程时敖，本组选择建立澳残差平方和的4哎阶辅助碍 佰自回归方程：背ARCH Te肮st:挨F-stati般stic版1.

19、26271拌5哀Pro罢babilit瓣y笆0.32769拜9袄Obs*R-s岸quared捌5.03804阿8碍Pro唉babilit爸y懊0.28341叭6艾C瓣1岸1893.65叭4550.25昂6摆2.61384坝3邦0.0196阿RESID2哎(-1)挨0.30023艾1邦0.26188啊2蔼1.14643柏6昂0.2696芭RESID2搬(-2)半-0.3983懊05靶0.27981艾1败-1.4234靶78八0.1751靶RESID2吧(-3)绊-0.1108扳72氨0.27738吧0胺-0.3997般11伴0.6950唉RESID2挨(-4)疤-0.1585笆70艾0.2646

20、1暗7靶-0.5992办42唉0.5580捌R-squar把ed奥0.25190岸2暗Mea凹n depen敖dent va肮r哎8899.17柏1罢Adjuste背d R-squ扒ared巴0.05241盎0碍S.D蔼. depen矮dent va绊r叭11005.2哀3摆S.E. of氨 regres半sion罢10712.9唉6鞍Aka暗ike inf斑o crite挨rion背21.6086案1邦Sum squ八ared re疤sid暗1.72E+0岸9芭Sch胺warz cr皑iterion暗21.8575耙5斑Log lik吧elihood伴-211.08斑61绊F-s摆tatis

21、ti熬c矮1.26271跋5吧Durbin-斑Watson 阿stat爸2.03903巴1敖Pro疤b(F-sta岸tistic)肮0.32769霸9扳由暗检验结果可知，颁残差平方和的四白阶滞后项的参数俺的t检验皆不显傲著，因此可判定吧上述模型不存在扳异方差现象。5、验证自相关袄经过对多重共线奥性修正后的模为巴:蔼此时，n=24俺，k=3，邦=0.0翱1敖，查表可知：D把L=熬0.882奥,DU=奥1.407扳因为般DL吧DW=拜0.99777半4芭DU板，所以该模型存唉在正的自相关肮用科克伦-奥克芭特迭代法进行修百正，对残差进行颁一阶线性回归，艾 =0.669吧407背Variabl疤e拜C

22、oeffic吧ient澳Std. Er叭ror凹t-Stati矮stic胺Prob.柏C般1213.18埃1芭597.058柏7奥2.03193按0傲0.0564胺X2-0.66艾9407*X2瓣(-1)扳0.02921昂8哎0.01055爸0鞍2.76948岸0埃0.0122啊X4-0.66肮9407*X4绊(-1)佰-124.44柏06艾11.2256耙4暗-11.085唉39啊0.0000芭X6-0.66案9407*X6埃(-1)翱0.22374按6版0.03163爸0隘7.07375癌5皑0.0000昂R-squar哎ed颁0.98428按9背Mea敖n depen氨dent va把r

23、昂848.376摆5案Adjuste扒d R-squ澳ared碍0.98180奥8胺S.D背. depen胺dent va挨r疤541.011氨9奥S.E. of邦 regres袄sion坝72.9709翱1艾Aka半ike inf挨o crite白rion办11.5747斑7邦Sum squ皑ared re哀sid哎101170.霸3八Sch皑warz cr艾iterion碍11.7722岸5瓣Log lik凹elihood八-129.10疤98皑F-s挨tatisti背c袄396.769盎3邦Durbin-搬Watson 扮stat罢1.32030疤8芭Pro搬b(F-sta盎tistic

24、)笆0.00000邦0肮虽然DW有大幅艾提高，但DL办DW=1.32斑0308DW=暗1.46563案7澳DU耙，说明模型经过板二次迭代修正已坝不存在自相关性般。熬所以最终模型为挨：澳Y:农民人均纯熬收入（元）；疤X2：农作物播坝种面积(千公顷凹)；碍X盎4:蔼 颁第一产业就业人案数占全社会就业胺人数的比重笆（%）；阿X爸6：财政支出对八农业的投入（亿版元）；颁五、袄经济意义的检验百农作物播种面积邦和财政支出对农阿业的投入的系数耙分别为懊0.02445斑3按和败0.23557耙2哎，呈正相关，显扮然符合经济生产吧规律，说明：农百作物播种面积每傲增加胺一千公顷案，农民人均纯收佰入增加稗0.024

25、45疤3俺元；财政支出对芭农业的投入每增把加一亿元，农民艾人均纯收入就增皑加盎0.23557矮2百元。另外第一产罢业就业人数占全案社会就业人数的俺比重的系数为-拌105.112哀4，呈负相关，吧说明哎农业就业人数的扳比重每增加一个罢百分点，农民人盎均纯收入会减少扳106.920半5拔元。经分析，整班个模型符合经济懊生产规律。拜六、芭模型存在的问题哀在数据收集时，百由于初次尝试写柏论文，对收集数伴据的途径和处理傲数据的方法都不疤甚熟悉，因此，靶只收集到198颁6-2009的隘数据，样本容量背只为24个，距凹离30个以上的傲大样本还有一定熬的差距，因此在埃做时间序列的异哀方差检验，只能碍近似的视为

26、大样埃本处理。另外由巴于缺失1978邦-1985年的按部分数据，以及暗2010年和2伴011年的数据盎尚未正式公布，傲所以难以完成对爱改革开放以来的叭我国农民收入埃变化的完整时间版序列分析，这也半是这篇论文的遗安憾之处。邦由于我组成员分隘析能力不足，在肮建立模型时只选按取了影响我国农稗民人均收入的主暗要因素进行分析板，对另外可能影扳响的因素未纳入昂模型当中，可能芭致使该模型在解啊释和预测我国农扮民收入变化方面爱存在不足。稗七、翱根据该模型得出斑政策建议拜增加农民收入的白主要途径。暗从模型可知，影皑响农民收入的主扒要因素有：农作岸物播种面积、农哀业从业人数比重埃和财政支出对农稗业的投入。因此癌要

27、想切实提高农案民收入，必须从靶这三个方面入手邦，制定合理有效疤地农民增收政策岸。哀保证合理的农作般物播种面积，是耙保证农民增收的百前提。摆我国有7亿多的哎农民，虽然其中埃有2亿多的农民扳工并不主要从事办农业生产，但对哀于剩余的大多数矮农民，从事农业啊生产依然是他们氨获取收入的主要昂来源。俗话说巧半妇难为无米之炊唉。倘若不能保证靶基本的耕地资源班，农作物播种面埃积势必会下降。百没有必要农作物矮播种面积的保证疤，粮食作物增产靶增收将何其难也背？再谈农民增收白也就如无水之源拜，失去了前提。跋因此，中央政府佰誓言保住18亿胺亩耕地决心，是白相当正确和具有扮战略眼光的。同跋时从模型中，我巴们还可以看出皑，农作物播种面爱积的边际系数并奥不大，这说明我艾国单位土地的产百出不高，农业规拜模化和商品化程安度不高，农业生哎产整体效益较低氨。基于此，国家搬应该在保证必要埃耕地面积的同时爱，积极推广优质跋农作物品种的种稗植，大力倡导新安型农业、生态农昂业，着力支持农柏业的商品化和产皑业化经营，提高绊我国农业生产的敖整体效益。袄积极推进农村劳哀动力转移，加快拜推进城市化建设笆，促进农民工增佰收，是芭促进胺增加蔼农民增收的有