計量經(jīng)濟學課程論文報告

1、農(nóng)民收入影響因因素的計量分分析內容摘要：本文選取19886-20005年相關數(shù)數(shù)據(jù)，應用計計量經(jīng)濟學的的方法，根據(jù)據(jù)農(nóng)作物播種種面積、農(nóng)產(chǎn)產(chǎn)生產(chǎn)價格總總指數(shù)、第一一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人人數(shù)占全社會會就業(yè)人數(shù)的的比重、農(nóng)村村用電量和財財政支出對農(nóng)農(nóng)業(yè)的投入等等五因素對我我國農(nóng)民收入入的影響，建建立多元線性性回歸模型并并檢驗，并對對各因素的影影響程度進行行分析，給出出相應的政策策評價和政策策建議，以便便各級政府制制定適應我國國農(nóng)業(yè)長久持持續(xù)健康發(fā)展展的相關政策策。關鍵詞：農(nóng)民收收入，計量分分析，回歸分分析一、提出問題經(jīng)濟體制改革以以來，我國農(nóng)農(nóng)民收入總的的來說增長緩緩慢。19779-19885年，農(nóng)民民人均

2、純收入入由 160.22元提高到3997.6元，扣扣除物價上漲漲因素，實際際平均每年增增長15.22%。此后農(nóng)農(nóng)民收入增長長一度陷入低低迷兩次增速速連續(xù)下降：一次是在11989-11991年，連連續(xù)3年農(nóng)民民收入增長幅幅度下降，甚甚至出現(xiàn)了負負增長，年均均增長只有00.7%；另另一次是在11997-22000年，連連續(xù)四年農(nóng)民民收入增長幅幅度的下降。2001-2003年增長幅度雖然超過4%，但仍是恢復性的，基礎不牢固。2004年農(nóng)民純收入增長突破2936元，實際增長6.8%，是1997以來增長最快的一年。此后，農(nóng)民純收入一直出相對較高的增長速度，平均增長速度為7.73%。為什么在1989-19

3、92年和1997-2000農(nóng)民純收入增長幅度會下降？為什么2004年農(nóng)民純收入增長幅度是1997以來增長最快的一年，并在此后能一直保持較高的增長速度？到底哪些因素影響農(nóng)民純收入？政府應該采取什么措施來增加農(nóng)民收入？二、理論來源從經(jīng)濟學的學習習中可以發(fā)現(xiàn)現(xiàn)，影響農(nóng)民民收入增長的的因素主要有有：農(nóng)產(chǎn)品價價格和產(chǎn)量、農(nóng)農(nóng)作物播種面面積、農(nóng)業(yè)從從業(yè)人數(shù)和財財政投入等考慮到數(shù)據(jù)獲取取的方便程度度和模型的合合理性，綜合合選擇了一下下指標作為影影響農(nóng)民純收收入的因素：Y: 農(nóng)農(nóng)村居民純收收入（元）；X2：農(nóng)作作物播種面積積（千公頃）；X3：農(nóng)產(chǎn)產(chǎn)品的生產(chǎn)價價格總指數(shù)（%）；X4：第一產(chǎn)業(yè)就就業(yè)人數(shù)占全全社會

4、就業(yè)人人數(shù)的比重（%）；X5：農(nóng)村用電量量（億千瓦時時）；X6：財政對農(nóng)業(yè)業(yè)的投入（億億元）。三、模型所需數(shù)數(shù)據(jù)年份 農(nóng)村居民家家庭人均純收收入（元）YY 農(nóng)作物總播播種面積(千千公頃)X22農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格格總指數(shù)X33（上年=1100）第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人人數(shù)占全社會會就業(yè)人數(shù)的的比重X4農(nóng)村用電量（億億千瓦時）XX5財政支出對農(nóng)業(yè)業(yè)的投入（億億元）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數(shù)據(jù)來源：20010年中國國統(tǒng)計年鑒，22010年中中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計計年鑒 四、模型設定和和參數(shù)估計樣本回歸模型設設定為 ：1、對原始模型型進行回歸，其其結果為：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模型檢驗：當=0.05時時，=0.997744，可決決系數(shù)很高，F(xiàn)=1799.580，回歸方程顯著。X2、X4、X5和X6都顯著，截距和X3未通過顯著性檢驗，可能具有都充共線性。2、檢驗是否具具有多重共線線性相關系數(shù)矩陣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有解釋變量的相相關性矩陣可可知，存在多多重共線性。3、對多重共線線性的修正分別作Y對X22、X3、XX4、X5、XX6的一元回回歸，相關結結果如下：變量X2X3X4X5X6參數(shù)估計值0.2672559-19.9922-194.59970.76086690.6892558t統(tǒng)計量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為基礎，順順次加入其他他變量逐步回回歸，結果如如下：變量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）經(jīng)比較，新加入入X6的方程程=0.9993041，改改進最大，而而且各參數(shù)的的t檢驗顯著著，選擇保留留X6，在加加入其他變量量逐步回歸，結結果如下：變量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）變量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）當加入X3時，XX2和X3參參數(shù)的t檢驗驗都不顯著；當加入X55時，截距不不顯著。所以以經(jīng)過對多重重共線性的修修正后，樣本本回歸模型為為：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、驗證異方差差由于此模型為時時間序列模型型，且樣本容容量為24，可可視為大樣本本，故采用AARCH LLM

17、 檢驗法法對上述模型型進行異方差差檢驗。為了操作方便，同同時又不影響響檢驗的效果果，在建立殘殘差平方和的的輔助回歸方方程時，本組組選擇建立殘殘差平方和的的4階輔助 自回歸方程程：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由檢驗結果可知知，殘差平方方和的四階滯滯后項的參數(shù)數(shù)的t檢驗皆皆不顯著，因因此可判定上上述模型不存存在異方差現(xiàn)現(xiàn)象。5、驗證自相關關經(jīng)過對多重共線線性修正后的的模為:此時，n=244，k=3，=0.01，查表可知：DL=0.882,DU=1.407因為DLDWW=0.9997774DU，所以以該模型存在在正的自相關

20、關用科克倫-奧克克特迭代法進進行修正，對對殘差進行一一階線性回歸歸， =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雖然DW有大幅幅提高，但DDLDW=1.3200308DW=1.4656337DU，說明明模型經(jīng)過二二次迭代修正正已不存在自自相關性。所以最終模型為為：Y:農(nóng)民人均純純收入（元）；X2：農(nóng)作物播播種面積(千千公頃)；X4: 第一產(chǎn)產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)數(shù)占全社會就就業(yè)人數(shù)的比比重（%）；X6：財政支出出對農(nóng)業(yè)的投投入（億元）；五、經(jīng)濟意義的的檢驗農(nóng)作物播種面積積和財政支出出對農(nóng)業(yè)的投投入的系數(shù)分分別為0.00244533和0.2355572，呈呈正相關，顯顯然符合經(jīng)濟濟生產(chǎn)規(guī)律，說說明：農(nóng)作物物播種面積每每增加一千公公頃，農(nóng)民人人均純收入增增加0.022

23、4453元元；財政支出出對農(nóng)業(yè)的投投入每增加一一億元，農(nóng)民民人均純收入入就增加0.2355772元。另外外第一產(chǎn)業(yè)就就業(yè)人數(shù)占全全社會就業(yè)人人數(shù)的比重的的系數(shù)為-1105.11124，呈負負相關，說明明農(nóng)業(yè)就業(yè)人人數(shù)的比重每每增加一個百百分點，農(nóng)民民人均純收入入會減少1006.92005元。經(jīng)分分析，整個模模型符合經(jīng)濟濟生產(chǎn)規(guī)律。六、模型存在的的問題在數(shù)據(jù)收集時，由由于初次嘗試試寫論文，對對收集數(shù)據(jù)的的途徑和處理理數(shù)據(jù)的方法法都不甚熟悉悉，因此，只只收集到19986-20009的數(shù)據(jù)據(jù)，樣本容量量只為24個個，距離300個以上的大大樣本還有一一定的差距，因因此在做時間間序列的異方方差檢驗，只只

24、能近似的視視為大樣本處處理。另外由由于缺失19978-19985年的部部分數(shù)據(jù)，以以及20100年和20111年的數(shù)據(jù)據(jù)尚未正式公公布，所以難難以完成對改改革開放以來來的我國農(nóng)民民收入變化的的完整時間序序列分析，這這也是這篇論論文的遺憾之之處。由于我組成員分分析能力不足足，在建立模模型時只選取取了影響我國國農(nóng)民人均收收入的主要因因素進行分析析，對另外可可能影響的因因素未納入模模型當中，可可能致使該模模型在解釋和和預測我國農(nóng)農(nóng)民收入變化化方面存在不不足。七、根據(jù)該模型型得出政策建建議增加農(nóng)民收入的的主要途徑。從模型可知，影影響農(nóng)民收入入的主要因素素有：農(nóng)作物物播種面積、農(nóng)農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)數(shù)比重和財政

25、政支出對農(nóng)業(yè)業(yè)的投入。因因此要想切實實提高農(nóng)民收收入，必須從從這三個方面面入手，制定定合理有效地地農(nóng)民增收政政策。保證合理的農(nóng)作作物播種面積積，是保證農(nóng)農(nóng)民增收的前前提。我國有7億多的的農(nóng)民，雖然然其中有2億億多的農(nóng)民工工并不主要從從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)，但對于剩剩余的大多數(shù)數(shù)農(nóng)民，從事事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)依依然是他們獲獲取收入的主主要來源。俗俗話說巧婦難難為無米之炊炊。倘若不能能保證基本的的耕地資源，農(nóng)農(nóng)作物播種面面積勢必會下下降。沒有必必要農(nóng)作物播播種面積的保保證，糧食作作物增產(chǎn)增收收將何其難也也？再談農(nóng)民民增收也就如如無水之源，失失去了前提。因因此，中央政政府誓言保住住18億畝耕耕地決心，是是相當正確和和

26、具有戰(zhàn)略眼眼光的。同時時從模型中，我我們還可以看看出，農(nóng)作物物播種面積的的邊際系數(shù)并并不大，這說說明我國單位位土地的產(chǎn)出出不高，農(nóng)業(yè)業(yè)規(guī)?；蜕躺唐坊潭炔徊桓?，農(nóng)業(yè)生生產(chǎn)整體效益益較低?；谟诖耍瑖覒獞撛诒ＷC必必要耕地面積積的同時，積積極推廣優(yōu)質質農(nóng)作物品種種的種植，大大力倡導新型型農(nóng)業(yè)、生態(tài)態(tài)農(nóng)業(yè)，著力力支持農(nóng)業(yè)的的商品化和產(chǎn)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營，提提高我國農(nóng)業(yè)業(yè)生產(chǎn)的整體體效益。積極推進農(nóng)村勞勞動力轉移，加加快推進城市市化建設，促促進農(nóng)民工增增收，是促進進增加農(nóng)民增收收的有效方法法。從農(nóng)業(yè)就業(yè)人口口占全社會就就業(yè)人口的比比重與農(nóng)民人人均收入的關關系看，可知知目前我國第第一產(chǎn)業(yè)效率率明顯低于第第二、三產(chǎn)業(yè)業(yè)的生產(chǎn)效益益，并且我國國農(nóng)村存在明