我國(guó)農(nóng)民收入影響因素的多元線性回歸分析

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1、經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析案例（多元線性回歸）我國(guó)農(nóng)民收入影響因素的多元線性回歸分析姓名：邱薇學(xué)號(hào)：094131218班級(jí)：數(shù)理092班多元線性回歸案例（模型）分析前言案例（模型）背景：自改革開(kāi)放以來(lái),雖然中國(guó)經(jīng)濟(jì)平均增長(zhǎng)速度為9.5%,但二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)給經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)的問(wèn)題仍然很突出。農(nóng)村人口占了中國(guó)總?cè)丝诘?0%多,農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理,經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá),以及農(nóng)民收入增長(zhǎng)緩慢等問(wèn)題勢(shì)必成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)的障礙。正確有效地解決好“三農(nóng)”問(wèn)題是中國(guó)經(jīng)濟(jì)走出困境,實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)期穩(wěn)定增長(zhǎng)的關(guān)鍵。其中,農(nóng)民收入增長(zhǎng)是核心,也是解決“三農(nóng)”問(wèn)題的關(guān)鍵。本

2、文力圖應(yīng)用適當(dāng)?shù)亩嘣€性回歸模型,對(duì)有關(guān)農(nóng)民收入的歷史數(shù)據(jù)和現(xiàn)狀進(jìn)行分析,尋找其根源,探討影響農(nóng)民收入的主要因素,并在此基礎(chǔ)上對(duì)如何增加農(nóng)民收入提出相應(yīng)的政策建議。?農(nóng)民收入水平的度量，通常采用人均純收入指標(biāo)。影響農(nóng)民收入增長(zhǎng)的因素是多方面的，既有結(jié)構(gòu)性矛盾因素，又有體制性障礙因素。但可以歸納為以下幾個(gè)方面：一是農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格水平。目前農(nóng)業(yè)收入仍是中西部地區(qū)農(nóng)民收入的主要來(lái)源。二是農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移水平。中國(guó)的農(nóng)業(yè)目前仍以農(nóng)戶(hù)分散經(jīng)營(yíng)為主，農(nóng)業(yè)比較效益低，盡快地把農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移出去是有效改善農(nóng)民收入狀況的重要因素。三

3、是城市化、工業(yè)化水平。中國(guó)多數(shù)地區(qū)城市化、工業(yè)化水平落后于世界平均水平，這種狀況極大地影響了農(nóng)民收入的增長(zhǎng)。四是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況。農(nóng)林牧漁業(yè)對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率是不同的。隨著我國(guó)“入世”后農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)的開(kāi)放和人民生活水平的提高、農(nóng)產(chǎn)品需求市場(chǎng)的改變，農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況直接影響著農(nóng)民收入的增長(zhǎng)。五是農(nóng)業(yè)投入水平。農(nóng)民收入與財(cái)政農(nóng)業(yè)支出、農(nóng)村集體投入、農(nóng)戶(hù)個(gè)人投入以及信貸投入都有顯著的正相關(guān)關(guān)系。農(nóng)業(yè)投入是農(nóng)民收入增長(zhǎng)的重要保證。但考慮到農(nóng)業(yè)投入主體的多元性，既有國(guó)家、集體和農(nóng)戶(hù)的投入，又有銀行、企業(yè)和外資的投入，考慮到復(fù)雜性和可行

4、性，所以對(duì)農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)民收入，本文暫不作討論。因此，以全國(guó)為例，把農(nóng)民收入與各影響因素關(guān)系進(jìn)行線性回歸分析，并建立數(shù)學(xué)模型。根據(jù)以上分析，我們?cè)谟绊戅r(nóng)民收入因素中引入7個(gè)解釋變量。即：x1-財(cái)政用于農(nóng)業(yè)的支出的比重,x2-鄉(xiāng)村從業(yè)人員占農(nóng)村人口的比重,x3-農(nóng)作物播種面積?！X1X2X3年份78年可比價(jià)比重比重千公頃1986133.613.4336.01150104.071987137.6312.238.62146379.531988147.867.6645.9143625.871989196.769.4249.231

5、46553.931990220.539.9849.93148362.271991223.2510.2650.92149585.81992233.1910.0551.53149007.11993265.679.4951.86147740.71994335.169.252.12148240.61995441.298.4352.41149879.31996460.688.8253.23152380.61997477.968.354.93153969.21998474.0210.6955.84155705.71999466.88

6、.2357.16156372.812000466.167.7559.33156299.852001469.87.7160.62155707.862002468.957.1762.02154635.512003476.247.1263.72152414.962004499.399.6765.64153552.552005521.27.2267.59155487.73資料來(lái)源《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2006》。Yt=β0+β1X1+β2X2+β3X3Y關(guān)于X1的散點(diǎn)圖：可以看出Y和X1成線性相關(guān)關(guān)系Y關(guān)于X2的散點(diǎn)圖：可以看出Y和X2

7、成線性相關(guān)關(guān)系Y關(guān)于X3的散點(diǎn)圖：可以看出Y和X3成線性相關(guān)關(guān)系回歸檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜋z驗(yàn)：經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)?zāi)Ｐ凸烙?jì)結(jié)果表明：在假定其他解釋變量不變的情況下，當(dāng)財(cái)政用于農(nóng)業(yè)支出的比重增長(zhǎng)一個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)民人均純收入就會(huì)增加-14.31772%；在假定其他解釋變量不變的情況下，當(dāng)鄉(xiāng)村從業(yè)人員占農(nóng)村人口的比重增長(zhǎng)一個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)民人均純收入就會(huì)增加6.123952%；在假定其他解釋變量不變的情況下，當(dāng)農(nóng)作物播種面積增長(zhǎng)一千公頃，農(nóng)民人均純收入就會(huì)增加0.020337元；2、統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)（1）、擬合優(yōu)度檢驗(yàn)由于，所以0.885300，=0.8637

8、93，可見(jiàn)模型在整體上擬合得非常好。（2）、F檢驗(yàn)由于所以=41.16462，針對(duì)，給定顯著性水平，在F分布表中查出自由度為k-1=3和n-k-1=16的臨界值。由表3.4中得到F=41.16462，由于F=41.16462>應(yīng)拒絕原假設(shè)，說(shuō)明回歸方程顯著，即“財(cái)政用于農(nóng)業(yè)支出的比重”、“鄉(xiāng)村從業(yè)人員占農(nóng)村人口的比重