农民收入影响因素的回归分析

农民收入影响因素的回归分析摘要：随之社会经济的发展和时代环境的改变，近几年来虽然我国农民居民的纯收入水平明显有所改变，居民收入的绝对量在不断增长，但增长的幅度在不断下滑，农民的内部收入出现了严重的失衡。

因此，本文通过对农民收入变动的多因素，以农作物总播种面积、农产品生产价格总指数、第一产业就业人数占全社会就业人数的比重、农村用电量、财政支出对农业的投入等影响因素为自变量，建立多元线性回归分析模型并进行研究分析，这对将来农民提高收入水平起着至关重要的意义。

关键字：回归分析、农民收入、影响因素、eviews操作本文所研究的是农民收入的影响因素，考虑到获取数据的方便程度和建立模型的合理性，综合选择了五项指标作为影响农民纯收入的因素：农作物总播种面积、农产品生产价格总指数、第一产业就业人数占全社会就业人数的比重、农村用电量、财政支出对农业的投入为影响变量。

相关数据从1986—2009如下表所示，通过建立回归分析模型来说明农民收入的影响原因。

（数据来源： 2010年中国农业统计年鉴）对问题中的各变量给出以下假设：农村居民家庭人均纯收入y （元）、农作物总播种面积1x （千公顷）、农产品生产价格总指数2x （%）、第一产业就业人数占全社会就业人数的比重3x （%）、农村用电量4x （亿千瓦时）、财政支出对农业的投入5x （亿元）。

从而有因变量y 与多个自变量54321,,,,x x x x x 相关，故我们可以采用多元线性回归对问题进行分析。

第三章 模型假定多元线性回归分析的基本形式：设随机变量y 与一般变量n x x x x ,...,,,321的理论线性回归分析模型为：=y εβββ++++n n x x ...110，其中n ββββ,...,,,210是1+n 个未知数，0β为回归常数，n ββββ,...,,,321为回归系数，ε 为随机误差。

对随机误差假定()0=εE ，()2σε=Var ，则有()=y E εβββ++++n n x x ...110。

第四章 数据的预处理利用Eviews 软件对问题中的数据进行处理，得出如下所示结果：3.1散点统计图分析：由散点统计图知，变量1x (农作物总播种面积)最为明显，说明变量y （农村居民家庭人均纯收入）受1x 的影响很大，变量4x （农村用电量）、5x （财政支出对农业的投入）的增长速度相对较平稳，对y 的影响不是很大，而变量2x （农产品生产价格总指数）、3x （第一产业就业人数占全社会就业人数的比重）的增长速度比较缓慢，对y 的影响似乎不是很明显。

从中还可以看出农民的收入，随之各项因素的改变，大致还是呈上升趋势的。

3.2曲线统计图分析：由曲线统计图知，从1986—1996年，变量5432,,,,x x x x y 的曲线近乎为一条水平直线，可能是受到其它因素的制约，使其增长的速度非常缓慢；从1997—2009年，幅度稍微有所上升，但增长的趋势相对平稳；然而较为明显的还是变量1x 。

随着年限的增加，农民的收入水平仍有一定的增长。

第五章 模型估计通过Eviews 软件，对模型进行回归分析，得出如下结果：图1初步回归结果如下：∧y 54321185103.0181300.015382.93168273.2025682.0771.2456x x x x x ++--+= 从回归方程知，变量541,,x x x 对农民的纯收入呈正相关关系，32,x x 呈负相关关系。

从实际生活来看农产品生产价格总指数应呈正相关，这与定性分析结果不一致。

分析：由图1可以看出，该模型998004.02=R ,可决系数很高，F 检验值1799.649很显著，但当05.0=α时，5431,,,x x x x 系数的t 检验显著，而2x 未通过显著性检验，表明可能存在多重共线性。

第六章 多重共线性检验6.1相关系数利用Eviews 计算出各变量的相关系数如下：图2由图2的相关系数矩阵知：32,x x 的相关系数较高，故表明存在多重共线性。

6.2多重共线性修正结合问题实际采用逐步回归法，分别作y 对54321,,,,x x x x x 的一元回归得3x 的修正可决系数最大，如下所示：变量 1x 2x3x4x5x参数估计值 0.267258 -19.99355 -194.5928 0.760853 0.689241 t 统计量6.671844 -0.803670 -27.75331 25.81937 12.30890 2R 0.669240 0.028521 0.972230 0.968053 0.873206 2-R0.654206-0.0156370.9709680.9666010.867442所以保留x ，以x 为基础上，顺次加入变量,,,x x x x 逐步回归得结果： 变量1x2x3x4x5x2-R3x ,1x -0.000403 -0.018897-194.7946 -15.13714 0.969586 3x ,2x-3.019260 -0.701905-193.8881 -27.03501 0.970283 3x ,4x-104.8753 -5.751814 0.364383 5.1001230.986414 3x ,5x-142.0952 -19.950030.223935 8.4123070.993040表2经表2比较，新加入5x 后，2R =0.993645的修正可绝系数最大，而且参数t 检验显著，保留5x ，继续顺次加入其它变量逐步回归得出结果如下所示：变量1x2x 3x4x5x2-R3x ,5x 1,x 0.027575 3.051918-123.2390 -14.27660 0.245378 10.39695 0.995014 3x ,5x 2,x -5.294747 -2.950181 -138.8196 -22.41705 0.232411 10.12695 0.994908 3x ,5x 4,x-118.4701 -9.746432 0.142593 2.2988380.174949 5.4181310.994219表3保留1x 与其余变量继续逐步回归得： 变量1x 2x3x 4x 5x2-R3x ,5x 1,x 2.x 0.0170941.365350 -2.942365 -1.195645 -128.5855 -13.33771 0.241944 10.282700.9951193x ,5x 1,x 4.x 0.0335725.022589-88.24095 -8.692982 0.186484 4.375729 0.185989 8.5219240.997386 表4由此，我们可以看出当加入2x 后，1x 和2x 的t 检验不显著；当加入4x 后，截距不显著，所以经过多重共线性修正后的最终模型为：531245687.0239.123027575.0963.3834x x x y +-+=∧回归结果：图3在图3中y 与531,,x x x 回归后的方程可以看到，农民收入的影响因素有农作物总播种面积、第一产业就业人数占全社会就业人数的比重、财政支出对农业的投入。

其中农作物总播种面积和财政支出对农业的投入的系数分别为0.027575、0.245387，呈正相关，显然符合经济生产规律，说明：每增加一千公顷农作物播种面积，农民的人均纯收入就增加0.027575元；每增加一亿元的财政支出对农业的投入，农民的人均纯收入就增加0.245387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-123.239，呈负相关，表明第一产业就业人数占全社会就业人数的比重每增加一个百分点，农民的人均纯收入就减少123.239元。

经过分析得，该模型符合经济生产规律。

第七章模型的存在问题及建议由于自身分析能力不足，在建立模型使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并为纳入模型中考虑，可能导致该模型在解释和预测我国农民收入变化方面存在不足。

从研究的模型可知，影响农民收入的主要因素有，农作物总播种面积、第一产业就业人数占全社会就业人数的比重、财政支出对农业的投入。

因此，想要切实际提高农民的收入水平，可以从这三个方面入手，制定合理、有效的增加收入政策。

第八章结论1、在模型的假设时，我们假定了农作物总播种面积、农产品生产价格总指数、第一产业就业人数占全社会就业人数的比重、农村用电量、财政支出对农业的投入对农民收入的影响。

而从最终确定的模型来看，只保留了农作物总播种面积、第一产业就业人数占全社会就业人数的比重、财政支出对农业的投入对农业收入的影响；因此，政府应当尽量减少政府支出的中间环节，通过规范化和透明化的支出政策支持农村经济发展，促进农民增收；在加大政府投入的同时，应利用财政、金融、税收等优惠政策吸引民间资金及外资加大对农业的科技投入，以改变我国农业投资收益率过低的现状，形成农业投资收益的良性循环，从而在根本上解决农民增收这一问题。

2、农民的主要收入还是来自农业生产，必须保证合理的农作物播种面积，是农民增收的前提；倘若不能保证基本的耕地资源，农作物的播种面积势必会下降。

从模型中可以看出，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。

因此，国家应该保证耕地面积的同时，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，竭力支持那样的商品化和产业化经营，提高我国农业生产的整体效益。

第九章参考文献[1] 潘鸿，张晓宇，吴勇民.应用统计学第1版[M].北京：人民邮电出版社，2011.5[2]张晓峒.EViews实用指南与案例[M].北京：机械工业出版社，2007。