湖南農(nóng)村人均可支配收入影響因素分析

　　摘 要 文章選取湖南省2000—2018年農(nóng)村人均可支配收入的相關(guān)數(shù)據(jù)，應(yīng)用相關(guān)數(shù)據(jù)分析方法對湖南省人均可支配收入的影響因素進行檢驗，探究影響湖南省農(nóng)村人均可支配收入的主要因素，并提出相關(guān)建議?‍‌‍?‍‌‍‌‍?‍?‍‌‍?‍‌‍?‍?‍‌‍?‍‌??‍?‍?‍‌‍?‍?‍?‍‌‍‌‍‌‍‌‍?‍‌‍?‍???‍?‍?‍?‍?‍?‍?‍‌‍?‍‌‍?‍‌‍‌‍‌‍?。

　　關(guān)鍵詞 農(nóng)村人均可支配收入；影響因素；多元線性回歸

　　可支配收入是指居民家庭全部現(xiàn)金收入中能用于安排家庭日常生活的那部分收入，指居民在繳納個人所得稅之后所余下的全部實際現(xiàn)金收入?‍‌‍?‍‌‍‌‍?‍?‍‌‍?‍‌‍?‍?‍‌‍?‍‌??‍?‍?‍‌‍?‍?‍?‍‌‍‌‍‌‍‌‍?‍‌‍?‍???‍?‍?‍?‍?‍?‍?‍‌‍?‍‌‍?‍‌‍‌‍‌‍?。隨著市場經(jīng)濟體制和改革開放的深入發(fā)展，湖南省農(nóng)村居民的人均生活水平有了大幅度提高[3]，人均可支配收入從2000年的2 282.1元增加到2018年的14 617.0元?‍‌‍?‍‌‍‌‍?‍?‍‌‍?‍‌‍?‍?‍‌‍?‍‌??‍?‍?‍‌‍?‍?‍?‍‌‍‌‍‌‍‌‍?‍‌‍?‍???‍?‍?‍?‍?‍?‍?‍‌‍?‍‌‍?‍‌‍‌‍‌‍?。從圖1中可以了解到，湖南省農(nóng)村人均可支配收入幾乎與全國農(nóng)村人均可支配收入水平持平[2]。

　　根據(jù)湖南省統(tǒng)計局發(fā)布的統(tǒng)計年鑒我們可以了解到，2018年湖南省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為36 698元，同比增長8.1%；農(nóng)村居民人均可支配收入為14 093 元，同比增長8.9%，農(nóng)村居民收入增長速度快于城鎮(zhèn)的，針對這一現(xiàn)象，本文收集了湖南省2000—2018年一系列數(shù)據(jù)，意在研究湖南省農(nóng)村居民可支配收入的主要影響因素[4]。

　　1 數(shù)據(jù)指標(biāo)構(gòu)建

　　為了全面探究湖南省2000—2018年農(nóng)村居民人均可支配收入的影響因素，選擇“湖南省農(nóng)村居民人均可支配收入”為被解釋變量Y，湖南省財政支出為解釋變量X1，湖南省農(nóng)林水務(wù)為解釋變量X2，湖南省交通運輸為解釋變量X3，以湖南省統(tǒng)計局公布的2000—2018年數(shù)據(jù)作為樣本進行線性回歸建模分析。

　　2 分析方法

　　社會經(jīng)濟現(xiàn)象的變化往往受到多個因素的影響，因此，一般要進行多元回歸分析。通常我們把包括兩個或兩個以上自變量的回歸稱為多元線性回歸，多元線性回歸與一元線性回歸類似，可以用最小二乘法估計模型參數(shù)，也需對模型及模型參數(shù)進行統(tǒng)計檢驗[1]。

　　3 實證分析

　　3.1 線形圖

　　利用Eviews軟件分析和估計模型的參數(shù)，制作線性圖，通過線性圖可以看出，湖南省農(nóng)村居民人均可支配收入和湖南省財政支出及湖南省農(nóng)牧林漁業(yè)總產(chǎn)值的變動方向基本相同，互相具有一定的相關(guān)性。探索將模型設(shè)定為線性回歸模型：

　　3.2 統(tǒng)計學(xué)檢驗

　　湖南省農(nóng)村居民人均可支配收入模型估計的結(jié)果寫為：

　　Yt=1 501.135+1.408 808X1+0.00032X2+0.000 265X3

　　SE=（119.417 1）（0.382 416）（0.000 309）（0.000 143）

　　T=（12.570 52）（3.683 967）(1.035 989）（-1.848 573）

　　R 2=0.995 478 R 2=0.994 574 F=1 100.704

　　R2指擬合優(yōu)度，是回歸直線對觀測值的擬合程度，R2接近1說明模型對樣本的擬合程度較高，且修正后的R2也接近1說明模型對樣本的擬合程度很高，F(xiàn)值較高，且F值對應(yīng)的P值為0，小于0.05，說明回歸方程比較顯著，變量對模型擬合程度很高。

　　3.3 計量經(jīng)濟學(xué)建模

　　3.3.1 多重共線性檢驗

　　該模型R 2=0.996 97 R 2=0.996 601，可決系數(shù)非常高，F(xiàn)檢驗值為2639.838，模型明顯顯著，這表明模型很可能存在多重共線性。做變量X1、X2、X3之間的回歸，根據(jù)回歸結(jié)果可以得到所有模型的P值為0，說明模型非常顯著，X1、X2、X3三個變量之間的相關(guān)性較高，進一步說明可能存在多重共線性。

　　通過計算得到方差膨脹因子，可以看出方差膨脹因子VIF大于10，說明存在嚴重的多重共線性，下面對模型的多重共線性進行修復(fù)，將各變量取對數(shù)，然后通過對數(shù)化的變量進行OLS估計。從取對數(shù)化的模型中可以看出LNX1和LNX2的P值為0，小于0.05，通過顯著性檢驗，所以該模型多重共線性成功消除，模型變?yōu)椋?/p>

　　LNYt=0.995 714+0.214 882LNX1t+0.415 68LNX2+0.009447LNX3t

　　SE=（1.489 052）（0.213 469）（0.243 352）（0.051 033）

　　T=（0.668 690）（1.006 619）（1.708 148）（-0.185 117）

　　R 2=0.972 020，可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗值為209.435 9，明顯顯著。

　　3.3.2 異方差檢驗

　　因為模型是時間序列模型，并且樣本容量不大，所以采用ARCH模型來進行異方差檢驗。根據(jù)檢驗結(jié)果可知，F(xiàn)統(tǒng)計值為11.523 88，P值為0.513 7，大于0.05，說明接受原假設(shè)，表明模型不存在異方差。

　　3.3.3 自相關(guān)檢驗

　　DW檢驗法：根據(jù)圖2可得回歸方程的DW值為1.472 679，查表可以得出DW在DL到DU之間，說明模型不存在相關(guān)性，說明消除多重共線性后的模型為最終模型。

　　3.4 格蘭杰因果檢驗

　　格蘭杰檢驗結(jié)果列出了各變量之間的因果關(guān)系檢驗P值結(jié)果，在5%的顯著性水平下：

　　LNX1對LNX2格蘭杰檢驗的P值小于0.05，LNX2對LNX1的格蘭杰檢驗的P值大于0.05，說明LNX1是LNX2的格蘭杰原因，LNX2不是LNX1的格蘭杰原因。這說明湖南省財政支出對湖南省農(nóng)林水務(wù)支出具有一定的導(dǎo)向作用，湖南省農(nóng)林水務(wù)對湖南省財政支出不具有導(dǎo)向作用。

　　LNX1對LNY格蘭杰檢驗的P值小于0.05，LNY對LNX1的格蘭杰檢驗的P值大于0.05，說明LNX1是LNY的格蘭杰原因，LNY不是LNX1的格蘭杰原因，說明湖南省財政支出對湖南省農(nóng)村人均可支配收入具有導(dǎo)向作用，湖南省人均可支配收入對湖南省財政支出不具有導(dǎo)向作用。

　　LNX2對LNY格蘭杰檢驗的P值小0.05，說明LNX2是LNY的格蘭杰原因，說明湖南省農(nóng)林水務(wù)支出對湖南省農(nóng)村人均可支配收入具有導(dǎo)向作用；LNY對LNX2的格蘭杰檢驗的P值大于0.05，說明LNY不是LNX2的格蘭杰原因，說明湖南省農(nóng)村人均可支配收入對湖南省農(nóng)林水務(wù)支出不具有導(dǎo)向作用。

　　LNX2和LNX3格蘭杰檢驗的P值都大于0.05，說明LNX2和LNX3互不為格蘭杰原因，LNX2不是LNX3的格蘭杰原因。這說明湖南省農(nóng)林水務(wù)支出和湖南省交通運輸支出互不具有導(dǎo)向作用。

　　LNX3對LNY格蘭杰檢驗的P值小于0.05，說明LNX2是LNY的格蘭杰原因，說明湖南省交通運輸支出對湖南省農(nóng)村人均可支配收入具有導(dǎo)向作用；LNY對LNX3的格蘭杰檢驗的P值大于0.05，說明LNY不是LNX3的格蘭杰原因，說明湖南省農(nóng)村人均可支配收入對湖南省交通運輸支出不具有導(dǎo)向作用。

　　4 結(jié)果分析和建議

　　根據(jù)湖南省農(nóng)村人均可支配收入最終模型可知：影響湖南省農(nóng)村人均可支配收入的因素中，在其他條件不變的情況下，湖南省財政支出每增加1億元，湖南省農(nóng)村人均可支配收入增加0.214 882元；在其他條件不變的情況下，湖南省農(nóng)林水務(wù)支出每增加1萬元，湖南省農(nóng)村人均可支配收入增加0.41568元；湖南省交通運輸支出每增加1萬元，湖南省人均可支配收入增加0.009 447元。

　　國家財政是政府的理財之政，是社會宏觀的公共管理活動，具有促進資源合理配置、國民經(jīng)濟平穩(wěn)運行、科教文衛(wèi)事業(yè)發(fā)展、社會公平以及改善人民生活水平的作用，也是鞏固政權(quán)的物質(zhì)保證，更是關(guān)乎民生。財政的大力支持能夠幫助人民提高就業(yè)、增加收入；增加農(nóng)林水務(wù)支出有助于科學(xué)提高農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)效率；增加交通運輸支出有助于農(nóng)產(chǎn)品的運輸，增加農(nóng)民收入。

　　參考文獻

　　[1] 王春雯,王芳,陳舒曼.蕉農(nóng)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的可得性及影響因素分析——以海南省為例[J].廣東農(nóng)業(yè)科學(xué),2019,46 (11):148-155.

　　[2] 彭騰.農(nóng)業(yè)大省的城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)居民收入差距分析——以湖南為例[J].湖南財政經(jīng)濟學(xué)院學(xué)報,2016,32(3):44-51.

　　作者梁煒汶

　　

《湖南農(nóng)村人均可支配收入影響因素分析》

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