摘 要 文章選取湖南省2000—2018年農村人均可支配收入的相關數據，應用相關數據分析方法對湖南省人均可支配收入的影響因素進行檢驗，探究影響湖南省農村人均可支配收入的主要因素，并提出相關建議?‍‌‍?‍‌‍‌‍?‍?‍‌‍?‍‌‍?‍?‍‌‍?‍‌??‍?‍?‍‌‍?‍?‍?‍‌‍‌‍‌‍‌‍?‍‌‍?‍???‍?‍?‍?‍?‍?‍?‍‌‍?‍‌‍?‍‌‍‌‍‌‍?。

　　關鍵詞 農村人均可支配收入；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金收入?‍‌‍?‍‌‍‌‍?‍?‍‌‍?‍‌‍?‍?‍‌‍?‍‌??‍?‍?‍‌‍?‍?‍?‍‌‍‌‍‌‍‌‍?‍‌‍?‍???‍?‍?‍?‍?‍?‍?‍‌‍?‍‌‍?‍‌‍‌‍‌‍?。隨著市場經濟體制和改革開放的深入發展，湖南省農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，湖南省農村人均可支配收入幾乎與全國農村人均可支配收入水平持平[2]。

　　根據湖南省統計局發布的統計年鑒我們可以了解到，2018年湖南省城鎮居民人均可支配收入為36 698元，同比增長8.1%；農村居民人均可支配收入為14 093 元，同比增長8.9%，農村居民收入增長速度快于城鎮的，針對這一現象，本文收集了湖南省2000—2018年一系列數據，意在研究湖南省農村居民可支配收入的主要影響因素[4]。

　　1 數據指標構建

　　為了全面探究湖南省2000—2018年農村居民人均可支配收入的影響因素，選擇“湖南省農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，湖南省農林水務為解釋變量X2，湖南省交通運輸為解釋變量X3，以湖南省統計局公布的2000—2018年數據作為樣本進行線性回歸建模分析。

　　2 分析方法

　　社會經濟現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，也需對模型及模型參數進行統計檢驗[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，制作線性圖，通過線性圖可以看出，湖南省農村居民人均可支配收入和湖南省財政支出及湖南省農牧林漁業總產值的變動方向基本相同，互相具有一定的相關性。探索將模型設定為線性回歸模型：

　　3.2 統計學檢驗

　　湖南省農村居民人均可支配收入模型估計的結果寫為：

　　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值較高，且F值對應的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 計量經濟學建模

　　3.3.1 多重共線性檢驗

　　該模型R 2=0.996 97 R 2=0.996 601，可決系數非常高，F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，根據回歸結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，將各變量取對數，然后通過對數化的變量進行OLS估計。從取對數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，模型變為：

　　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，可決系數很高，F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。根據檢驗結果可知，F統計值為11.523 88，P值為0.513 7，大于0.05，說明接受原假設，表明模型不存在異方差。

　　3.3.3 自相關檢驗

　　DW檢驗法：根據圖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

　　格蘭杰檢驗結果列出了各變量之間的因果關系檢驗P值結果，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林水務支出具有一定的導向作用，湖南省農林水務對湖南省財政支出不具有導向作用。

　　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村人均可支配收入具有導向作用，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，說明湖南省農林水務支出對湖南省農村人均可支配收入具有導向作用；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，說明湖南省農村人均可支配收入對湖南省農林水務支出不具有導向作用。

　　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。這說明湖南省農林水務支出和湖南省交通運輸支出互不具有導向作用。

　　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村人均可支配收入具有導向作用；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，說明湖南省農村人均可支配收入對湖南省交通運輸支出不具有導向作用。

　　4 結果分析和建議

　　根據湖南省農村人均可支配收入最終模型可知：影響湖南省農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，湖南省農林水務支出每增加1萬元，湖南省農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、國民經濟平穩運行、科教文衛事業發展、社會公平以及改善人民生活水平的作用，也是鞏固政權的物質保證，更是關乎民生。財政的大力支持能夠幫助人民提高就業、增加收入；增加農林水務支出有助于科學提高農業的生產效率；增加交通運輸支出有助于農產品的運輸，增加農民收入。

　　參考文獻

　　[1] 王春雯,王芳,陳舒曼.蕉農對農業生產性服務的可得性及影響因素分析——以海南省為例[J].廣東農業科學,2019,46 (11):148-155.

　　[2] 彭騰.農業大省的城鎮化與城鄉居民收入差距分析——以湖南為例[J].湖南財政經濟學院學報,2016,32(3):44-51.

　　作者梁煒汶