淺論人力資本投入與農(nóng)民收入增加模型

1、梁靜文 40909126黃松凌40909122王 希40909127祁芷樺40909125計量經(jīng)濟(jì)學(xué)課程論文2011-11-26中國人力資本投入與農(nóng)民收入增加的實證研究目錄摘要2一、引言2二、文獻(xiàn)綜述2（一）國內(nèi)研究現(xiàn)狀2（二）國外研究現(xiàn)狀3三、相關(guān)理論及思路4（一）柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)4（二）人力資本的界定4（三）人力資本四要素5四、指標(biāo)選取和模型建立5（一）計量模型5（二）指標(biāo)體系5（三）數(shù)據(jù)來源及處理：7五、實證分析8（一）時間序列相關(guān)檢驗8（二）模型檢驗10（三）多重共線性檢驗及修正11（四）異方差檢驗13（五）自相關(guān)檢驗14六、結(jié)論與建議14（一）結(jié)論14（二）建議14七、參考文獻(xiàn)1

2、4八、附錄14人力資本能明顯影響到農(nóng)戶收入,而且不同的人力資本要素對農(nóng)戶收入的影響具有差異性。本文運用計量經(jīng)濟(jì)模型、利用柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型選取了教育狀況、健康狀況、農(nóng)業(yè)就業(yè)數(shù)量、傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)就業(yè)人員比重、農(nóng)村固定資本投資總額等五項作為分析指標(biāo)，以1995-2010年農(nóng)村的經(jīng)驗數(shù)據(jù)為樣本進(jìn)行了實證研究。根據(jù)相關(guān)理論，對模型進(jìn)行多重共線性、異方差性等相關(guān)檢驗，得到較優(yōu)的擬合模型。根據(jù)模型回歸結(jié)果，對人力資本影響農(nóng)民收入的現(xiàn)狀進(jìn)行了解釋與分析，并就改善人力資本，提升農(nóng)民收入給出了一些建議?！娟P(guān)鍵詞】人力資本收入計量分析道格拉斯函數(shù)一、 引言社會的進(jìn)步、宏觀經(jīng)濟(jì)的發(fā)展以及人民收入的提高依賴于資金的投

3、入、人力資本的投入以及技術(shù)的投入。研究表明，以人力資本優(yōu)先發(fā)展的經(jīng)濟(jì)模式對一個國家和地區(qū)的GDP的貢獻(xiàn)要遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于以物力資本優(yōu)先發(fā)展的經(jīng)濟(jì)模式。近些年隨著科技進(jìn)步，人力資本對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用更為明顯。因此，定量分析人力資源對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響具有重要意義。中國作為世界上最大的發(fā)展中國家，在社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展過程中，農(nóng)業(yè)一直是舉足輕重的因素之一。在各種產(chǎn)業(yè)中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)比重大，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動力比重高，因此，分析人力資本對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，具有十分重要的意義。由于近些年的農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移大潮，導(dǎo)致農(nóng)村剩余勞動力大幅減少，農(nóng)村人力資源上升為勞動力轉(zhuǎn)移的首要矛盾。同時，自改革開放以來，農(nóng)民的教育水平、技術(shù)培訓(xùn)水平以

4、及健康水平等人力資本指標(biāo)都取得了顯著進(jìn)步，這些也對農(nóng)民收入的變化產(chǎn)生不同程度的影響。二、 文獻(xiàn)綜述（一） 國內(nèi)研究現(xiàn)狀隨著改革開放，人力資本理論逐漸被介紹到國內(nèi)，并漸漸被接受，其影響力不斷增加，運用范圍不斷拓展。吳文武(1996)指出人力資源是指能夠推動整個經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展的具有智力勞動和體力勞動的能力的人們的總和，它應(yīng)包括數(shù)量和質(zhì)量兩個指標(biāo)。前者指健康人的體力、經(jīng)驗、生產(chǎn)知識和技能，后者是指人的天賦、才能和資源被挖掘出來的潛能的集中體現(xiàn)。劉美平(2002)從人口資源、人力資源、勞動力資源、人才資源方面說明了人力資源的概念。還有的人認(rèn)為：人力資源是指一定社會區(qū)域內(nèi)有勞動能力的適齡勞動人口和超過勞

5、動年齡人口的總和。馮天麗(2001)認(rèn)為農(nóng)村人力資源開發(fā)是把農(nóng)村人力資本投資要素轉(zhuǎn)化為人的生產(chǎn)能力的過程以及人的生產(chǎn)能力得以有效釋放的過程，即投資回報的過程。陸慧對人力資本影響農(nóng)民收入的機(jī)制進(jìn)行了探討和驗證，主要從增加人力資本投資可以增加農(nóng)民非農(nóng)收入、加速剩余勞動力轉(zhuǎn)移、減少農(nóng)業(yè)人口和減少農(nóng)民稅費支出三個方面進(jìn)行理論論述和驗證，得出了如下結(jié)論：影響農(nóng)民收入增長的根本問題是農(nóng)村農(nóng)業(yè)人口嚴(yán)重過剩、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)增長空間有限，因此增加農(nóng)民收入的關(guān)鍵是減少農(nóng)業(yè)人口，增加非農(nóng)收入。羅良真通過對江西省的具體情況的分析，得出人力資本投資對農(nóng)民增收有巨大效應(yīng)，農(nóng)民受教育程度與農(nóng)民收入特別是非農(nóng)收入成正比的結(jié)論。白菊

6、紅通過對不同文化程度勞動力勞均收入進(jìn)行比較分析，認(rèn)為初、高中文化水平勞動力的勞均收入高于平均收入水平，文盲半文盲和小學(xué)文化水平勞動力的勞均收入低于平均收入水平；勞動力受教育水平越高，勞均收入的抗干擾力和抗波動力越強；而接受職業(yè)教育和技術(shù)培訓(xùn)的勞動力勞均收入高于未接受者，家庭中接受培訓(xùn)的勞動力數(shù)量越多，家庭勞均收入越高；高教育水平勞動力的教育投資收入彈性大于低教育水平的教育投資收入彈性。（二） 國外研究現(xiàn)狀早在18世紀(jì)，英國的古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家就認(rèn)識到開發(fā)人力資源，進(jìn)行人力資本投資與積累的重要性。亞當(dāng)·斯密(1864)在國富論中指出了提高人的素質(zhì)的重要性，提出教育具有經(jīng)濟(jì)價值。關(guān)于“土地是財

7、富之母，勞動是財富之父”的著名論斷，揭示了人力資源在創(chuàng)造財富中的決定性作用。二十世紀(jì)五、六十年代，美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家舒爾茨首次提出人力資本理論，認(rèn)為人力資源是體現(xiàn)于人身體上的知識、能力和健康。他在論人力資本投資(1987年)中指出，人的投資對經(jīng)濟(jì)增長有一定滲透的影響，而人力資本的關(guān)鍵投資就是教育。繼舒爾茨以后，更多經(jīng)濟(jì)學(xué)家對人力資本理論不斷完善。加里·S·貝克爾是人力資本理論基本架構(gòu)的建造者，他為這項理論提供了堅實的微觀經(jīng)濟(jì)分析基礎(chǔ)，并使之?dāng)?shù)學(xué)化、精細(xì)化和一般化。愛德華· 丹尼森首創(chuàng)了對人力資本要素作用進(jìn)行計量分析的方法。他對用傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)分析方法估算勞動和資本對國民收入增

8、長所起的作用時，所產(chǎn)生的大量未被認(rèn)識的、不能由勞動和資本的投入來解釋的“余數(shù)”，做出了最令人信服的定量分析和解釋。1986年，羅默在他的博士論文中建立起一個“知識推動模型”。后來，羅默進(jìn)一步發(fā)展了自己的研究，把知識細(xì)分為人力資本和新思想，使其理論更趨完善。盧卡斯也在1988年用人力資本來解釋持續(xù)的經(jīng)濟(jì)增長率，他把人力資本作為獨立的因素納入經(jīng)濟(jì)增長模型，將舒爾茨的人力資本，索洛的技術(shù)進(jìn)步概念結(jié)合起來，具體化為“專業(yè)化的人力資本”，認(rèn)為這是經(jīng)濟(jì)增長的原動力。20世紀(jì)90年代以來，斯科特、格魯克曼、赫普曼等人沿著羅默、盧卡斯的思路繼續(xù)完善內(nèi)生化的經(jīng)濟(jì)增長模型；知識資本理論也悄然興起，其代表人物有加爾

9、布雷思、埃德文森、沙利文、斯圖爾特及斯維比。國外學(xué)者對人力資本的研究已經(jīng)非常透徹，但由于各國性質(zhì)不同，專門研究農(nóng)村為了擺脫貧窮，通過發(fā)展農(nóng)村教育來提升農(nóng)村人力資本的研究較少。三、 相關(guān)理論及思路（一） 柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)最初是美國數(shù)學(xué)家柯布(C.W.Cobb)和經(jīng)濟(jì)學(xué)家保羅·道格拉斯(PaulH.Douglas)共同探討投入和產(chǎn)出的關(guān)系時創(chuàng)造的生產(chǎn)函數(shù)，它在生產(chǎn)函數(shù)的一般形式上作出的改進(jìn)，引入了技術(shù)資源這一因素?？虏嫉栏窭股a(chǎn)函數(shù)是用來預(yù)測國家和地區(qū)的工業(yè)系統(tǒng)或大企業(yè)的生產(chǎn)和分析發(fā)展生產(chǎn)的途徑的一種經(jīng)濟(jì)數(shù)學(xué)模型，簡稱生產(chǎn)函數(shù)。是經(jīng)濟(jì)學(xué)中使用最廣泛的一種生產(chǎn)函數(shù)

10、形式，它在數(shù)理經(jīng)濟(jì)學(xué)與經(jīng)濟(jì)計量學(xué)的研究與應(yīng)用中都具有重要的地位?？虏嫉栏窭股a(chǎn)函數(shù)模型對于技術(shù)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)數(shù)量分析具有特殊意義?？虏嫉栏窭股a(chǎn)函數(shù)模型具有以下的特點： 1、柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型中含有固定參數(shù)。 2、該函數(shù)可線性化。 3、參數(shù)估計和其他代數(shù)方程相比，計算比較方便。 4、運用柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型進(jìn)行技術(shù)經(jīng)濟(jì)分析，由于數(shù)據(jù)特性，計算分析結(jié)論更準(zhǔn)確。 正是由于這些特點，該模型在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的技術(shù)經(jīng)濟(jì)分析中得到了廣泛的應(yīng)用。本文將借鑒道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的對數(shù)形式，用于衡量各項人力資本要素對農(nóng)民收入（農(nóng)民產(chǎn)出）的影響。（二） 人力資本的界定人力資本是指勞動者受到教育、培訓(xùn)、實踐經(jīng)驗、遷移

11、、保健等方面的投資而獲得的知識和技能的積人力資本價格模型累，亦稱“非物力資本”。由于這種知識與技能可以為其所有者帶來工資等收益，因而形成了一種特定的資本，即人力資本。人力資本比物質(zhì)、貨幣等硬資本具有更大的增值空間，特別是在當(dāng)今后工業(yè)時期和知識經(jīng)濟(jì)初期，人力資本將有著更大的增值潛力。如，農(nóng)村人力資源對農(nóng)民收入有著重要的影響。所謂的“農(nóng)村人力資本”，是指農(nóng)村范圍內(nèi)人口總體所具有的體力和腦力的總和，它包含數(shù)量和質(zhì)量兩個方面。農(nóng)村人力資本數(shù)量，是指農(nóng)村范圍形成的成勞動力；農(nóng)村人力資本質(zhì)量，是指農(nóng)村人力資源所具有的體質(zhì)、智力、知識、技能水平。較高素質(zhì)的人力資本能較快地轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力，從而增加產(chǎn)出，提升農(nóng)民

12、收入。（三） 人力資本四要素總的來說，經(jīng)濟(jì)學(xué)家們對人力資源與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系問題的研究經(jīng)歷了一個不斷深化的過程，先后提出了索羅增長模型，傳統(tǒng)新古典模型，新經(jīng)濟(jì)增長理論等理論，對人力資本對產(chǎn)出的影響進(jìn)行了研究。這些理論都具有較為統(tǒng)一的共同點，即決定經(jīng)濟(jì)增長的各種要素之間并不是互相獨立的，而是相互聯(lián)系和相互影響的，其中人所受的教育水平、素質(zhì)水平、組織規(guī)則等都起著重要的作用。在一個區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境中，任何投入要素都不是孤立的，它們之間存在著普遍關(guān)聯(lián)的、相互制約的、相互影響的數(shù)量關(guān)系。相關(guān)學(xué)者曾明確指出(這里加一個下腳注，來源是諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎獲得者西奧多·舒爾茨)，人力資本主要通過數(shù)量、教育、

13、技能、健康四項維度對經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生重要影響。故應(yīng)當(dāng)主要以上述四項維度為切入點，分析人力資本對經(jīng)濟(jì)增長的推動力度。四、 指標(biāo)選取和模型建立（一） 計量模型為探討農(nóng)民收入問題，我們選用物質(zhì)資本投入、勞動力資本投入兩方面因素說明人力資本投入對產(chǎn)出的影響。因此我們選用柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)作為計量模型來研究這一問題?？虏嫉栏窭股a(chǎn)函數(shù)可表示為：其中Y是產(chǎn)出水平，At是綜合技術(shù)水平（常數(shù)），L是投入的勞動力數(shù)，K是投入的物質(zhì)資本，是勞動力產(chǎn)出的彈性系數(shù)，是資本產(chǎn)出的彈性系數(shù)，表示隨機(jī)干擾的影響，1。（二） 指標(biāo)體系依據(jù)柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)我們所選擇的指標(biāo)體系如下圖所示：解釋變量的選擇：1、勞動力因素：（1

14、）第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重（X1）從業(yè)人員數(shù)量和比重影響農(nóng)民個人收入，其他條件不變時，隨著農(nóng)業(yè)勞動力的增加我國農(nóng)民人均收入將下降，這是由我國農(nóng)業(yè)勞動力過剩而引起的。因此以第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重衡量我國農(nóng)業(yè)人員從業(yè)數(shù)量。（2）受教育年限（X2）農(nóng)民的文化水平越高，則農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入會越多越穩(wěn)定。本文選用小學(xué)畢業(yè)生數(shù)和中學(xué)畢業(yè)生數(shù)（包括初中和高中）計算平均受教育年限平均受教育年限=小學(xué)畢業(yè)生數(shù)權(quán)重×6+初中畢業(yè)生權(quán)重×（6+6）（3）農(nóng)民技術(shù)培訓(xùn)學(xué)校數(shù)（X3 ） 農(nóng)村的社會職業(yè)培訓(xùn)能為農(nóng)村培養(yǎng)出獨立于基本教育以外的職業(yè)勞動力，這些培訓(xùn)學(xué)校承擔(dān)著完善農(nóng)村勞動力結(jié)構(gòu)的重要作用，其他條件既定時

15、，職業(yè)培訓(xùn)機(jī)構(gòu)的增加對提升農(nóng)民職業(yè)技能和收入有著明顯的影響，因此，選用技術(shù)培訓(xùn)學(xué)校數(shù)作為被解釋變量之一。（4）每千農(nóng)業(yè)人口鄉(xiāng)村醫(yī)生和衛(wèi)生員(X4)根據(jù)人力資本的四要素所述，除數(shù)量、教育、技能外，農(nóng)民的健康狀況也影響著農(nóng)民的收入。因為健康狀況指標(biāo)很難量化，而擁有的醫(yī)療資源較多，則會使人們看病就醫(yī)保健等相對底更為方便，因此選用每千農(nóng)業(yè)人口鄉(xiāng)村醫(yī)生和衛(wèi)生員數(shù)作為健康指標(biāo)的測度變量2、資產(chǎn)因素：農(nóng)村固定資本投資總額（X5）根據(jù)柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，資產(chǎn)因素作為影響產(chǎn)出的重要因素需要被考慮進(jìn)影響農(nóng)民收入的原因。為便于研究，將農(nóng)村固定資本投資總額作為農(nóng)村資本投資量的測度變量。而將技術(shù)進(jìn)步、優(yōu)惠政策等不可

16、觀測變量作為隨機(jī)誤差引入中。（三） 數(shù)據(jù)來源及處理：農(nóng)村居民家庭人均年收入、農(nóng)村個人固定資產(chǎn)投資額來自“中經(jīng)專網(wǎng)”1995-2010中國統(tǒng)計年鑒第一產(chǎn)業(yè)人員占總就業(yè)人員比重、農(nóng)村普通中小學(xué)畢業(yè)生數(shù)、農(nóng)民技術(shù)培訓(xùn)學(xué)校數(shù)、每千農(nóng)業(yè)人口鄉(xiāng)村醫(yī)生和衛(wèi)生員數(shù)來自于“中經(jīng)專網(wǎng)”1995-2010中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒表1 原始數(shù)據(jù)年份農(nóng)村居民家庭人均年純收入Y第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員占總就業(yè)人員的比重（%）X1受教育年限x2農(nóng)民技術(shù)培訓(xùn)學(xué)校（萬所）X3每千農(nóng)業(yè)人口鄉(xiāng)村醫(yī)生和衛(wèi)生員x4農(nóng)村個人固定資產(chǎn)投資（億元）X519951996254419971998216219992000502001502002502003320

17、1200420052006358720074320082009將上述指標(biāo)代入柯布- 道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型，并兩邊取對數(shù)可得出本文的計量模型為：因此將數(shù)據(jù)做自然對數(shù)，處理結(jié)果見附錄。五、 實證分析（一） 時間序列相關(guān)檢驗由于所用數(shù)據(jù)是時間序列數(shù)據(jù)，需要檢驗其平穩(wěn)性，并考慮他們之間是否存在協(xié)整關(guān)系。首先對各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果如下表所示（Eviews結(jié)果見附錄）：表2 單位根檢驗結(jié)果lnYLnx1Lnx2Lnx3Lnx4Lnx51%level5%level10%levelt-Statistic0.562510從檢驗結(jié)果看，所有指標(biāo)t檢驗統(tǒng)計量的值均大于他們相對應(yīng)的單位根檢驗的Machinn

18、on臨界值，都是非平穩(wěn)序列。為了得到它們的單整階數(shù)，在單位根檢驗中指定一階差分序列作單位根檢驗，（檢驗結(jié)果見附錄）顯示、的一階差分序列仍不平穩(wěn)，因此指定二階差分。二階差分序列單位根檢驗結(jié)果如下表所示（Eviews結(jié)果見附錄）：表2 一階單整lnYLnx1Lnx2Lnx3Lnx4Lnx51% level5% level10%levelt-Statistic從檢驗結(jié)果看，5%顯著水平下，所有指標(biāo)的t檢驗統(tǒng)計量都小于他們相對應(yīng)的單位根檢驗Machinnon臨界值，因此可知，他們是二階單整的。為了分析被解釋變量（）與解釋變量（）之間是否存在協(xié)整關(guān)系，先對他們做回歸估計，然后檢驗殘差的平穩(wěn)性。OLS估計

19、結(jié)果如下：圖1 最小二乘法回歸結(jié)果估計的回歸模型為：對殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果如下：圖2 殘差平穩(wěn)性檢驗從結(jié)果中可以看出，在1%、5%、10%三個顯著水平下，單位根檢驗的Mackinnon臨界值分別為-4.004425、-、-，t檢驗統(tǒng)計量值為-4.441999，小于相應(yīng)臨界值，從而拒絕，表明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，說明被解釋變量與解釋變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即有長期均衡關(guān)系，可以進(jìn)行回歸分析。（二） 模型檢驗最小二乘法得到的估計方程為：1、經(jīng)濟(jì)意義檢驗：模型估計結(jié)果說明，在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)年第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員總數(shù)占總就業(yè)人員比重每增加1%，農(nóng)民人均收入減少個百分點；受教

20、育年限每增加1年，農(nóng)民人均收入增加個百分點；農(nóng)民技術(shù)培訓(xùn)學(xué)校每增加一所，人均收入增加個百分點，每千農(nóng)業(yè)人口鄉(xiāng)村醫(yī)生和衛(wèi)生員每增加一人，農(nóng)民收入減少個百分點，這與預(yù)期相反，說明模型可能存在多重共線性；最后，農(nóng)村個人固定資產(chǎn)投資額每增加一億元，農(nóng)民人均收入增加個百分點。2、擬合優(yōu)度檢驗：由OLS結(jié)果可以看出，這說明模型對樣本的擬合行很好。3、F檢驗：當(dāng)取時，在F分布表中查出自由度為和的臨界值由圖1可知，F(xiàn)=，由于，應(yīng)拒絕原假設(shè)，說明回歸方程顯著。即個解釋變量聯(lián)合起來確實對被解釋變量“農(nóng)民人均純收入”有顯著影響。4、t檢驗當(dāng)取時，由OLS結(jié)果可知的t統(tǒng)計量均明顯小于臨界值，接受原假設(shè)。而，故拒絕原假

21、設(shè)，這說明對“農(nóng)民人均純收入”有顯著影響。（三） 多重共線性檢驗及修正由上述模型檢驗可知，模型整體擬合度很好，但單個變量對被解釋變量的影響卻不顯著，說明很有可能存在多重共線性，故計算個解釋變量間的相關(guān)系數(shù)，相關(guān)系數(shù)矩陣如下表所示：表3 相關(guān)系數(shù)矩陣lnX1lnX2lnX3lnX4lnX5lnX11lnX21lnX31lnX41lnX51由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，各解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)較高，證實確實存在多重共線性。采用逐步回歸的辦法修正多重共線性。分別作對的一元回歸，結(jié)果如下表所示：表4-1逐步回歸：一元回歸估計結(jié)果變量參數(shù)估計值t統(tǒng)計量其中，加入的方程最大，以為基礎(chǔ)，順次加入其他變量逐步回

22、歸。結(jié)果如表4-2所示:表4-2 逐步回歸：加入新變量（一）(-0.436357)（）(2.820096)(14.15455)(-2.322193)(13.62274)（）（）經(jīng)比較，新加入的方程最大，而且各參數(shù)的t檢驗顯著，選擇保留再加入其他新變量逐步回歸，結(jié)果如表4-3所示：表4-3 逐步回歸：加入新變量（二）（）（）（）（）（）（）5346（）（）（）在基礎(chǔ)上加入后，的方程最大，且各變量的t檢驗顯著（此處的t檢驗統(tǒng)計量在5%顯著水平下的臨界值為79）。因此在此基礎(chǔ)上繼續(xù)逐步回歸，結(jié)果如表4-4所示：表4-4 逐步回歸：加入新變量（三）（）（）（）（）（）（）（）（11,74276）加入新

23、的變量lnX1或lnX3后，其他參數(shù)的t檢驗不顯著。從相關(guān)系數(shù)也可以看出，lnX1和lnX3都與其他變量有明顯的相關(guān)性，這說明主要是lnX1和lnX3引起了多重共線性，予以踢除。最后修正多重共線性后的歸回結(jié)果為：（四） 異方差檢驗考慮到模型設(shè)定可能會有一定誤差，模型可能會存在異方差，又由于選擇的解釋變量均為時間序列，因此選擇ARCH檢驗對上述修正結(jié)果進(jìn)行異方差檢驗。Eviews檢驗結(jié)果如下圖所示：圖3 ARCH異方差檢驗由檢驗結(jié)果可知，在給定顯著性水平下，所以接受原假設(shè)，模型不存在異方差。（五） 自相關(guān)檢驗在的顯著性水平下，查Durbin-Watson表n=15，k=3時，得知dL=0.814

24、, dU而模型中dL<DW=2.0824<4-dU，顯然模型中不存在自相關(guān)。六、 結(jié)論與建議最終得到的回歸模型為（一） 結(jié)論1、本文以柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型為基礎(chǔ)，以第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重（X1）、受教育年限（X2）、農(nóng)民技術(shù)培訓(xùn)學(xué)校數(shù)（X3 ）、每千農(nóng)業(yè)人口鄉(xiāng)村醫(yī)生和衛(wèi)生員(X4)、農(nóng)村固定資本投資總額（X5）為變量，考慮五者聯(lián)合對農(nóng)民收入水平的影響。由最終回歸方程可以看出，農(nóng)村固定資本投資總額對農(nóng)民人均純收入影響最大，系數(shù)估計值達(dá)到0.745908，即純農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量每增加一個百分點，農(nóng)民人均純收入將增加0.745908個百分點。受教育水平每增加一年，平均來說將到時農(nóng)民人均純

25、收入增加傳統(tǒng)的影響農(nóng)民收入增長0.630292個百分點；每千人口擁有的農(nóng)民技術(shù)培訓(xùn)學(xué)校數(shù)每增加一個百分點，平均來說將到時農(nóng)民人均純收入增加傳統(tǒng)的影響農(nóng)民收入增長0.144325個百分點。2、由以上結(jié)果可見，農(nóng)村固定資本投資總額對農(nóng)民收入的增加最大。此結(jié)果初看起來與事實不符，其實不然，根據(jù)我們小組成員的資料查閱，全國大部分地區(qū)已經(jīng)由單戶農(nóng)耕向集體、集團(tuán)化轉(zhuǎn)變，實現(xiàn)了農(nóng)業(yè)大規(guī)模機(jī)械化生產(chǎn)，農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)化生產(chǎn)使得其邊際產(chǎn)出大大增加。因此，農(nóng)村固定資本投資總額的增加，會增加農(nóng)民的人均收入；受教于年限對農(nóng)民收入的影響次之，表明國家應(yīng)當(dāng)加大農(nóng)村基礎(chǔ)教育及高等教育的投入，提高農(nóng)民整體受教育水平，增進(jìn)農(nóng)民福利；技術(shù)培訓(xùn)水平對農(nóng)民收入的影響最小，近年來技術(shù)支持投入的增加和國家對