农村居民家庭人均纯收入影响因素分析
农牧民人均纯收入测算工作存在问题表态发言
农牧民人均纯收入测算工作存在问题表态发言
就农牧民人均纯收入测算而言，我认为存在以下几个重大问题：
一、定义和测量模型不够细致精准：由于农牧民之间特点各异，传统模型无法完全覆盖和提供准确、可操作性的实证数据，计算结果也容易出现统计偏差。
二、存在收入不公平问题：虽然现行的统计规范能够有效解决定价和索赔纠纷问题，但其却无法解决农牧民之间产业与技能投入差异带来的收入不公平问题。
三、缺乏经济社会政策的扶持和衔接：政府给定的配套政策体系尚不完善，大多缺乏全面有力的落实与衔接，导致有效投资资源没能得到及时有效的传导，从而影响农牧民收入的稳定性。
四、技术难以贯彻落实：农牧民传统模式抽象化的程度比较高，在技术上缺乏能够有效帮助农牧民的创新实践，也缺乏一种将传统模式与市场行为紧密结合的落实机制。
五、财政补贴缺乏完善：尽管财政补贴能够有效缓解农牧民收入测算中的问题，但目前财政支出较少，对农牧民群体损害影响较大。
总之，解决农牧民群体纯收入测算存在的问题，需要完善定义和测量
模型、强化财政补贴政策，建立稳定的技术支撑机制，实现农牧民群体收入提升的公平、可持续的发展。
我国农民人均纯收入影响因素分析
了避 免过度 兼业化导致的粮食供给 趋紧危机 ， 政府应推动土地流转 ， 促进农业现代化、 专业化 ， 在保证粮食供给的基础
上， 实现 农 民增 收 的最 大化 。
关键词 ： 农业兼业化 ； 农民增收 ； 工资性收入 ； 纯农 业收入
中图分 类号 ： Ｆ ３ ２ ３ ． ８
文献标志码 ： Ａ
况。而农 民纯收入反 映了农 民一 年的净收益情 况 ， 能够真实 的反映农 民家庭购买力 和扩 大再 生产 的能力。因此 ， 本文采 用农 民人均纯收入作为计量对象 ， 考察农 民人均纯收入 中工 资性人均纯收入和农业人均 纯收入之间 、 二者与农 民人均纯 收入之间的变动关 系。 ’ 经济的快速稳 定发展催生 了不断扩大的农民工群 体。 农 民工进城务工 ， 直接导致 了工资性纯收入 的增长和农业纯 收 入 的稳步 回落 。统计资料 显示 ， １ ９ ９ ３ —２ Ｏ １ １ 年， 农民家庭人 均纯 收入从 ９ ２ ｔ ． ６ ２元 增至 ６ ９ ７ ７ ． ３元 ， １ ９年增长 了 ７倍 多。
资本 角度进行研究 。郭正模 （ ２ ０ ０ １ ） 指出， 土地 资源的先天不 足是农 民收入增长 的首要 因素。吴敬链（ ２ ０ ０ ２ ） 认为 ， 我国农 村剩余 劳动力过多 ， 人 均 占有资源特别是耕地 资源的 占有量
较少 ， 造成农业劳动生产率 提升缓慢 ， 农 民增收效果不显著 。
是我 国农户 获得 收入的主要渠道 ， 且资源 的多寡决 定了农户 收入 的高低 。 改革开放以来 ， 经济 的发展推动人们 收入水平 和生活水
其中， ｌ ９ ９ ３ —２ Ｏ ｌ １年 ， 农 民家庭 人均工资性 纯收入从 １ ９ ４ ． ５ １ 元增 至 ２ ９ ６ ３ ． ４元 ， １ ９年增长 了 １ ５倍 多 ； １ ９ ９ ３ —２ ０ ｌ １ 年， 农
我国城乡居民收入差距的现状及影响因素分析
我国城乡居民收入差距的现状及影响因素分析党的十六大提出全面建设小康社会的宏伟目标。
十六届四中全会提出努力构建社会主义和谐社会。
第十届全国人大第四次会议提出要扎实推进社会主义新农村建设。
那么，提高农民收入和改善农民生活，缩小城乡居民收入差距是实现上述目标的重要内容之一。
近年来，中央一直把提高农民收入放在各项经济工作中的重要位置，但由于城乡收入差距的形成原因复杂，解决难度较大，尽管政府采取了多种措施，效果并不明显，而且有进一步拉大的现象。
论文百事通城乡居民收入差距拉大，会影响到经济增长，会加剧经济济秩序和社会秩序的混乱，不利于社会稳定，影响全面建设小康社会的进程。
要缩小城乡居民收入差距，首先必须探究当前影响城乡居民收入差距拉大的因素，以采取相应的措施予以解决。
一、我国城乡居民收入差距拉大的现状目前，我国城乡居民收入差距拉大的现象可以从多个方面反映出来。
（一）从城乡居民人均收入比来看，城乡居民收入差距进一步拉大。
我国在改革开放初期城乡居民人均收入比为2?s1，1995年为2.72?s1，2001年为2.92?s1，2003年进一步扩大到为3.23?s1，2005年约达 3.22?s1。
如果再将城市居民享受带有很大福利性成份的住房、医疗、教育、交通、以及公共服务等计算在内，剔除农民收入中不可计算的实物部分，以及用作生产资料的投入，我国城乡居民实际收入差距更是十分巨大，约达5?s1或6?s1。
据国际劳工组织发表的1995年36个国家的资料表明，城乡人均收入比一般小于1.6，只有三个国家大于2，我国就是其中之一。
可见，我国城乡居民收入差距已经到了社会承受的极限。
（二）从基尼系数来看，城乡居民收入分配的社会公平程度严重失衡。
1978年前我国城乡居民收的综合基尼系数约在0.20～0.24之间，但此后城乡居民收入的综合基尼系数开始拉大。
1990年为0.343，1995年为0.389，2000年后达到0.417。
世界银行最新有关中国的发展报告预测，到2020年中国城乡居民收入的综合基尼系数将达到0.474，问题十分严重。
我国城乡居民收入差距现状及影响因素分析
我国城乡居民收入差距现状及影响因素分析摘要：近年来，我国城乡居民收入差距无论是绝对差距，还是相对差距，都呈现出持续扩大的趋势，城乡居民收入差距影响因素很多，如二元经济结构的存在、工业化城市化的加速推进、非国有化改革以及对外开放的不断深入等均在一定程度上对城乡居民收入差距产生了一定影响。
此外，体制的变动对城乡居民收入差距的影响影响也不可忽视。
关键词：城乡居民收入差距现状影响因素一、我国城乡居民收入差距的现状（一）城乡居民收入差距不断扩大。
根据《中国统计年鉴》的有关资料显示，1994年我国城镇居民人均可支配收入为3496.2元，农村居民家庭人均纯收入为1221元，城乡居民收入绝对差额仅为2275.2元，且城乡居民收入的相对差距，即城乡居民收入比仅为2.86。
然而到2010年，城镇居民人均可支配收入为19109元，而农村居民家庭纯收入仅为5919元，城乡居民收入绝对差额扩大为13190元，城乡居民收入的相对差距扩大为3.23倍。
因此，城乡居民收入差距在近十几年里有了不断扩大的趋势。
此外，有专家称，如果将城镇居民收入和享受的各种社会福利，如医疗、教育、补贴等以及农民尚需从纯收入中扣除用于生产资料的部分成本，城乡居民收入差距则将扩大至4倍甚至6倍。
（二）城乡居民收入结构存在较大差异城镇居民收入主要以工资性收入和转移性收入为主。
根据《中国统计年鉴》有关数据资料显示，2010年，城镇家庭年人均可支配收入为19109.44元，其中，工薪收入为12443.04元，占可支配收入的比重为65.2%；转移性收入为4633.6元，占可支配收入的比重为24.2%；而经营性收入为1559.3元，占可支配收入的比重为8.1%；财产性收入为473.5元，占可支配收入的比重为2.5%，可见，城镇居民人均可支配收入主要依赖于工资性收入和转移性收入的增长。
农村居民纯收入以家庭经营性收入和工资性收入为主。
根据《中国农村经济年鉴》的有关数据显示，2010年，农村居民家庭年人均纯收入为5919.01元，其中，工资性收入为2431.05元，占农村居民家庭年人均纯收入的41.1%；农村家庭经营性收入为2832.8元，占农民年人均纯收入的47.9%；而财产性纯收入仅为202.25元，占农民年人均纯收入的3.4%；转移性纯收入为452.92元，占农民年均纯收入的7.6%。
河北省农村居民人均纯收入的影响因素分析
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摘要：运用灰色系统关联分析方法，对河北省农村居民人均纯收入的影响因素进行关联度分 析。结果表明，工资性收入与农村居民收入关联程度最大，其后依次为家庭第一产业收入、 家庭第三产业收入、家庭第二产业收入和财产性及转移性收入。扩大农村剩余劳动力就业机 会，提高农民工资性收入水平是大幅度增加农村居民收入的关键。 关键词：河北省；农村人口；人均指标；收入；影响因素 中图分类号： D!%&: %# # # 文献标识码： 3
收稿日期：%""&=!! =%" 作者简介：王桂荣（ !>&? @ ） ，女，河北滦南人，副研究员，硕士，主要从事农村经济研究。
农村居民收入水平决定因素的实证分析
摘
要 ：我 国农 民收 入 主 要 由农 业 收入 和非 农 业 收 入 两 部 分 构 成 ，农 民 收 入 的提 高 也 主 要 依 赖 于 这 两 类 收 入 的
提 高 。本 文 对 相 关 数 据 进 行 回归 分 析 ，寻 找 农 民收 入 的 决 定 因 素 。 回 归 模 型 结 果 显 示 ，改 善 财 政 支 农 结 构 、 提 高 经济 作 物 的种 植 面积 、促 进 农 村 劳动 力 转 移 等 是 提 高 我 国 农 村 居 民收 入 的有 效 措 施 。 关 键 词 ： 民收 入 ；决定 因 素 ；实 证 分 析 农
斌 （０ ７ ２ ０ ）采 用扩 展柯 布一 道格 拉斯 生产 函数 ，将
人力 资本 纳人 到 函数 中 ，考 虑农 民 的物质 资本 、农
村 劳动力 素质 、家 庭种 植结 构 以及非农 就业 比例等 因素 对农 民 收入 的影 响 ，确 认 了农 村 劳动 力素 质和
收稿 日期 ：２ ０ — １ —２ ０８ ０ ４
有大 量 的文献 资料从 定性 的角 度来 分析 影 响农
民 收 入 因 素 并 有 不 同 的结 论 ，定 量 方 面 各 专 家 学 者
事 非农 业 生产 收入两 部分 构成 。其 中 ，从 事农业生
产 收 入 的 量 受 到 财 政 支 农 力 度 、农 产 品 收 购 价 格 、
也都 进行 了大 量 的研究 ，相关 研究 在定 量分 析 时多
据 建立农 民 人 均 纯 收 入 与 工 资 性 收入 的 双 对 数 方 程 ，认 为浙 江省农 村 人均 纯 收入六成 增量 来 自于工
长 的因素一 直是 理论 界和政 府 所关 心 的问题 。本 文
中国历年农村居民人均纯收入
中国历年农村居民人均纯收入中国历年农村居民人均纯收入是一个重要的经济指标，用于衡量农村居民的经济状况和生活水平。
人均纯收入是指每个农村居民在一定时期内从各种经济活动中获得的总收入减去直接与这些经济活动有关的费用后所得到的净收入。
它是一个综合性指标，反映了农村居民的经济活动的收入水平和财富积累情况。
农村居民人均纯收入的计算方法通常是将农村居民从各种收入来源（如农业、养殖业、副业和转移收入等）获得的总收入减去直接与这些经济活动相关的费用，如种子、化肥、养殖费用和劳动力支出等。
这样计算得到的净收入即为农村居民人均纯收入。
了解中国历年农村居民人均纯收入的变化情况可以帮助我们了解农村经济发展的趋势和农村居民的生活状况变化。
这对于制定合理的农村发展政策和改善农村居民的生活水平具有重要意义。
农村居民人均纯收入是衡量农村居民经济发展水平的重要指标。
在过去几十年里，中国农村居民人均纯收入经历了显著的变化。
本文将描述农村居民人均纯收入在不同年份的变化趋势，并分析其中的原因。
关键年份的数据在以下列举的几个关键年份中，农村居民人均纯收入的变化情况引人注目：年份1]：[对应年份的农村居民人均纯收入数据]。
这一年农村居民人均纯收入出现 [增长/下降] 的趋势。
其原因可能是 [相关原因]。
年份2]：[对应年份的农村居民人均纯收入数据]。
这一年农村居民人均纯收入出现 [增长/下降] 的趋势。
其原因可能是 [相关原因]。
年份3]：[对应年份的农村居民人均纯收入数据]。
这一年农村居民人均纯收入出现 [增长/下降] 的趋势。
其原因可能是 [相关原因]。
变化趋势分析农村居民人均纯收入的变化趋势得到了以下几方面的解释：政策引导：国家采取了一系列政策措施，鼓励农村经济发展和农民增收。
这些政策措施包括农村土地制度改革、农业现代化推进、农民技能培训等。
这些措施的实施对农村居民人均纯收入的增长起到了积极的推动作用。
城乡差距缩小：随着城市化进程的推进，城乡之间的差距逐渐缩小。
2023年家庭人均纯收入核算表
2023年家庭人均纯收入核算表摘要：1.家庭人均纯收入的定义和重要性2.2023年家庭人均纯收入的数据分析3.2023年家庭人均纯收入的影响因素4.提高家庭人均纯收入的策略和建议5.结论正文：一、家庭人均纯收入的定义和重要性家庭人均纯收入，是指一个家庭在一定时期内获得的全部收入，扣除家庭经营费用、生产投资支出和税费后的净收入。
它是衡量家庭经济状况和居民生活水平的重要指标，对于了解我国经济发展和社会进步具有十分重要的意义。
二、2023年家庭人均纯收入的数据分析根据2023年家庭人均纯收入核算表，我国家庭人均纯收入呈现出以下特点：1.总体增长：2023年我国家庭人均纯收入达到xx元，同比增长x%。
这表明我国经济发展成果正在逐步惠及广大城乡居民。
2.城乡差距：城市家庭人均纯收入为xx元，农村家庭人均纯收入为xx 元，城乡差距仍然存在，但逐年缩小。
3.区域差异：东部地区家庭人均纯收入较高，达到xx元；中西部地区相对较低，分别为xx元和xx元。
这反映出我国区域经济发展不平衡的问题。
4.收入来源：家庭人均纯收入中，工资性收入占比最大，达到xx%；其次是经营性收入，占比为xx%；再次是财产性和转移性收入，分别为xx%和xx%。
三、2023年家庭人均纯收入的影响因素1.经济发展：国民经济持续增长，为家庭人均纯收入提高创造了条件。
2.政策扶持：政府加大对农村、中西部地区和贫困家庭的扶持力度，促进收入分配公平。
3.产业结构调整：优化产业结构，提高劳动生产率，带动家庭人均纯收入增长。
4.教育、医疗等社会保障制度的完善：提高居民生活质量，降低家庭负担，有助于提高家庭人均纯收入。
四、提高家庭人均纯收入的策略和建议1.加大政策扶持力度，推动区域协调发展，缩小城乡差距。
2.提高劳动力素质，加大职业培训力度，提高劳动生产率。
3.优化产业结构，发挥优势产业，带动家庭增收。
4.完善社会保障制度，减轻家庭负担，提高居民生活水平。
5.鼓励创新创业，拓宽收入渠道，提高家庭经营性收入。
山东省农民收入影响因素探析
实 际 出 现 负增 长
正 处 于快 速 推 进 工 业 化 和 城 市 化 的 关 键 时期 。本 文 旨在 通 过 分 析 目前 山 东 省 农 民 收 入 的 现 状 ． 结 和 概 括 农 民 收入 的 主 要 ９ （ 第２ 期） 村 济 科 ０ 年 ｌ 第０期 总 ５ １ ３
山东省农民收入影响因素探析
孙 素 敏 ｔ
（ 东省科 学 院情 报所 ， 济 南 ２ ０ １ ） 山 山东 ５ ０ ４
［ 摘 要 ］ 过 回顾 山 东省 农 民人 均 纯收 入 发 展 演 化 的 历 程 ， 析 当前 山 东省 农 民 收入 的现 状 ． 结 农 民 收入 的 主 通 分 总
２ 山东省农 民收 入的 结构 演变分 析
农 民人 均 纯 收 入 按 收 入 来 源 分 为 工 资 性 收 入 、 庭 经 营 收 家 入 、 产 性 收 入 和 转 移 性 收 入 等 。下 面 就 山 东 省 农 民人 均 纯 收 财 入 的结 构 变 化 进 行 讨 论 ， 取 近 １ 选 ０年 的 数 据 进 行 分 析 ， 变 化 其
第 三 阶段 （９ ０ １９ １９ ～ ９ ６年 ）农 民收 入 恢 复 增 长 阶段 。我 国总 ：
体 经 济 快 速 增 长 ， 至 出 现 经 济 过 热 现 象 ， 家增 加 了 对农 业 甚 国 的 投 入 ， 上 农 产 品特 别 是 粮 食 的 两 次 提 价 ， 民 收 入 增 长 较 加 农 快 。 民人 均 纯 收 入 由 １ ９ 农 ９ ０年 的 ６ ０元 增长 到 １ ９ 年 的 ２ ５ ８ ９６ ０６ 元 ， 均 增 长 ８ ％。 年 ． ５
《居民人均收入影响因素分析文献综述》2000字
居民人均收入影响因素分析文献综述1.房产交易额当前，我国城乡收入差距仍然处于较大水平，并且高昂的房价也已经影响到民生问题，关于两者的研究也颇为成熟。
王文君（2019）认为，房价的上涨会扩大城乡收入差距，并相互推动彼此上升。
在彼此不断相互促进的上升过程中，拉大了我国分配差距，同时这样的分配差距会进一步刺激房价上升。
这样的“恶性循环”会给社会带来很多负面影响，让低收入者感到社会的不公平，进而造成社会不稳定[1]。
安艳庆（2019）通过实证分析得出，房价的提高会进一步拉到城乡收入差距，具体的内在机制在于其打破了城乡收入上升速度的平衡，其中的非公有制经济与政府调控，则会削弱房价的整体提升[2]。
杨璐嘉（2019）认为，房价上涨主要在经济较为落后的地区有所影响，要低于经济较为发达的地区；同时人口老龄化与房价上涨的交互影响可以改善我国居民人均收入，其主要原因在于人口老龄化会降低房地产市场的需求，减缓房价的上涨，从而改善了我国居民人均收入[3]。
但部分学者认为，房地产价格上升对促进经济增长，释放经济活力有着十分显著的积极作用，并有利于我国城乡居民的人均收入进一步缩小。
袁雯娟（2019）利用我国地级市面板数据研究发现，我国城乡收入差距呈现倒“U”型动态变化，其中的房价更是会加大贫富差距，而贫富差距的出现，又会反过来抑制房价的上升。
究其原因，是在于当我国贫富差距增大时，政府会通过相关政策限制通过不动产效应进一步缩小贫富差距，导致房子的预期下降，影响房地产需求价格[4]。
刘超（2021）经调查发现，部分居民为了追求更好的生活水平，从而会选择在一线城市工作，而随着外地市民的进入，一线城市的房地产市场就形成新的需求者，从而促进了房价的上涨[5]。
2.国民生产总值大量研究证明，我国居民人均收入和国民生产总值存在一定的联系。
张庆（2019）认为，不管是资本主义国家还是社会主义国家公平是一个能够引起共鸣的一个话题，根据之前的历史经验我们可以发现一个国家最重要的是它的制度，但是若要制度能够顺利执行，那么就一定离不开社会的公平，但是就算是在当今这个高速发达的世界，各国还是有不公平的事件发生，比如男女平等，受教育权，抚养权等[6]。
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农村居民家庭人均纯收入影响因素分析《农村居民家庭人均纯收入影响因素分析》班级：商学院姓名：学号：指导教师：完成时间：年月日农村居民家庭人均纯收入影响因素分析摘要：随着我国工业化与城市化建设的发展，农村问题越来越凸显，留守问题、看病问题、养老问题等，农民收入问题亦是国家各界人士十分关注的问题。
本文旨在用计量经济学方法简单分析农村居民家庭人均纯收入的影响因素。
关键字：农村居民家庭人均纯收入财政年度支农支出农业机械总动力农作物播种总面积乡村就业人数乡村人口数第一产业总产值正文：一、引言国家“十二五”规划第六章拓宽农民增收渠道中明确提出：加大引导和扶持力度，提高农民职业技能和创收能力，千方百计拓宽农民增收渠道，促进农民收入持续较快增长。
同时“十二五”规划中明确提出以下几点：1、稳定粮食播种面积、优化品种结构、提高单产和品质。
2、健全农业补贴制度，坚持对种粮农民实行直接补贴，继续实行良种补贴和农机具购置补贴，完善农资综合补贴动态调整机制。
3、推进农业技术集成化、劳动过程机械化、生产经营信息化。
结合这几方面，本文从第一产业总产值、财政年度支农支出、农业机械总动力等几个方面分析其对农村居民家庭人均纯收入的影响。
二、预设模型令农村居民家庭人均纯收入Y（元）为被解释变量，农作物播种总面积X1（千公顷）、乡村就业人数X2（万人）、乡村人口数X3（万人）、第一产业总产值X4（亿元）、财政年度支农支出X5（亿元）农业机械总动力X6(万千瓦)为解释变量，据此建立回归模型。
三、数据搜集从中国统计年鉴得到如下数据：年度农村居民家庭人均纯收入Y（元）农作物播种总面积X1（千公顷）乡村就业人数X2（万人）乡村人口数X3（万人）第一产业总产值X4（亿元）财政年度支农支出X5（亿元）农业机械总动力X6(万千瓦)1990 686.3 148362.47708 84138 5062 221.76 28707.731991 708.6 149585.848026 84620 5342.2 243.55 29388.6 1992 784 149007.148291 84996 5866.6 269.04 30308.41993 921.6 147740.7 48546 85344 6963.763323.42 31816.61994 1221 148240.6 48802 85681 9572.695399.7 33802.51995 1577.7 149879.3 49025 85947 12135.81430.22 36118.051996 1926.1 152380.6 49028 85085 14015.39510.07 38546.91997 2090.1 153969.2 49039 84177 14441.89560.77 42015.61998 2162 155705.7 49021 83153 14817.63626.02 45207.711999 2210.3 156372.8 48982 82038 14770.03677.46 48996.122000 2253.4 156299.8 48934 80837 14944.72766.89 52573.612001 2366.4 155707.9 48674 79563 15781.27917.96 55172.12002 2475.6 154635.5 48121 78241 16537.021102.7 57929.852003 2622.2 152415 47506 76851 17381.72 1134.86 60386.542004 2936.4 153552.5 46971 75705 21412.731693.79 64027.912005 3254.9 155487.7 46258 74544 22420 1792.4 68397.852006 3587 152149 45346 73160 24040 2161.35 72522.1 2007 4140.4 153463.944368 71496 28627 3404.7 76589.62008 4760.6 156265.743461 70399 33702 4544.01 82190.42009 5153.2 158613.542506 68938 35226 6720.41 87496.1 2010 5919 160674.841418 67113 40533.6 8129.58 92410.4四、建立模型1、散点图分析2、单因素或多变量间关系分析由散点图分析和变量间关系分析可以看出被解释变量农村居民家庭人均纯收入Y（元）与解释变量农作物播种总面积X1、乡村就业人数X2、乡村人口数X3、第一产业总产值X4、财政年度支农支出X5、农业机械总动力X6呈线性关系，因此该回归模型设为：Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6+μ3、模型预模拟用Eviews做OLS回归分析得：Y=-6067.355+0.02029X1-0.08082X2+0.07165X3+0.09355 X4+0.002962X5+0.03680X6(-3.04593) (1.77013) (-1.2213 ) (1.6307)(6.2155) (0.06882) (2.4006)R^2=0.9988 R^2=0.9983 F=1869.907 D.W.=2.0602五、模型检验1、计量经济学意义检验（1）多重共线性检验与解决求相关矩阵得到：发现模型存在多重共线性。
接下来运用逐步回归法对模型进行修正：①将各个解释变量分别加入模型，进行一元回归：作Y与X1的回归，结果如下：作Y与X2的回归，结果如下：作Y与X3的回归，结果如下：作Y与X4的回归，结果如下：作Y与X5的回归，结果如下：作Y与X6的回归，结果如下：②依据可决系数最大的原则选取X6作为进入回归模型的第一个解释变量,再依次将其余变量分别代入回归得:作Y与X6、X1的回归，结果如下：作Y与X6、X2的回归，结果如下：作Y与X6、X3的回归，结果如下：作Y与X6、X4的回归，结果如下：作Y与X6、X5的回归，结果如下：③在满足经济意义和可决系数的条件下选取X4作为进入模型的第二个解释变量,再次进行回归则:作Y与X6、X4、X1的回归，结果如下作Y与X6、X4、X2的回归，结果如下作Y与X6、X4、X3的回归，结果如下作Y与X6、X4、X5的回归，结果如下④在满足经济意义和可决系数的条件下选取X1作为进入模型的第三个解释变量,再次进行回归则:作Y与X4、X6、X1、X2的回归，结果如下作Y与X4、X6、X1、X3的回归，结果如下作Y与X4、X6、X1、X5的回归，结果如下⑤可见加入其余任何一个变量都会导致系数符号与经济意义不符,故最终修正后的回归模型为:Y=-3209.71+0.01089X6+0.1205X4+0.01981X1(-3.4449) (3.6317) (19.7980) (3.1364)R^2=0.9985 R^2=0.9983 F=3822.85 D.W.=2.0899(2)异方差检验①图示法e^2与X6的散点图如下：说明e^2与X6不存在异方差性。
e^2与X4的散点图分析说明e^2与X4不存在异方差性。
e^2与X1的散点图分析说明e^2与X1不存在异方差性。
②G-Q检验对20组数据剔除中间五组剩下的进行分组后第一组（1990-1997）数据的分析结果：残差平方和RSS1=2499.372第二组（2003-2010）数据的回归结果：残差平方和RSS2=26992.25所以F=RSS2/RSS1=26992.25/2499.372=10.799613α=5%下，临界值F0.05(4,4)=15.98＞F因此不拒绝两组子样方差相同的假设，从而该总体随机项不存在异方差性。
③White检验LM=nR^2=21*0.30038=6.30798取α=5%，自由度为62χ分布的临界值为12.59LM < 2χ接受原假设即不存在异方差P=0.389590＞0.05的显著性水平，所以不存在异方差（3）序列相关性检验①从残差e与e(-1)及e与时间t的关系图（如下）看，随机项不序列相关。
如图所示，不存在序列相关②D.W检验Y=-3209.711+0.01089X6+0.1205X4+0.01981X1(-3.4449) (3.6317) (19.7980) (3.1363)R^2=0.9885 R^2=0.9983 F=3822.854 D.W.=2.08991取 =5%，由于n=21，k=4(包含常数项)，查表得：dl=1.03，du=1.67由于d U<DW=2.08991< 4-du，故: 不存在序列相关性。
③拉格朗日检验LM=nR^2=21*0.006863=0.144123取α=5%，自由度为1的2χ分布的临界值3.84 LM ＜2χ所以拒绝原假设，即不存在序列相关。
P=0.704217＞0.05的显著性水平所以不存在序列相关。
④残差检验针对该图作消除1阶序列相关回归，结果如下：AR(1)t统计量概率分布为69.65%，大于5%的显著水平，所以不存在1阶的序列相关。
六、模型的最终确定Y=-3209.711+0.1205X4+0.01089X6+0.01981X1(-3.4449) (19.7980) (3.6317) (3.1363)R^2=0.9885 R^2=0.9983 F=3822.854 D.W.=2.08991七、总结：从以上计量经济学模型检验过程知：农村人口数及就业人数对农村居民家庭人均纯收入没有显著性影响，同时国家在财政支农支出方面对农村居民家庭人均纯收入没有显著性影响，真正影响农村居民家庭人均纯收入的因素是农业机械总动力、农作物播种总面积、第一产业总产值，且第一产业总产值是主要影响因素。
现国家“十二五”规划中明确提出几条增加农民纯收入的方式，其中“健全农业补贴制度，坚持对种粮农民实行直接补贴，继续实行良种补贴和农机具购置补贴，完善农资综合补贴动态调整机制；推进农业技术集成化、劳动过程机械化、生产经营信息化。
”等政策的落实将有助于进一步提高农民的纯收入。