为了扩大样本容量，增加估计的精度，笔者收集了1978-2002年28个省（因为数据不全，不包括重庆、海南、西藏，其它个别省个别年份数据缺失，笔者在SPSS软件里用临近点平均值法和线性趋势法进行估计）的数据，组成面板数据集（PanelData），样本容量为700.1978-1998年数据，取自《新中国50年统计资料汇编》，其它所有数据均来源于1999-2003年《中国统计年鉴》。
3 模型估计结果
由于采用面板数据，在对模型（1）进行估计时，首先必须确定模型中斜率及截距C的类型。通过协方差分析检验，S1=0.0025，S2=0.0214，S3=0.6155.F2=60.68，F1=2.42.取5%显著水平，F2大于临界值，而F1小于临界值，所以模型（1）应为等斜率变截距模型。变截距模型又分为固定影响模型和随机影响模型两种。根据样本的特点，笔者选择固定影响模型。用Eviews对模型（1）进行估计时，为了消除异方差，先使用相同权数做最初的回归权数估计，然后再用估计的权数作加权最小二乘法。在初次估计中，发现DW值非常小，说明残差自相关，在模型右边加入AR（1）项，以消除残差自相关。具体估计结果见表2，实际样本容量为672个，调整后的可决系数R2为0.9993，F值为38944.2700，DW值为2.2055，除了NYDK不显著外，其它各变量的T检验值全为1%水平显著。
表2 模型（1）估计结果
量 回归系数 标准差 ｔ统计量 ＣＺＺＣ 0.0296 0.0091 3.2466 ＣＺＳＲ -0.1013 0.0039 -25.7348 ＨＲＳ 0.1212 0.0122 9.9290 ＧＹＨ -0.2700 0.0135 -20.0451 ＣＺＨ 0.5639 0.0426 13.2510 ＮＹＤＫ 0.0366 0.0025 0.5485 ＲＯＡＤ 0.0593 0.0235 2.5219 ＴＲＯＡＤ 0.1063 0.0071 15.0278 ＺＺＹ -0.0895 0.0153 -5.8488 ＯＰＥＮ -0.0892 0.0053 -16.7839 ＦＤＩ -0.0034 0.0006 -5.4499 ＡＲ(1) 1.0145 0.0039 260.0173
表2表明，财政支出（CZZC）的弹性系数为0.0296，说明财政支出每增加1%，农民收入增长会增长约0.03%，而财政收入（CZSR）的弹性系数为-0.1013，说明财政收入每增加1%，农民收入增长会减少约0.10%，由此表明财政政策对农民收入具有约0.07%的负效应，证实了笔者前面的分析。此外，表2还表明，农村城镇化（CZH）、家庭联产承包责任制在农村中的推广进度（HRS）、铁路网密度（TROAD）、公路网密度（ROAD）对农民收入具有显著正向影响。特别是农村城镇化（CZH）其弹性系数高达0.5639，意味着农村城镇化程度提高1%，农民收入就会增长0.56%，是所有因素中影响最为显著的因素。铁路网密度（TROAD）、公路网密度（ROAD）的弹性系数分别为0.0593、0.1063，说明农村交通条件及基础设施的改善也会显著增加农民的收入。种植业占农业的比重（ZZY）的弹性系数为-0.0895，说明减少种植业的比重，加强农村产业结构的调整也是增加农民收入的重要方面。农业贷款（NYDK）对农民收入无显著影响，说明农村金融资源在农村的使用是无效率的。由OPEN和FDI的弹性系数表明，一省融入国际经济的程度越高，对农民收入反而有负面。说明我国的农业及农村经济并没有分享到开放带来的好处。
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