蔡飛鳳， 江三良

(安徽大學(xué)經(jīng)濟(jì)系，安徽合肥 230601)

?

我國農(nóng)民收入影響因素的實(shí)證分析

蔡飛鳳， 江三良*

(安徽大學(xué)經(jīng)濟(jì)系，安徽合肥 230601)

以我國農(nóng)民收入的變化和現(xiàn)狀為切入點(diǎn)，首先對我國農(nóng)民收入影響因素的研究進(jìn)行了歸納,并結(jié)合研究需要選擇了影響農(nóng)民收入的9個(gè)相關(guān)因素,進(jìn)而運(yùn)用實(shí)證分析方法，建立多元線性回歸模型并進(jìn)行檢驗(yàn)，根據(jù)修正后的結(jié)果將這9個(gè)因素按照其對農(nóng)民收入的影響力進(jìn)行了排序，最后選取了影響力最大的5個(gè)因素建模，并基于此提出了相應(yīng)的對策建議。

農(nóng)民收入；影響因素；回歸模型；實(shí)證分析

自1978年首次推行農(nóng)村家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制以來，“三農(nóng)”問題一直是我國社會工作的重心。其中，農(nóng)民增收問題更是重中之重。根據(jù)農(nóng)民純收入增幅的變化，可將改革30多年來農(nóng)民純收入的波動(dòng)劃分為4個(gè)階段：第一階段為1978～1984年，由于實(shí)行家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制，農(nóng)民純收入快速增長；第二階段為1985～1993年，由于體制改革對農(nóng)民收入的影響逐漸減弱，同時(shí)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格逐年攀升，導(dǎo)致農(nóng)民純收入呈現(xiàn)波動(dòng)緩慢增長態(tài)勢；第三階段為1994～2004年，國家實(shí)施價(jià)格支持政策，農(nóng)業(yè)增產(chǎn)不增收的矛盾得到緩解，農(nóng)民收入增速較快回升；第四階段為2005年至今，我國大力推進(jìn)社會主義新農(nóng)村建設(shè)，出臺各項(xiàng)支農(nóng)惠農(nóng)政策，促進(jìn)農(nóng)民純收入穩(wěn)步增長。

雖然農(nóng)民收入總體上有了較快增長，但與城鎮(zhèn)居民收入的增速相比仍有較大差距。根據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，2012年農(nóng)村居民家庭平均每人純收入7 916.58元，扣除工資性收入3 447.46元，僅為4 469.12元。而同年，城鎮(zhèn)居民平均每人可支配收入高達(dá)24 564.72元[1]。受近兩年物價(jià)過快上漲的影響，農(nóng)民的生活支出明顯加大，導(dǎo)致實(shí)際收入呈現(xiàn)前高后低的增長態(tài)勢。同時(shí)，農(nóng)民收入差距在拉大，一方面城鄉(xiāng)居民家庭收入進(jìn)一步擴(kuò)大，另一方面農(nóng)村居民內(nèi)部出現(xiàn)嚴(yán)重不平衡。由于經(jīng)營傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)與從事非農(nóng)收入差別的影響，近幾年農(nóng)村居民呈現(xiàn)嚴(yán)重的兩級分化趨勢，特別是勞動(dòng)力缺乏戶、孤寡老人戶、五保戶等特困戶收入來源不足，生活成本逐年上升，需格外關(guān)注。另外，農(nóng)民人均收入增速低于GDP增速，農(nóng)民的增收任務(wù)仍然艱巨。農(nóng)民收入增速放緩引發(fā)了一系列社會問題，降低了農(nóng)民作為農(nóng)村經(jīng)濟(jì)主體的積極性，制約了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的良性發(fā)展，從而不利于農(nóng)村改革的進(jìn)一步推進(jìn)和我國市場經(jīng)濟(jì)體制的建立。

1 相關(guān)研究述評

農(nóng)民增收問題是“三農(nóng)”問題的一個(gè)重要方面，分析農(nóng)民收入影響因素以找尋切實(shí)有效的農(nóng)民增收途徑十分必要。對于增加我國農(nóng)民收入的探討，從研究方法來看，主要分為兩種：

第一種以定性分析為主，從現(xiàn)有的研究結(jié)果出發(fā)，歸納總結(jié)出農(nóng)民增收的現(xiàn)狀、影響因素以及對策。關(guān)浩杰系統(tǒng)分析了我國農(nóng)民收入總量和結(jié)構(gòu)的變動(dòng)規(guī)律，探討農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)變動(dòng)的作用機(jī)制，深入分析我國農(nóng)民收入波動(dòng)特征及收入影響因素，為促進(jìn)農(nóng)民穩(wěn)步增收對策的提出提供了客觀的依據(jù)[2]。他指出：近年來，我國農(nóng)民收入問題性質(zhì)發(fā)生了顯著變化，各種收入的非均衡增長使得農(nóng)戶收入增長的源泉發(fā)生了“質(zhì)”的變化。因此，基于農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)視角研究農(nóng)民收入這一問題更有利于揭示農(nóng)民收入增長的深層次原因，能夠客觀反映農(nóng)民在自身及外部環(huán)境發(fā)生變化時(shí)農(nóng)民收入及其結(jié)構(gòu)變化規(guī)律特征。蔣彩娜分別從內(nèi)因和外因兩個(gè)角度來分析影響農(nóng)民增收的因素，認(rèn)為在新時(shí)期研究農(nóng)民增收問題，除了分析農(nóng)民自身素質(zhì)以外，還要考慮農(nóng)村制度創(chuàng)新、區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展、市場發(fā)育以及非農(nóng)就業(yè)機(jī)會等相關(guān)聯(lián)的問題，這為我們打開了一個(gè)嶄新的研究視角[3]。

第二種以定量分析為主，在理論分析的基礎(chǔ)上，運(yùn)用數(shù)理統(tǒng)計(jì)和計(jì)量回歸的相關(guān)知識，對影響農(nóng)民收入增長的因素按照其影響程度進(jìn)行排序。楊申選擇了農(nóng)村工業(yè)化水平、城鎮(zhèn)化水平、城鄉(xiāng)居民收入差距、農(nóng)業(yè)財(cái)政支出、農(nóng)村居民家庭固定資產(chǎn)投資、人均第一、二、三產(chǎn)業(yè)GDP等8個(gè)指標(biāo)[4]，進(jìn)而運(yùn)用主成分分析法估計(jì)出多元線性回歸方程，找出影響農(nóng)民增收的主要因素。王紅蕾同樣建立多元線性回歸模型對農(nóng)民增收影響因素進(jìn)行數(shù)量化分析，得出非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力占鄉(xiāng)村勞動(dòng)力比重每提高1個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)民人均純收入就會增加80.96個(gè)百分點(diǎn)的結(jié)論，因此該因素對農(nóng)民收入的影響最為顯著[5]。

影響農(nóng)民收入的因素是多變的，相關(guān)因素既可能表現(xiàn)為正相關(guān)又可能表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)。如何找準(zhǔn)著力點(diǎn)，對癥下藥，對我國社會主義新農(nóng)村建設(shè)具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

2 變量選取、數(shù)據(jù)來源與研究方法

2.1 變量選取被解釋變量(因變量)是農(nóng)村居民人均純收入(Y)，按照《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》對農(nóng)民收入的分類標(biāo)準(zhǔn)及統(tǒng)計(jì)指標(biāo)解釋，農(nóng)民收入包括工資性收入、家庭經(jīng)營純收入、轉(zhuǎn)移性收入及財(cái)產(chǎn)性收入4大部分；該研究另增加一個(gè)其他收入，把新時(shí)期影響農(nóng)民收入因素考慮進(jìn)來。因此，把影響農(nóng)民收入的因素分為工資性收入影響因素、家庭經(jīng)營收入影響因素、轉(zhuǎn)移性收入影響因素、財(cái)產(chǎn)性收入影響因素和其他收入影響因素5類。

具體來說，模型采用的解釋變量(自變量)主要有：

(1)工資性收入影響因素——反映第一產(chǎn)業(yè)增加值增量與GDP增量之比的第一產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)率指標(biāo)X1。

(2)家庭經(jīng)營收入影響因素——表征農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件的農(nóng)業(yè)機(jī)械聯(lián)合收獲機(jī)擁有量X2、化肥施用量X3、農(nóng)作物總播種面積X4及平均每百個(gè)勞動(dòng)力中初中程度及以上人數(shù)X5這4個(gè)指標(biāo)。

(3)轉(zhuǎn)移性收入影響因素——農(nóng)業(yè)支出占財(cái)政支出的比重X6。

(4)財(cái)產(chǎn)性收入影響因素——農(nóng)村居民人均居住住房面積X7。

(5)其他收入影響因素——反映農(nóng)村文化建設(shè)的鄉(xiāng)鎮(zhèn)綜合文化站個(gè)數(shù)X8以及農(nóng)民技術(shù)培訓(xùn)學(xué)校數(shù)量X9。

2.2 數(shù)據(jù)來源選取1994～2012年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，其中第一產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)率數(shù)據(jù)和農(nóng)村居民人均居住住房面積數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，其他數(shù)據(jù)來自歷年《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。所收集到的相關(guān)變量數(shù)據(jù)見表1。

2.3 模型設(shè)定根據(jù)盧卡斯的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論設(shè)定如下樣本回歸模型：

Y=C+C1×X1+C2×X2+C3×X3+C4×X4+C5×X5+C6×X6+C7×X7+C8×X8+C9×X9+ε

表1 原始變量數(shù)據(jù)

3 結(jié)果與分析

3.1 單位根檢驗(yàn)利用EViews軟件進(jìn)行處理。首先，對被解釋變量Y(農(nóng)村居民純收入)進(jìn)行一階單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見表2。

表2 序列Y的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：ΔY、Δ2Y分別表示Y的一階差分和二階差分。

由表2可知，Y的一階段分的ADF檢測的t統(tǒng)計(jì)量結(jié)果，-0.821 788大于右邊所有的臨界值，因此被解釋變量Y在水平情況下是非平穩(wěn)的。因此對該數(shù)據(jù)作二階差分，再進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果列入表2。

此時(shí)被解釋變量Y的t統(tǒng)計(jì)值-10.212 870小于1%水平的臨界值，因此認(rèn)為，它在二階差分的時(shí)候，是有99%的可能是平穩(wěn)的。這樣就可以認(rèn)為Y是單階同整的，即通過了協(xié)整檢驗(yàn)。接下來，分別對X1，X2，…，X9進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見表3。

從表3可以看出，X1，X2，…，X9均通過單位根檢驗(yàn)，是平穩(wěn)序列，也稱為這些序列二階單整。

3.2 協(xié)整檢驗(yàn)作被解釋變量Y對各解釋變量的回歸分析，然后檢驗(yàn)回歸殘差的穩(wěn)定性。首先以農(nóng)村居民人均收入對X1,X2,…,X9用OLS回歸方法估計(jì)回歸模型，估計(jì)的回歸模型為:

Y=4 469.464+32.810 99×X1+0.004 421×X2-0.188 872×X3+0.033 376×X4- 134.930 7×X5+55.166 63×X6+176.765 6×X7-0.140 962×X8+15.088 81×X9

令Ut=Resid,將上述OLS回歸得到的殘差序列命名為新序列Ut,然后對Ut進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果顯示:Ut的ADF統(tǒng)計(jì)值為-4.458 535,1%、5%、10%臨界值分別為-3.120 35、-3.065 585、-2.673 459。

由此可知，在10%的顯著性水平下，t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值小于相應(yīng)的臨界值，所以殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。農(nóng)村居民純收入Y與各解釋變量X1，X2，…，X9之間存在協(xié)整關(guān)系。

3.3 模型參數(shù)估計(jì)和檢驗(yàn)用OLS方法對模型進(jìn)行回歸，結(jié)果如下：

(-3.739 805) (1.096 370)

(1.552 100)

(-2.652 432)

(2.410 563)

模型檢驗(yàn)如下：

(1) 驗(yàn)證多重共線性。從模型估計(jì)結(jié)果可以看出，擬合優(yōu)度R2和F統(tǒng)計(jì)量的值很大，說明得到的回歸方程是顯著的。因此，可以初步判定，該方程可能存在多重共線性。

計(jì)算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，得到相關(guān)系數(shù)矩陣(表4)。

表4 相關(guān)系數(shù)矩陣

從表4可以看出，變量X1,X2,…,X9之間存在多重共線性。

(2)分別作Y對變量X1,X2,…,X9的一元回歸，結(jié)果見表5。

表5 Y對變量X1,X2,…,X9的一元回歸結(jié)果

最后，可以運(yùn)用逐步回歸的方法對各因素的影響力進(jìn)行排序，具體排序由大到小依次為：聯(lián)合收獲機(jī)擁有量X2,農(nóng)村居民人均居住住房面積X7,化肥施用量X3,平均每百個(gè)勞動(dòng)力中初中程度及以上X5,農(nóng)民技術(shù)培訓(xùn)學(xué)校校數(shù)X9,鄉(xiāng)鎮(zhèn)綜合文化站X8,第一產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)率X1,農(nóng)作物總播種面積X4,農(nóng)業(yè)支出占財(cái)政支出的比重X6。

(3)提取排在最前面的5個(gè)主成分與因變量進(jìn)行回歸分析，最后修正多重共線性影響后的結(jié)果為：

S.E=(1 046.142 0)

(0.001 1)

(123.089 9)

(0.414 1)

(38.913 3)

(4.585 951)

t=

(0.277 9)

(3.103 1)

(0.779 9)

(3.288 2)

(3.230 3)

(2.483 1)

此時(shí)殘差序列平穩(wěn)，變量之間可以協(xié)整。擬合優(yōu)度R2=0.996 5，t檢驗(yàn)都顯著，而且各變量系數(shù)的符號正確。檢驗(yàn)時(shí)發(fā)現(xiàn)DW=1.620 5，n=19,k=5,查DW檢驗(yàn)表可知DL=0.75,DU=2.02，而該模型的DW值正好介于DL和DU之間，表明隨機(jī)誤差項(xiàng)之間存在自相關(guān)性，于是加入自回歸項(xiàng)修正自相關(guān)。給定顯著性水平0.05，對上述模型進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，結(jié)果顯示該模型不存在異方差。

故最終的模型為：

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論最終模型表示，當(dāng)聯(lián)合收獲機(jī)擁有量增加10 000臺時(shí)，農(nóng)村居民人均純收入會增加34.75元，可見投入大而產(chǎn)出增加較小，主要是因?yàn)檗r(nóng)村居民資產(chǎn)分散，而聯(lián)合收獲機(jī)成本高，收回時(shí)間長，對農(nóng)村居民純收入的影響不太明顯。因此農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營方式方面要打破以前分散的小規(guī)模經(jīng)營模式，推進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營，發(fā)展適合當(dāng)?shù)氐凝堫^產(chǎn)業(yè)，建立和發(fā)展起農(nóng)工貿(mào)一條龍的產(chǎn)業(yè)鏈，提高生產(chǎn)效率；當(dāng)化肥施用量增加1萬t時(shí)，農(nóng)村居民人均純收入會增加1.36元，影響不是很顯著，所以農(nóng)民在進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時(shí)應(yīng)適當(dāng)使用化肥。當(dāng)平均每百個(gè)勞動(dòng)力中初中程度及以上增加1人時(shí)，農(nóng)村居民人均純收入會增加125.699 6元；當(dāng)農(nóng)民技術(shù)培訓(xùn)學(xué)校校數(shù)增加1萬所，農(nóng)村居民人均純收入會增加11.387 5元，可見這2個(gè)因素對農(nóng)村居民純收入的影響顯著，因此應(yīng)加大對農(nóng)村文化發(fā)展的投入，建立農(nóng)民學(xué)校、農(nóng)民培訓(xùn)班等教育培訓(xùn)機(jī)構(gòu)，健全圖書館、文化站等基礎(chǔ)文化設(shè)施建設(shè)。

4.2 建議

4.2.1從農(nóng)民自身尋找增收突破口，提高農(nóng)民自身素質(zhì)勢在必行。我國農(nóng)村人口眾多，受教育程度較低，素質(zhì)整體不高，致使農(nóng)業(yè)科技成果得不到有效的應(yīng)用和推廣，農(nóng)業(yè)效益得不到應(yīng)有的提高，從而制約農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入的提高。因此，應(yīng)加大對農(nóng)村文化發(fā)展的投入，大力支持民間、企業(yè)興辦技能培訓(xùn)學(xué)校等教育培訓(xùn)機(jī)構(gòu)，大力培養(yǎng)新型人才，提高農(nóng)民受教育水平和勞動(dòng)技能。同時(shí)向農(nóng)民普及農(nóng)業(yè)科技知識，培養(yǎng)新型農(nóng)民，推廣農(nóng)業(yè)科學(xué)技術(shù)，科技興農(nóng)。

4.2.2調(diào)整和優(yōu)化農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是提高農(nóng)民收入的重要途徑。為了滿足人們?nèi)找嬖鲩L的物質(zhì)文化需求，我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)應(yīng)堅(jiān)持產(chǎn)量、質(zhì)量、效益、結(jié)構(gòu)相統(tǒng)一，大力發(fā)展鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)，與當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整結(jié)合起來，加快鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，因地制宜，發(fā)展新型特色農(nóng)業(yè)和勞動(dòng)密集型中小型企業(yè)。同時(shí)，要轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營方式，打破以前分散經(jīng)營的模式，推進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營，發(fā)展適合當(dāng)?shù)氐凝堫^產(chǎn)業(yè)，建立和發(fā)展起農(nóng)工貿(mào)一條龍的產(chǎn)業(yè)鏈，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。

[1] 中國統(tǒng)計(jì)年鑒[DB/OL].(2012)http://acad.cnki.net/kns/oldNavi/n_item.aspx?NaviID=4&BaseID=YINFN&NaviLink=%e4%b8%ad%e5%9b%bd%e7%bb%9f%e8%ae%a1%e5%b9%b4%e9%89%b4.

[2] 關(guān)浩杰.收入結(jié)構(gòu)視角下我國農(nóng)民收入問題研究[D].北京:首都經(jīng)貿(mào)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,2013.

[3] 蔣彩娜. 淺談農(nóng)民收入的結(jié)構(gòu)、影響因素和增收途徑[J]. 經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊，2013(25):25-26.

[4] 楊申. 安徽省農(nóng)民收入影響因素的研究[J].時(shí)代金融，2014(4)：56-57.

[5] 王紅蕾.農(nóng)民收入影響因素的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊，2013(23):61-62.

Empirical Analysis on the Influencing Factors of Farmers’ Income in China

CAI Fei-feng, JIANG San-liang*

(Department of Economics, Anhui University, Hefei, Anhui 230601)

Starting from the change and status of farmers’ income in China, influencing factors were summarized. Selecting 9 relevant influencing factors, using empirical analysis method, multiple linear regression model was established and tested. According to the modified results, influencing factors were sorted. Finally, 5 most influential factors were selected for modeling, on the basis of this, corresponding countermeasures and suggestions were put forward.

Farmers' income; Influencing factors; Regression model; Empirical analysis

蔡飛鳳(1993- )，女，安徽安慶人，本科生，專業(yè)：經(jīng)濟(jì)學(xué)類。*通訊作者，教授，碩士生導(dǎo)師，從事產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)政策、企業(yè)家成長、創(chuàng)業(yè)理論研究。

2014-11-06

S-9

A

0517-6611(2015)01-365-04