○郭亞芬

（天津師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 天津 300387）

一、背景

20世紀(jì)90年代以來，隨著我國農(nóng)民收入增速放緩，國內(nèi)外學(xué)術(shù)界眾多的學(xué)者開始關(guān)注農(nóng)民收入問題：經(jīng)濟(jì)學(xué)家斯蒂格利茨曾說，中國面對著潛在的地區(qū)和社會差距，如果這一問題不能得到解決就可能影響社會凝聚力（斯蒂格利茨，2001）；董運(yùn)來、董玉珍等人的分析表明，當(dāng)農(nóng)產(chǎn)品收購價格每增加1%，農(nóng)民收入將增加62%；而當(dāng)農(nóng)村工業(yè)品零售價格指數(shù)上漲一個百分點(diǎn)，農(nóng)民收入要下降69%。

已有的研究大部分集中在單個因素對農(nóng)民增收的影響上，對多個因素影響的研究相對較少。本文力圖應(yīng)用適當(dāng)?shù)亩嘣€性回歸模型，根據(jù)有關(guān)農(nóng)民收入的相關(guān)數(shù)據(jù)，探討影響農(nóng)民收入的主要因素，并進(jìn)行計(jì)量分析，在此基礎(chǔ)上提出相應(yīng)的政策建議。

二、數(shù)據(jù)

1、數(shù)據(jù)來源

本文樣本數(shù)據(jù)，取自國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站，及由《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》計(jì)算整理，（其中農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)按上年=100換算）。

2、數(shù)據(jù)定性分析

農(nóng)民收入水平的度量，通常采用人均純收入指標(biāo)。影響農(nóng)民收入增長的因素是多方面的，既有結(jié)構(gòu)性矛盾因素，又有體制性障礙因素。但大致可以歸納為以下幾個方面。（1）農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格水平。目前農(nóng)業(yè)成本仍是中西部地區(qū)農(nóng)民收入的主要制約因素之一。（2）農(nóng)業(yè)剩余勞動力轉(zhuǎn)移水平。中國的農(nóng)業(yè)目前仍以農(nóng)戶分散經(jīng)營為主，農(nóng)業(yè)效益比較低，盡快地把農(nóng)業(yè)剩余勞動力轉(zhuǎn)移出去是有效改善農(nóng)民收入狀況的重要因素。（3）城市化、工業(yè)化水平。中國多數(shù)地區(qū)城市化、工業(yè)化水平落后于世界平均水平，這種狀況極大地影響了農(nóng)民收入的增長。（4）農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況。農(nóng)林牧漁業(yè)對農(nóng)民收入增長貢獻(xiàn)率是不同的。隨著我國“入世”后農(nóng)產(chǎn)品市場的開放和人民生活水平的提高、農(nóng)產(chǎn)品需求市場的改變，農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況直接影響著農(nóng)民收入的增長。（5）農(nóng)業(yè)投入水平。考慮到農(nóng)業(yè)投入主體的多元性，本文暫不作討論。

3、數(shù)據(jù)描述

根據(jù)以上分析，我們選定因變量為income農(nóng)村居民家庭人均純收入（元）；從影響農(nóng)民收入的五大因素中引入3個解釋變量：ncpshjgzs農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)（上年=100），為nyzcz農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值（農(nóng)林牧漁）（億元），escyzjz二三產(chǎn)業(yè)增加值（億元）。考慮到資料的可得性，僅利用2003—2009年的數(shù)據(jù)。

三、計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型分析

1、數(shù)據(jù)搜集

本文研究的農(nóng)民收入數(shù)據(jù)為面板數(shù)據(jù)，這些數(shù)據(jù)是對n=30個省份（district）分別在T=7個時期上（2003年，2004年，…，2009年）的搜集整理得到的。

2、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型建立

在經(jīng)濟(jì)學(xué)中，研究一個變量的變化受多個因素的影響時，往往可以考慮建立多元回歸模型進(jìn)行研究分析。為了解各種因素共同作用下對農(nóng)民收入的影響，我們將上述因素考慮在內(nèi)進(jìn)行多元回歸分析，初步設(shè)定模型為公式（1）所示的形式。

3、模型分析

（1）截面回歸

第一，可利用stata12軟件先對X1即ncpjgzs進(jìn)行回歸，由回歸結(jié)果可知：其中，R2不高，線性擬合優(yōu)度并不是很好，說明ncpscjgzs并不能很好預(yù)測income，但是t檢驗(yàn)顯著，說明ncpscjgzs可以預(yù)測income。Coef=-26.44128，表明農(nóng)民收入與農(nóng)產(chǎn)品價格之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。（農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格可能受農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格影響，但不是我們的研究重點(diǎn)）。農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格上升，相當(dāng)于生產(chǎn)成本上升，農(nóng)產(chǎn)品供給減少，由供需關(guān)系知農(nóng)產(chǎn)品價格可能會上升，進(jìn)而農(nóng)民收入增加。由回歸結(jié)果知，當(dāng)農(nóng)產(chǎn)品價格指數(shù)增加1時，預(yù)計(jì)農(nóng)民收入將下降26.44128元。

第二，在X1的基礎(chǔ)上加入X2即nyzcz回歸，由回歸結(jié)果知F檢驗(yàn)的P值顯著，易知加入X2即農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值時模型擬合的要比之前的要好些。由t檢驗(yàn)的P值小，回歸系數(shù)是比較顯著的。農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值對農(nóng)民收入是有影響的。

第三，在X1，X2的基礎(chǔ)上加入X3即escyzjz進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如公式（2）所示。

其中，R2不接近于1說明數(shù)據(jù)線性擬合程度不高；vif值用來檢驗(yàn)是否存在自相關(guān)，顯然多重共線性不強(qiáng)；對回歸方程做F檢驗(yàn)，F(xiàn)檢驗(yàn)是要檢驗(yàn)總體回歸方程是否顯著，顯然 F（3，206）=6，F(xiàn) 檢驗(yàn) p 值 =0.0006 說明回歸方程是顯著的；但t檢驗(yàn)的P值未完全通過，nyzcz的回歸系數(shù)不顯著，可能是農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值受其他因素影響，或樣本數(shù)據(jù)選取有限。

（2）地區(qū)固定效應(yīng)回歸

第一，固定時間效應(yīng)后，先對第一個解釋變量X1回歸，分析回歸結(jié)果知：固定地區(qū)后，t檢驗(yàn)p值變小，說明解釋變量X1比之前更顯著了；F檢驗(yàn)說明整體回歸方程是顯著的。

第二，固定時間效應(yīng)后，再加入第二個解釋變量X2回歸，由回歸結(jié)果可知：固定地區(qū)后，加入X1、X2后，整體回歸方程更有效，t檢驗(yàn)的P值也更小，回歸系數(shù)更顯著。

第三，固定地區(qū)，將三個解釋變量X1、X2、X3都加入回歸模型，回歸結(jié)果如圖1所示。

圖1

易知，R2不是很大，說明數(shù)據(jù)線性擬合程度并不是很好，但比之前未加入地區(qū)固定效應(yīng)時擬合得要好。

看 F 檢驗(yàn)，F(xiàn)（3，29）=54.39，比未固定地區(qū)時的 F（3，206）=6要大些，并且F檢驗(yàn)的p值，比未固定效應(yīng)時的0.0006更小了，更接近于0，說明總體回歸方程更顯著了?？碩檢驗(yàn)，3個解釋變量的P值比之前更小了，說明固定地區(qū)效應(yīng)后，3個解釋變量的回歸系數(shù)比之前更顯著了。

由此可見，固定地區(qū)后，無論擬合優(yōu)度還是t檢驗(yàn)比沒有固定地區(qū)時要更合理，并且經(jīng)濟(jì)效益也比較合理。說明固定地區(qū)效應(yīng)使得此模型更好了。

顯然，β1=-8.4432955，β2=1.4870651，β3=0.01315367

最后得到最優(yōu)的回歸方程，詳見公式（3）。

四、模型檢驗(yàn)

多重共線性檢驗(yàn)，詳見圖2。

圖2

從vif檢驗(yàn)中可以看出，多重共線性的問題不大。F檢驗(yàn)說明方程總體顯著，t檢驗(yàn)說明各個解釋變量顯著（上述分析已經(jīng)提及到）。

五、模型的結(jié)果解釋

影響農(nóng)民收入的因素可能有很多種，但由于數(shù)據(jù)的不可得性，本文最初設(shè)想了3個解釋變量，即農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和二三產(chǎn)業(yè)增加值。經(jīng)過建立模型和顯著性檢驗(yàn)表明農(nóng)民收入與這3個解釋變量確實(shí)存在關(guān)系。從運(yùn)行結(jié)果看，這三個變量對農(nóng)民收入的影響是各不相同的。

從農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)看，其系數(shù)是-8.4432955，說明農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格與農(nóng)民人均純收入呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，在假定其他解釋變量不變的情況下，當(dāng)農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)減少1時，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格就會增加8.4432955元；就農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值而言，其系數(shù)是1.4870651，說明農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值與農(nóng)民收入呈正相關(guān)關(guān)系，在假定其他解釋變量不變的情況下，當(dāng)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增加1億元時，農(nóng)民人均純收入就會增加1.4870651元；就二三產(chǎn)業(yè)增加值而言，其系數(shù)是0.0131536，說明二三產(chǎn)業(yè)增加值與農(nóng)民收入呈正相關(guān)關(guān)系，在假定其他解釋變量不變的情況下，當(dāng)二三產(chǎn)業(yè)增加值增長1億元時，農(nóng)民人均純收入就會增加0.0131536元。

六、結(jié)論

綜合上述分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格對農(nóng)民收入的影響最為顯著，因此政府應(yīng)該建立生產(chǎn)成本控制機(jī)制以利于農(nóng)資價格的穩(wěn)定，還應(yīng)加強(qiáng)對農(nóng)資價格的監(jiān)測：其一，政府要宏觀調(diào)控生產(chǎn)資料市場，降低農(nóng)資生產(chǎn)成本；其二，政府通過市場準(zhǔn)入機(jī)制，完善對生產(chǎn)資料價格的合理調(diào)控；其三，政府要投入人力、物力，加強(qiáng)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的監(jiān)督與檢查，確保農(nóng)資產(chǎn)品的質(zhì)量；其四，政府要完善農(nóng)資成本審核工作并健全農(nóng)資價格監(jiān)管系統(tǒng)，保證各環(huán)節(jié)有統(tǒng)一的農(nóng)資購銷價格；其五，政府要建立動態(tài)的農(nóng)資綜合補(bǔ)貼機(jī)制。

影響農(nóng)民收入的因素還有很多，如農(nóng)產(chǎn)品的收購價格、農(nóng)業(yè)剩余勞動力吸納能力等等，但由于數(shù)據(jù)資源問題，本文只是選取了幾個主要變量進(jìn)行分析，因此還需要我們進(jìn)一步的研究。

[1]董春宇、欒敬東：從收入結(jié)構(gòu)變化探討實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收途徑[J].鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)，2003（12）.

[2]董運(yùn)來、董玉珍、武翔宇：農(nóng)民收入主要影響因素的實(shí)證分析[J].沈陽農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會科學(xué)版），2005（3）.