閆明浩，張勁松

(中南民族大學(xué)管理學(xué)院，湖北武漢 430074)

1 我國農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的發(fā)展演進歷程

1.1 自給自足經(jīng)濟與傳統(tǒng)小農(nóng)經(jīng)濟 小農(nóng)經(jīng)濟是新中國成立之初我國農(nóng)業(yè)的主要生產(chǎn)經(jīng)營模式，在很長的傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)社會內(nèi)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)都維持在糊口水平上，農(nóng)戶家庭都是根據(jù)家庭的實際消費需求做出生產(chǎn)經(jīng)營決策。一直到20世紀(jì)80年代，以市場化為導(dǎo)向的經(jīng)濟體制為我國農(nóng)業(yè)的發(fā)展帶來了翻天覆地的變化，使單個農(nóng)戶家庭的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)很大程度上高出了其保持生存必需的水平。

1.2 “人民公社化”運動與集體化農(nóng)戶 在1953年完成土地改革后，我國政府隨即頒布相關(guān)文件，在農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)問題上，有步驟地進行社會主義改造，并鼓勵完成土地改革的地區(qū)實施農(nóng)業(yè)生產(chǎn)互助合作。為了盡快提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力、改良農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，毛澤東同志認(rèn)為小社不能使農(nóng)民的生產(chǎn)力得到充分發(fā)揮，合作互助的腳步不能停止，要建立大社，實施進一步的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)合作，實行集體土地所有制。

1.3 家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制與市場化小戶 1978年改革開放拉開了農(nóng)業(yè)的家庭經(jīng)營大幕，全國各個地區(qū)開始實施家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制。從此，我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)就是家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制。人民公社體制被廢除以后，農(nóng)民無論是從身份上還是從經(jīng)濟上，都擺脫了人民公社化運動中制度的約束。擁有農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營者應(yīng)享有的生產(chǎn)經(jīng)營自主權(quán)，解除農(nóng)民與土地的捆綁，實現(xiàn)了農(nóng)村勞動力的自由流動，保障了農(nóng)民的政治民主權(quán)。以市場化為導(dǎo)向市場經(jīng)濟體制鼓勵農(nóng)民積極進行外界交流，擺脫傳統(tǒng)的封閉經(jīng)營方式，在身份上獲得自由的農(nóng)民，在投入市場的過程中表現(xiàn)出極大的熱情。

1.4 新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營體系與規(guī)?；r(nóng)戶 盡管家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制實施后，離散農(nóng)戶的生產(chǎn)熱情被極大地調(diào)動起來，農(nóng)民收入水平也被提高。但是，由于改革進程的不斷推進，市場環(huán)境的不斷變化，因為制度改變而給農(nóng)業(yè)經(jīng)濟帶來的動力很快就被耗盡，這種情況在種植業(yè)中表現(xiàn)的最為突出?，F(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展需要規(guī)?；?jīng)營，創(chuàng)新農(nóng)業(yè)經(jīng)營體制是中央一號文件的中心內(nèi)容，這表明農(nóng)業(yè)的規(guī)模化經(jīng)營將是創(chuàng)新的主要方向，建設(shè)家庭農(nóng)場等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體是創(chuàng)新的主要內(nèi)容，既堅持了家庭化的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特征，又可以達到提高農(nóng)民收入和提高農(nóng)作物產(chǎn)量的雙重目的。

2 影響新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體收入的因素分析

2.1 指標(biāo)選取與研究假設(shè) 新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的建設(shè)是我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展的重要方向，雖然近幾年我國新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的數(shù)量在不斷上升，但是新型農(nóng)業(yè)主體的收入增幅卻不是很大，這直接影響到我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進程和我國農(nóng)村的穩(wěn)定局面。目前，已有大量關(guān)于農(nóng)民收入問題的文獻研究，但是對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體收入的研究比較欠缺，筆者基于現(xiàn)有文獻，提出如下假設(shè)。

假設(shè)1:農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值比重越高，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的收入就越高。婁夏等［1］通過對黑龍江省農(nóng)民收入問題的研究，指出農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值比重指標(biāo)是黑龍江省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的重要指標(biāo)，該比重與收入之間有一定聯(lián)系;李雙鳳［2］運用灰色關(guān)聯(lián)理論對福建農(nóng)民收入因素進行分析，發(fā)現(xiàn)對農(nóng)民收入有重要影響的3個因素分別是種植業(yè)收入、牧業(yè)收入、漁業(yè)收入;李春林等［3］以我國27個省份為研究對象，指出農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值是影響農(nóng)民收入的一個重要因素。因此，選取種植業(yè)總產(chǎn)值占農(nóng)、林、牧、漁總產(chǎn)值的比重作為一個分析指標(biāo)。

假設(shè)2:新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體文化程度越高，收入就越高。王麗［4］認(rèn)為農(nóng)民的受教育水平越高，其收入就越穩(wěn)定;董運來等［5］分析了影響農(nóng)民收入的諸多因素，指出制度、科技、組織、教育對農(nóng)民的收入起著決定性作用;陳建梅［6］基于西方的人力資本理論，認(rèn)為農(nóng)民的受教育水平和收入之間呈正相關(guān)關(guān)系。因此，選取受教育水平作為一個分析指標(biāo)。

假設(shè)3:農(nóng)作物的播種規(guī)模越大，收入就越高。姚麗虹等［7］在對廣東省農(nóng)民收入問題的研究中，指出耕地面積的規(guī)模，特別是常用耕地面積的規(guī)模，將會對農(nóng)民的收入產(chǎn)生持續(xù)的影響;賴歡等［8］以江西省農(nóng)民收入問題為研究對象，認(rèn)為保護耕地面積，確保灌溉面積和播種面積是保障農(nóng)民收入的重要舉措［8］。因此，選取農(nóng)作物播種規(guī)模為一個分析指標(biāo)。

假設(shè)4:財政支出越多，收入就越高。羅譽［9］從目前農(nóng)村的實際情況出發(fā)，財政對農(nóng)業(yè)的投入力度越多，增收的效果就越明顯;王承宗［10］在河南省農(nóng)民問題的研究中，指出農(nóng)業(yè)是弱勢產(chǎn)業(yè)，財政在農(nóng)業(yè)增收的問題上扮演者重要角色;郭英等［11］通過研究1978～2008年數(shù)據(jù)擬合的多變量協(xié)整模型，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)財政在長期可顯著提高農(nóng)民收入。因此，選取財政支出為一個分析指標(biāo)。

2.2 建立經(jīng)濟學(xué)模型 現(xiàn)以全國為例，分析新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體收入與各影響因素關(guān)系，并建立數(shù)學(xué)模型。該研究使用1990～2012年的年度數(shù)據(jù)進行分析，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。為了避免價格波動對數(shù)據(jù)可比性的影響，以1990年為基期的居民消費價格指數(shù)對農(nóng)民純收入指標(biāo)進行了價格調(diào)整。為了避免指標(biāo)單位不同引起的誤差，將原始數(shù)據(jù)先進行標(biāo)準(zhǔn)化處理。所構(gòu)建的模型如下:

式中，Y表示新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體純收入;X1為種植業(yè)總產(chǎn)值占農(nóng)、林、牧、漁總產(chǎn)值的比重，X2為農(nóng)民受教育水平;X3為農(nóng)作物播種面積;X4為財政支出;μt為隨機誤差項，代表所有未納入模型中但影響農(nóng)民收入的其他因素。

利用Eviews軟件分析模型回歸結(jié)果見表1。

表1 變量初始分析

模型的 R2值為0.989，F(xiàn) 統(tǒng)計量為 407.101，D.W.統(tǒng)計量為1.266 3。模型可能存在的多重共線性。從表1可以看出，X1、X2、X3系數(shù)估計值均有通過t檢驗，但是X4的系數(shù)估計值沒有通過t檢驗。

2.3 多重共線性的檢驗及修正

2.3.1 相關(guān)性系數(shù)分析。從表2可以看出，各個解釋變量之間的相關(guān)性程度較高，所以各變量之間存在多重共線性。

表2 相關(guān)性系數(shù)

2.3.2 逐步回歸進行多重共線性的修正。

(1)分別做 X1、X2、X3、X4的一元回歸分析，結(jié)果見表3。

表3 各變量的一元回歸分析

由表3可以看出，各變量系數(shù)t檢驗是顯著的，但是加入變量X3的方程修正的可決系數(shù)最大。因此，選擇以X3為基礎(chǔ)，逐次進行回歸分析。

(2)以X3為基礎(chǔ)，順次加入其他變量逐步回歸，結(jié)果見表4。

由表4可知，加入X1和X2后，t檢驗均是顯著的，F(xiàn)檢驗也是顯著的，而且修正可決系數(shù)也有改善，擬合優(yōu)度有所提高，但是加入X4后，沒有通過t檢驗，模型擬合優(yōu)度下降。并且從相關(guān)系數(shù)矩陣也可以看出，這3個解釋變量高度相關(guān)，同時放入模型一定會引起嚴(yán)重的多重共線性，所以對X1、X2、X3予以保留，剔除變量X4，分析結(jié)果為:

表4 逐步回歸分析

2.4 自相關(guān)檢驗 根據(jù)OLS計算結(jié)果，由D.W.=1.209，給定顯著性水平a=0.05，查D-W表，得下限臨界值dL=1.08，上限臨界值dU=1.66，因為dL＜DW＜dU，所以DW判斷生效，進行偏相關(guān)檢驗，結(jié)果見圖1。

從圖1可以看出，偏相關(guān)系數(shù)的直方圖均在虛線部分之內(nèi)，因此模型不存在自相關(guān)性。

2.5 異方差檢驗 使用Eviews對修正后的模型進行異方差檢驗，結(jié)果顯示:顯著性水平為0.05，由于 χ20.05(9)=16.919 ＜NR2=17.43，因此不接受原假設(shè)，模型存在異方差。對模型進行修正，將變量賦予權(quán)重1/abs(resid)進行分析，最終模型為:

2.6 模型經(jīng)濟意義 該最終模型的經(jīng)濟意義為:假設(shè)其他變量不變的情況下，當(dāng)種植業(yè)總產(chǎn)值的比重增加1個單位，收入將增加0.18個單位;當(dāng)農(nóng)民受教育水平上升1個單位，收入將增加0.32個單位;農(nóng)作物播種面積增加1個單位，收入將增加0.88個單位。

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論 實證結(jié)果表明，農(nóng)作物播種面積對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體收入影響最為顯著，種植業(yè)總產(chǎn)值占農(nóng)、林、牧、漁總產(chǎn)值的比重對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的影響最小;農(nóng)民受教育水平對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體也有一定程度的影響。

3.2 對策建議

3.2.1 規(guī)范土地流轉(zhuǎn)制度，滿足新型經(jīng)營主體生產(chǎn)要求。解決好土地流轉(zhuǎn)問題是新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體發(fā)展的基礎(chǔ)，因而有必要從根本上給予相關(guān)重視。市場價格機制在規(guī)范農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場中扮演著重要角色，它可以引導(dǎo)農(nóng)民將土地進行轉(zhuǎn)包、出租、互換和股份合作等土地流轉(zhuǎn)行為，使生產(chǎn)經(jīng)營能力較低的農(nóng)民能夠利用市場機制把土地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)給經(jīng)營能力較高的農(nóng)民，從而提高土地流轉(zhuǎn)綜合效益和拓展土地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)空間。

3.2.2 優(yōu)化農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，拓寬新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體增收途徑。根據(jù)市場中供求關(guān)系的變化規(guī)律，單純地依靠增加農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量、提高農(nóng)產(chǎn)品價格來增加新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的收入是不現(xiàn)實的。因此必須從多元化角度出發(fā)，綜合考慮不同層次和不同種類消費者的需求，利用現(xiàn)代農(nóng)業(yè)科技提高產(chǎn)業(yè)效率，提高產(chǎn)品質(zhì)量，增加農(nóng)產(chǎn)品的附加值，只有這樣才能從根本上提高新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的收入。

3.2.3 加大財政支持力度，提高新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體發(fā)展效率。政府應(yīng)繼續(xù)增加對農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投入和加大農(nóng)業(yè)政策支持的力度，進一步完善對農(nóng)業(yè)公共政策和共投入的評價機制。對于一些專門針對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的扶持政策，要采取直接下達的方式，保證政策落實到位。另外，應(yīng)進一步賦予基層組織更多的權(quán)利，允許基層在合理的范圍內(nèi)對資金和政策作出進一步的規(guī)劃，從而提高農(nóng)業(yè)扶持政策的效率。

3.2.4 增加教育投入，提高新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體文化水平。農(nóng)民學(xué)歷水平不夠高，其中，初中以下學(xué)歷占到70%以上，再加上新一代的農(nóng)民大都選擇外出務(wù)工放棄了在家務(wù)農(nóng)，因此出現(xiàn)了農(nóng)民的整體素質(zhì)跟不上農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展步伐的窘境。本著把新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體培養(yǎng)成有文化、懂技術(shù)、會經(jīng)營的現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)經(jīng)營者的目標(biāo)，各地區(qū)應(yīng)結(jié)合自身的實際情況，借助當(dāng)?shù)氐霓r(nóng)業(yè)教育資源，建立農(nóng)民教育培訓(xùn)基地。在具體實施過程中，應(yīng)因地制宜，針對不同農(nóng)民群體采取不同的培訓(xùn)方式，重點培養(yǎng)一批具有現(xiàn)代化市場競爭意識的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體。

［1］婁夏，張德華.黑龍江省農(nóng)民收入影響因素分析［J］.中國農(nóng)學(xué)通報，2014(9):116－121.

［2］李雙鳳，楊文鳳.福建省農(nóng)民收入影響因素灰色關(guān)聯(lián)分析［J］.華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版)，2010(4):43－46.

［3］李春林，任博雅.基于面板數(shù)據(jù)的中國農(nóng)民收入影響因素分析［J］.經(jīng)濟與管理，2009(4):26－28.

［4］王麗.中國農(nóng)民收入影響因素的計量經(jīng)濟分析［J］.企業(yè)導(dǎo)報，2011(14):22 －23.

［5］董運來，董玉珍，武翔宇.農(nóng)民收入主要影響因素的實證分析［J］.沈陽農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版)，2005(3):272－274.

［6］陳建梅.我國農(nóng)民收入增長的主要影響因素分析［J］.哈爾濱商業(yè)大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版)，2010(2):15 －17.

［7］姚麗虹，趙陽.廣東農(nóng)民收入影響因素的實證分析［J］.廣東農(nóng)業(yè)科學(xué)，2009(7):280－283.

［8］賴歡，葉玉雯，王婉婷.江西省農(nóng)民收入影響因素及對策分析［J］.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟與科技，2015(2):82－83.

［9］羅譽.我國農(nóng)民收入水平影響因素及其實證分析［J］.臺灣農(nóng)業(yè)探索，2010(1):27－31.

［10］王承宗.河南農(nóng)民收入影響因素的實證分析［J］.中國農(nóng)學(xué)通報，2012(20):226－229.

［11］郭英，曾孟夏.我國農(nóng)業(yè)支持與農(nóng)民收入和消費的再思考:基于整體性的多變量協(xié)整系統(tǒng)［J］.經(jīng)濟問題，2011(11):77－81.