河海大學企業(yè)管理學院　吳利霄　馬子建　宋琦

農(nóng)村居民人均收入的影響因素分析

河海大學企業(yè)管理學院吳利霄馬子建宋琦

本文通過實證分析，對影響農(nóng)村居民人均收入的因素進行分析，并使用Eviews軟件對1995年～2012年的農(nóng)村居民人均收入、第一產(chǎn)業(yè)人均增加值、第二產(chǎn)業(yè)人均增加值、第三產(chǎn)業(yè)人均增加值、糧食產(chǎn)量進行運算和檢驗，理清農(nóng)村居民人均收入和三種產(chǎn)業(yè)人均增值間的關系，最后為提高農(nóng)村居民人均收入提供合理化建議。

農(nóng)村居民 人均收入 影響因素 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

2020年我國計劃實現(xiàn)全面小康，其核心在全面，要求經(jīng)濟社會發(fā)展不能有短板，十三五期間，要把更多的人力、物力、財力放在補齊全面小康的短板上。而我國城鄉(xiāng)居民收入差距隨著發(fā)展已經(jīng)進一步拉大，這引發(fā)了許多社會問題。如“三農(nóng)”問題，就是指農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)民這三個問題，要解決農(nóng)民增收、農(nóng)業(yè)增長、農(nóng)村穩(wěn)定。而中國作為一個農(nóng)業(yè)大國，2015年初我國農(nóng)村人口達6.265億人。因而，提高農(nóng)村居民收入成為我國發(fā)展歷程中一個至關重要的課題。

薛宇峰采用總體收入不平等指數(shù)作為基尼系數(shù)的補充測度指標，實證分析了中國各?。▍^(qū)、市）間農(nóng)村收入分配不平等的程度和地區(qū)差異［1］。他認為，中國農(nóng)村收入分配不平等程度日益嚴重，農(nóng)村總體收入不平等指數(shù)在各?。ㄊ?、區(qū)）之間存在明顯差異。楊娜曼曾使用1989年～2011年最新的中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）微觀數(shù)據(jù)，考察了我國農(nóng)村家庭收入構(gòu)成的演變，估計了各個解釋變量對農(nóng)民純收入差距的貢獻，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村基尼系數(shù)自2006年以來已經(jīng)突破了0.5，收入差距懸殊；非農(nóng)收入差距對農(nóng)民純收入差距的貢獻最大；教育年限、政治資本是影響農(nóng)村收入差距最大的兩個因素［2］。

1　數(shù)據(jù)的收集與整理

本文采用時間序列經(jīng)濟模型分析1995年～2012年的年度數(shù)據(jù)。本文的原始數(shù)據(jù)資料來自于江蘇省1993年～2013年統(tǒng)計局提供的統(tǒng)計年鑒，其中一些指標是經(jīng)過整理加工得到的。主要對兩個問題進行探討。首先對農(nóng)村居民人均收入增長和第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值的增長進行分析，并進行穩(wěn)定性檢驗和協(xié)整分析，得出誤差修正模型。其次筆者將全國糧食總產(chǎn)量和第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值進行協(xié)整分析，并得出兩者間的關系，以得到糧食生產(chǎn)對第一產(chǎn)業(yè)的貢獻度。

2　模型的建立與數(shù)據(jù)檢驗

2.1數(shù)據(jù)穩(wěn)定性檢驗

表1　數(shù)據(jù)穩(wěn)定性檢驗

經(jīng)檢驗數(shù)據(jù)均二階平穩(wěn)，其中y為農(nóng)村居民人均收入（單位為元），x1為第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值（單位為元），x2為第二產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值（單位為元），x3為第三產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值（單位為元）。ln （y）為被解釋變量，其它變量為解釋變量。

2.2協(xié)整分析

通過數(shù)據(jù)回歸，ln（x2）沒有線性顯著，因而被舍去，其對應的模型對應的殘差值et，其et=resid。經(jīng)檢驗，et通過檢驗因而得出log（y）=3.389158+0.753503ln（x1）+0.13362ln（x3）。

2.3誤差修正模型

對上述模型進行誤差修正，其中dln（y）t=ln（yt）-ln（yt-1）；dln（y）t-1=ln（yt-1）-ln（yt-2）；dln（x1）t=ln（x1t）-ln（x1t-1）；dln（x1）t-1=ln（x1t-1）-ln（x1t-2）；dln（x3）t=ln（x3t）-ln（x3t-1）；dln（x3）t-1=ln（x3t）-ln（x3t-2）；得最終的誤差修正模型，在短期內(nèi)dln（y）t=0.416616*dln（y）t-1+0.549935*dlog（x1）t

2.4農(nóng)村居民人均收入增長同各產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值在長期和短期的分析

較長的時間中它們間的關系式為ln（y）=3.389158+0.75 3503ln（x1）+0.13362ln（x3），而短期誤差修正模型為：dlog（y）t=0.416616*dlog（y）t-1+0.549935*dln（x）t。從長遠發(fā)展來看，農(nóng)村居民人均收入的增長主要和第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值有關，第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值同農(nóng)村居民人均收入的彈性達75.35%，此外，農(nóng)村居民人均收入和第三產(chǎn)業(yè)也有緊密聯(lián)系，而第二產(chǎn)業(yè)在本次回歸分析中沒有表現(xiàn)出顯著性，可能由于我國近年工業(yè)人均增加值較為緩慢，表現(xiàn)為先緩增，后快速發(fā)展有關。從短期來看，對農(nóng)村居民收入影響最為突出的仍舊是第一產(chǎn)業(yè)的增長。因而筆者繼續(xù)就第一產(chǎn)業(yè)人均增值和我國糧食總量進行研究。

3　第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值與糧食總產(chǎn)量的研究

3.1平穩(wěn)性檢驗及協(xié)整檢驗

建立新的解釋變量（x）和被解釋變量（y），x為糧食總產(chǎn)量，單位為千萬噸；y為第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值，單位為元。經(jīng)檢驗x與y均為二階平穩(wěn)數(shù)列，并通過協(xié)整檢驗。對數(shù)據(jù)進行回歸得：y=-810.2767+ 19.89299x，建立誤差修正模型并對其進一步修正后，短期內(nèi)有：dy=15.78733+4.505870*dx

3.2長短期模型分析

長期內(nèi)y=-810.2767+19.89299x，短期內(nèi)dy=15.78733+ 4.505870*dx。從長期來看，每增加19.8929千萬噸，農(nóng)村居民人均收入僅增加19.89299元，農(nóng)業(yè)糧食生產(chǎn)做為第一產(chǎn)業(yè)貢獻最大的，其對推動第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值的增長力度并不大；而在短期每增加一千萬噸的糧食生產(chǎn)，第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值僅增加4.50587元，而目前我國糧食總產(chǎn)量僅在50～60千萬噸左右徘徊，即糧食的生產(chǎn)為第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值在短期內(nèi)做出大概為230元的貢獻。因而，按照近年糧食生產(chǎn)產(chǎn)量增長趨勢的發(fā)展，短期內(nèi)第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值不能得到快速提高。

4　結(jié)合兩個模型進行分析

從上文得到的數(shù)據(jù)關系進行總體分析，得出它們之間的線性關系，如表2所示。

表2　兩個模型的線性關系

為區(qū)分兩個模型間解釋變量與被解變量的對應值，表2中y為農(nóng)村居民人均收入（元），x1為第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值（元），x3為第三產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值（元），r為糧食生產(chǎn)總量（千萬噸）。從式1，可知伴隨經(jīng)濟發(fā)展，第一產(chǎn)業(yè)依舊較第二、第三產(chǎn)業(yè)對農(nóng)村居民人均收入影響更大，第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值每增加1%，農(nóng)村居民人均收入增加0.7535%。而第三產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值增加1%，農(nóng)村居民人均收入增加0.1362%。短期內(nèi)，依據(jù)式2農(nóng)村居民人均收入增長和前一期的收入增長值及同期的第一產(chǎn)業(yè)人均增長值有關，因而農(nóng)村居民人均收入具有一定的慣性，且短期內(nèi)的收入增長依然和第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增加有著密切聯(lián)系。而我國近年來第一產(chǎn)業(yè)人均增加值增長緩慢，故而在短期內(nèi)提高農(nóng)村居民收入有很大的難度。式3針對第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值和我國糧食總產(chǎn)量進行分析，可知我國糧食每增加1千萬噸，第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值增加19.89229元，雖然系數(shù)較大，但是必須指出的是我國近年來糧食增長速度放慢，總產(chǎn)量在60千萬噸左右徘徊。式4表明短期內(nèi)，我國糧食產(chǎn)量每增長1千萬噸，第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值僅增加4.505870元，故而短期內(nèi)僅從大力發(fā)展農(nóng)業(yè)還不能讓農(nóng)村居民人均收入得到快速提高。

5　結(jié)論與政策建議

我國作為農(nóng)業(yè)大國，全國農(nóng)村居民于2015年初達到6.265億人，農(nóng)村居民人均收入的進一步提高對實現(xiàn)我國2020年全面建成小康社會有著重要作用。民生問題也是我國當前面臨的重要問題之一。但從目前來看，我國農(nóng)村居民人均收入仍有待提高。從模型上看，在我國過去發(fā)展的歷程中，農(nóng)村居民人均和第一產(chǎn)業(yè)的關系密切，但由于資源有限，我國以農(nóng)業(yè)為主的第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值的增長必然是緩慢的。因而，僅從提高糧食產(chǎn)量方面來提高農(nóng)村居民人均收入是困難的，我國農(nóng)業(yè)將面臨轉(zhuǎn)型，我國農(nóng)村居民需要拓寬就業(yè)面及抓住更多的機遇才能實現(xiàn)收入的快速增長。在這一過程中，阻礙我國農(nóng)民人均收入增長的因素主要表現(xiàn)在以下幾個方面。

（1）我國農(nóng)村居民受教育水平整體偏低，使農(nóng)民在勞動力市場上的就業(yè)面受限。農(nóng)民在受教育程度、科技素質(zhì)、思想觀念及對農(nóng)業(yè)政策的關注力度不夠，成為傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的一大障礙。

（2）農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整緩慢，帶來的經(jīng)濟增長較小。

（3）新常態(tài)下GDP增長速度放緩，就業(yè)形勢更為嚴峻，使農(nóng)村的剩余勞動力增加，就業(yè)困難。

（4）就業(yè)信息的傳播渠道未充分發(fā)揮應有的作用，信息不對稱。

（5）鄉(xiāng)村地區(qū)的基礎設施建設整體落后，不利于生產(chǎn)。

我國是世界農(nóng)業(yè)大國，雖然我國城鎮(zhèn)化率在穩(wěn)步提高，但近10年我國仍將有很大數(shù)量的農(nóng)村居民。我國農(nóng)村居民收入提高面臨著各種阻礙因素，為克服這些問題帶領農(nóng)民奔小康，就要帶動我國經(jīng)濟的發(fā)展，就必須要增加農(nóng)民的收入。

通過以下途徑可以提高農(nóng)村居民人均收入。第一，加強農(nóng)村基礎設施建設，引入先進的培植技術。第二，加強鄉(xiāng)鎮(zhèn)教育的發(fā)展建設，全面提高鄉(xiāng)鎮(zhèn)居民的知識教育水平。第三，拓寬就業(yè)信息傳播渠道，使農(nóng)村剩余勞動力充分就業(yè)。第四，提高對農(nóng)業(yè)的轉(zhuǎn)移支付，提高農(nóng)民的福利。第五，推進鄉(xiāng)村的民主進程建設，讓高素質(zhì)人才擔任村干部。

［1］薛宇峰.中國農(nóng)村收入分配差距的現(xiàn)狀和空間分布特征［J］.財經(jīng)研究，2015，5（2）.

［2］楊娜曼.基于灰色理論的湖南糧食生產(chǎn)發(fā)展因素影響力評價［J］.中國農(nóng)學通報，2012（32）.

［3］方文婷.1978-2006中國農(nóng)村收入情況淺析［J］.中國科技新產(chǎn)品，2009（7）.

［4］周維明.基于要素的農(nóng)村收入差距分析［J］.商場現(xiàn)代化，2009 （14）.

［5］姜海濱.我國增值農(nóng)業(yè)發(fā)展情況概述［J］.黑龍江對外經(jīng)貿(mào)，2008 （7）.

F328

A

2096-0298（2016）08（b）-134-02