喬元晶??

摘 要：“三農(nóng)”問題一直受到黨和國家的高度重視，其中的農(nóng)民問題更是重中之重，而農(nóng)民的收入問題則是農(nóng)民問題中最為突出的表現(xiàn)。從農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的角度出發(fā)，在現(xiàn)有研究成果的基礎(chǔ)上，利用1985-2011年的截面數(shù)據(jù)，建立多元線性回歸模型，運(yùn)用eviews軟件進(jìn)行參數(shù)估計，以尋求影響農(nóng)民收入的主要因素。最終總結(jié)出農(nóng)業(yè)勞動力占農(nóng)村勞動力比重、農(nóng)業(yè)機(jī)械動力、農(nóng)村居民家庭平均每戶生產(chǎn)用固定資產(chǎn)原值和農(nóng)業(yè)財政支出為現(xiàn)階段影響我國農(nóng)民收入的主要因素。結(jié)合影響因素，提出如何提高農(nóng)民收入的建議。

關(guān)鍵詞：農(nóng)民收入現(xiàn)狀；農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)；多元線性回歸

中圖分類號：F2 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A doi：10.19311/j.cnki.16723198.2017.27.003

1 引言

自改革開放以來，各種惠農(nóng)政策的提出致使農(nóng)民的收入水平持續(xù)增高，農(nóng)民人均純收入已經(jīng)由1978年的133.6元升高到2011年的6977元。然而這與同階段的城市人口收入水平有著較大的差距，與此同時，農(nóng)民收入的增長速度相對緩慢，直接導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)愈演愈烈的態(tài)勢，這與共同建設(shè)小康社會，實現(xiàn)共同富裕的目標(biāo)背道而馳。

在19世紀(jì)初，英國經(jīng)濟(jì)學(xué)家大衛(wèi)李嘉圖在《政治經(jīng)濟(jì)學(xué)及其賦稅原理》中指出，由于工業(yè)和農(nóng)業(yè)部門在生產(chǎn)方式和產(chǎn)品需求方式等方面的不同，導(dǎo)致了不斷擴(kuò)大的城鄉(xiāng)收入差距。徐宏峰應(yīng)用了灰色關(guān)聯(lián)度數(shù)學(xué)模型，分析影響江蘇"十五"期間農(nóng)民收入的主要因素以及存在問題，并對未來幾年如何增加農(nóng)民收入提出建議。本文在將數(shù)據(jù)更新至最新的基礎(chǔ)上，采用描述性統(tǒng)計以及回歸分析的方法來分析我國農(nóng)民收入現(xiàn)狀以及影響因素。

2 改革開放以來農(nóng)民收入現(xiàn)狀統(tǒng)計分析

衡量農(nóng)民收入水平的指標(biāo)包括農(nóng)民人均純收入和農(nóng)民人均總收入，其中農(nóng)民人均純收入是評價農(nóng)民收入的指標(biāo)。農(nóng)民人均總收入是指農(nóng)村居民全年從各種來源得到的全部實際收入，包括工資性收入（勞動者報酬）、家庭經(jīng)營收入、財產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入。農(nóng)民人均總收入扣除從事生產(chǎn)和非生產(chǎn)經(jīng)營費用支出、交納稅款、上交集體提留和攤派等以后剩余的部分就構(gòu)成了農(nóng)民人均純收入，可直接用于農(nóng)村居民進(jìn)行生產(chǎn)性、非生產(chǎn)性建設(shè)投資、生活消費和積蓄。

改革開放以來，我國農(nóng)民人均純收入大幅提高，從1978年的人均134元增加到2011年的人均6977.29元，增長了6843.29元，年均增長207元。自改革開放至90年代，農(nóng)民收入緩慢增長，從上世紀(jì)90年代起特別是1994年之后，農(nóng)民收入呈現(xiàn)出較快的增長速度。

3 影響農(nóng)民收入因素的實證分析

3.1 指標(biāo)體系的建立與數(shù)據(jù)收集

在查閱了相關(guān)文獻(xiàn)以及對農(nóng)民人均收入的結(jié)構(gòu)分析后，選取了對農(nóng)民收入影響相對較大的幾個指標(biāo)，而對于一些影響程度較小的指標(biāo)并未納入模型。在經(jīng)過多次建立模型比較篩選后，最終建立以下指標(biāo)體系。

X1農(nóng)業(yè)勞動力占農(nóng)村勞動力比重。X2農(nóng)業(yè)機(jī)械動力（萬千瓦）。X3農(nóng)村居民家庭平均每戶生產(chǎn)用固定資產(chǎn)原值（元）。X4化肥施用量（萬噸）。X5每百個勞動力中文盲、半文盲個數(shù)。X6農(nóng)業(yè)財政支出（億元）。

3.2 模型的建立

多元線性回歸是研究一個因變量和多個自變量之間是否存在線性關(guān)系或相互依存關(guān)系，并能通過回歸方程把這種線性相關(guān)關(guān)系表示出來，即回歸方程表示的是一個因變量和多個自變量之間的線性相關(guān)關(guān)系。多元線性回歸模型用來分析多個自變量與因變量之間的相互依存程度或者說相關(guān)性分析，可以找出某些自變量對因變量的影響程度。

由于農(nóng)民收入受到上述六個因素的影響，因此農(nóng)民收入Y與各個因素之間的函數(shù)關(guān)系式為。這里選用被解釋變量與多個解釋變量的線性關(guān)系，也就是多元線性回歸。模型形式如下：

Y=β+β1×X1+β2×X2+β3×X3+β4×X4+β5×X5+β6×X6+Ui

其中，Y為農(nóng)民收入，X1-X6分別為上一節(jié)所選取的六個指標(biāo)，Ui為隨機(jī)擾動項。

3.3 βi參數(shù)估計

將上述表中數(shù)據(jù)導(dǎo)入EVIEWS軟件進(jìn)行分析，其結(jié)果如下：

Y=2587.856-48.60054×X1+0.020706×X2+0.117879×X3+0.276912×X4+27.61222×X5+0185964×X6

t=-2.83485 2.059265 4.457588 0.750136 1.009609 6.320506

R2=0.998301 F=1958.410 DW=1.352748

3.4 多重共線性的修正和異方差的檢驗與修正

整個模型擬合效果較好，可通過F檢驗，但是一些參數(shù)的t檢驗并不顯著，X5對應(yīng)參數(shù)甚至出現(xiàn)了與預(yù)期相反的結(jié)果（農(nóng)民收入應(yīng)該與每百個勞動力中文盲、半文盲個數(shù)呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)的關(guān)系），模型可能存在著多重共線性。

一些變量的相關(guān)系數(shù)很高，說明模型存在多重共線性。采用逐步回歸法修正多重共線性，分別作Y對X1-X6的一元回歸模型。

結(jié)果顯示，當(dāng)加入X2時，可決系數(shù)X2兩個參數(shù)都顯著提升，保留X2后，依次加入其他變量進(jìn)行回歸，并且重復(fù)上述步驟，得到最終回歸結(jié)果。

修正多重共線性之后的方程為

Y=4167.99-53.8134×X1+0.02484×X2+011293×X3+0.20223×X6

t=-8.686695 8.399554 4.394856 9980105

R2=0.998186 F=3026.38 F=1.276625

再進(jìn)行white檢驗，結(jié)果如下：nR2=17.04299，在α=0.05的顯著水平下，查X2分布表，得臨界值x20.05（14）=23.6848，除X1和X12的t檢驗顯著外，其余參數(shù)均不能通過t檢驗。比較計算x2的統(tǒng)計量和臨界值，因為nR2=17.04299

3.5 自相關(guān)的檢驗與修正

按照時間順序繪制回歸殘差項的圖形，如圖3所示。

et隨著t的變化逐次有規(guī)律的變化，呈鋸齒形的變化，判斷出ut存在著自相關(guān)。進(jìn)行一階B-G檢驗：LM（1）=nR2=3.741002x20.1（1）=270554，因此拒絕原假設(shè)H0，模型存在一階自相關(guān)。故采用科克倫-奧科特迭代法修正自相關(guān)。將AR（1）引入模型，構(gòu)建回歸方程得到如下結(jié)果：

經(jīng)過16次迭代，p在α=0.05的顯著性水平下顯著為零，也就是消除了自相關(guān)。此時的DW=2063799，dL=1.861，dL=1.004，dL

最終的回歸方程為：

Y=4450.441-58.1310×X1+0.02749×X2+0086790×X3+0.212769×X6

t=-5.792121 8.084999 3.331374 7687885 R2=0.998552 F=2758.190

β1=-58.1310表示農(nóng)業(yè)勞動力占農(nóng)村勞動力的比重對農(nóng)民收入有著顯著的負(fù)向影響。農(nóng)村勞動力中的農(nóng)業(yè)勞動力平均增加1%，則農(nóng)民收入平均減少58.13102。

β2=0.02749表示農(nóng)業(yè)機(jī)械動力（萬千瓦）對農(nóng)民收入有正向的影響。農(nóng)業(yè)機(jī)械動力每增加1萬千瓦，農(nóng)民收入平均增加0.02749元。

β3=0.086790表示農(nóng)村居民家庭平均每戶生產(chǎn)用固定資產(chǎn)原值對農(nóng)民收入有正向影響。農(nóng)村居民家庭平均每戶生產(chǎn)用固定資產(chǎn)原值每增加1元，農(nóng)民收入平均增加0.086790元。

β6=0.212769表示農(nóng)業(yè)財政支出對農(nóng)民收入有較強(qiáng)的正向影響。農(nóng)業(yè)財政支出每增加1億元，農(nóng)民收入平均增加0.212769元。

4 增加農(nóng)民收入的建議

黨的十八大上提出，“解決好農(nóng)業(yè)農(nóng)村農(nóng)民問題是全黨工作重中之重”。根據(jù)回歸模型，提出以下建議：

第一，減少農(nóng)村勞動力中農(nóng)業(yè)勞動力的比重。具體措施有：（1）加強(qiáng)農(nóng)村教育的建設(shè)，提高農(nóng)村勞動力素質(zhì)。（2）探索和建立有利于農(nóng)民務(wù)工就業(yè)的勞動報酬制度。（3）加快城市化進(jìn)程。城市化在聚集人口、擴(kuò)大內(nèi)需、促進(jìn)就業(yè)等方面有重要的作用。

第二，增加農(nóng)業(yè)機(jī)械動力以及農(nóng)村居民家庭平均每戶生產(chǎn)用固定資產(chǎn)原值。推進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械化的進(jìn)程，通過農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼等方式增加大中型機(jī)械的數(shù)量，引導(dǎo)農(nóng)民購買科技含量高、復(fù)合作業(yè)性能強(qiáng)的農(nóng)機(jī)具。

第三，加大農(nóng)業(yè)財政支出。增加農(nóng)業(yè)支出的絕對量的同時應(yīng)該增大農(nóng)業(yè)支出占總財政支出的比例，確保支農(nóng)資金的實際施用量，提高支農(nóng)資金的利用效率。

參考文獻(xiàn)

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