河北省農(nóng)民非農(nóng)收入影響因素實證分析

于 婧

（石家莊鐵道大學 經(jīng)濟管理學院，河北 石家莊 050043）

隨著農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟的快速發(fā)展，河北省農(nóng)民人均純收入水平大幅度提高，但是自1997年開始，全省農(nóng)民人均純收入總體增長趨勢減緩，其中一個重要原因是河北農(nóng)民非農(nóng)收入的增長速度減緩。在這一背景下，研究河北省農(nóng)民非農(nóng)收入的影響因素，并根據(jù)研究結(jié)果提出相關(guān)的對策建議，對促進河北農(nóng)民增收具有現(xiàn)實意義。

國內(nèi)很多學者給出了農(nóng)民非農(nóng)收入的定義，基于研究目的的需要，本文采用任國強［1］對農(nóng)民非農(nóng)收入的定義，即：農(nóng)民非農(nóng)收入，指的是戶口在農(nóng)村的勞動者，在一定時間內(nèi)離開本地農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的生產(chǎn)活動，從事工業(yè)、服務(wù)業(yè)或外地農(nóng)業(yè)的就業(yè)活動而得到的收入，它等于工資性收入和非農(nóng)家庭經(jīng)營收入之和。其中，工資性收入是指受雇于單位或個人，出賣自己的勞動而得到的報酬收入，包括在鄉(xiāng)村組織中勞動得到的報酬收入、在企業(yè)勞動得到的報酬收入和其他單位勞動得到的報酬收入；非農(nóng)家庭經(jīng)營收入是指家庭經(jīng)營性收入中來自第二、三產(chǎn)業(yè)的收入。

一、河北省農(nóng)民非農(nóng)收入的變動狀況

自1997年開始，河北省農(nóng)民收入來源結(jié)構(gòu)發(fā)生了根本性的改變，農(nóng)民的非農(nóng)收入首次超過農(nóng)業(yè)收入，成為農(nóng)民收入增加的主要源泉。從絕對數(shù)額上看，1997—2011年，河北農(nóng)民非農(nóng)收入處于不斷上升的態(tài)勢，由1997年的1 176.75元提高到2011年的4 202.50元，增加了3 025.75元，增長了2.57倍；從增長率上看，1998—2011年，河北農(nóng)民非農(nóng)收入的平均增長率為9.69%，1998—2005年的年增長率始終低于平均水平，2006年才開始高于平均增長率水平，但是年增長率始終低于非農(nóng)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的平均增長率14.64%；從非農(nóng)收入的來源構(gòu)成上來看，工資性收入一直處于比較重要的地位，占農(nóng)民非農(nóng)收入的比重較大，由1997年的64.76%上升到2011年的81.47%，呈增長趨勢。非農(nóng)家庭經(jīng)營收入占農(nóng)民非農(nóng)收入的比重較小，由1997年的35.24%下降到2011年的18.53%，呈下降趨勢。

通過以上分析可以知道，河北省農(nóng)民非農(nóng)收入是逐年增加的，但是跟非農(nóng)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值保持較高的增長速度并不一致，非農(nóng)收入的總體增長速度比較緩慢，直到近兩年才有了較快的增長。因此，要想促進農(nóng)民非農(nóng)收入的較快增長，從根本上消除農(nóng)民非農(nóng)收入增長存在的消極影響，就要對河北省農(nóng)民非農(nóng)收入的影響因素進行深入分析。

二、河北省農(nóng)民非農(nóng)收入的回歸模型

（一）變量、數(shù)據(jù)和研究方法的選取

借鑒國內(nèi)外許多學者研究非農(nóng)收入函數(shù)的基本方法，即先確定河北省農(nóng)民非農(nóng)收入影響因素，然后建立回歸模型。為了避開可能存在的多重共線問題，采用主成分回歸分析法建立回歸模型。

對于影響農(nóng)民非農(nóng)收入的因素，不同學者從不同角度進行了分析。任國強［1］的研究分析表明，勞動力文化程度、勞動力負擔系數(shù)、農(nóng)業(yè)資產(chǎn)和非農(nóng)資產(chǎn)、人均耕地面積和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展水平對非農(nóng)收入均有顯著的影響。張英、武翔宇［2］的研究分析認為，城市化水平和第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對農(nóng)民非農(nóng)收入的增長有重要意義。

結(jié)合前文對河北省農(nóng)民非農(nóng)收入總體水平和來源結(jié)構(gòu)的定性分析，選取以下5個因素作為回歸模型的解釋變量：（1）城市化水平，用河北省城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎乇硎荆唬?）非農(nóng)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值比重，用河北省非農(nóng)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值除以地區(qū)總產(chǎn)值表示；（3）人均耕地面積，用河北省耕地面積除以農(nóng)村勞動力人數(shù)表示；（4）勞動力負擔系數(shù)，用農(nóng)村家庭人口數(shù)除以家庭勞動力人數(shù)表示；（5）從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)農(nóng)村勞動力人數(shù)比重，用河北省農(nóng)村第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)除以農(nóng)村總就業(yè)人數(shù)得到。被解釋變量為河北省農(nóng)民非農(nóng)收入，用工資性收入與家庭經(jīng)營性收入中第二、三產(chǎn)業(yè)收入的和表示。

用Y表示河北省農(nóng)民非農(nóng)收入，X1～X5分別表示城市化水平、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值比重、人均耕地面積、勞動力負擔系數(shù)、從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)農(nóng)村勞動力人數(shù)比重。

本文用于實證分析的數(shù)據(jù)為1997—2011年河北省15年的時序數(shù)據(jù)，原始數(shù)據(jù)來自1998—2012年的《河北經(jīng)濟年鑒》，數(shù)據(jù)處理均在Excel和SPSS13.0軟件中完成。

（二）回歸模型的建立

1.多重共線性診斷

使用SPSS的Linear Regression過程，建立被解釋變量Y與解釋變量X1～X5的多元線性回歸模型，從輸出的模型綜合分析表、方差分析表和回歸系數(shù)表可得以下信息：可決系數(shù)R2＝0.982，模型總體擬合很好；F 值為53.750（P＝0.000），回歸方程在5%的顯著性水平上通過F檢驗，回歸模型是顯著的；D.W 值為2.052，說明不存在序列相關(guān)問題；常數(shù)項、X1、X3、X4在5%的顯著性水平上沒有通過t檢驗，且所對應(yīng)的方差膨脹因子VIF均遠大于10，解釋變量之間存在較嚴重的多重共線性。為了緩解或消除解釋變量之間的多重共線性，本文利用SPSS進行主成分回歸分析方法重新建立回歸模型［3～7］。

2.主成分分析

利用主成分分析提取出原始變量盡可能多的信息，然后用提取的主成分代替原始變量進行分析，這樣就可以避開原始變量存在的共線性問題。使用SPSS的Factor Analysis過程，對解釋變量X1～X5進行主成分分析，由通過Factor Analysis過程運算后輸出的KMO and bartlett’s Test表可知：用于探查變量之間偏相關(guān)性的KMO統(tǒng)計量的值為0.900，說明Factor Analysis的效果很好。其它輸出結(jié)果見表1和表2。

表1 總方差分解表

表1是總方差分解表，顯示了各主成分解釋原始變量總方差的情況。由表1可知，第一主成分的特征根是4.683，解釋了93.683%的總方差，說明一個主成分包含了原始5個變量信息的93.683%，再結(jié)合保留的主成分特征根大于1這個標準，確定提取1個主成分。

表2 主成分得分系數(shù)矩陣

表2是主成分得分系數(shù)矩陣，顯示了用原始變量表示主成分的系數(shù)信息。由表2提供的信息，可以得到主成分與原始變量的關(guān)系式：

式中，Z 為未標準化的主成分；X′i（i＝1，2，3，4，5）為標準化的原始變量。

3.主成分回歸分析

提取出的一個主成分保留了原始變量93.683%的信息，用這個主成分代替原始的5個變量，與消除了非線性影響的非農(nóng)收入lnY建立一元線性回歸模型。使用SPSS的Linear Regression過程，根據(jù)輸出結(jié)果得到如下模型：

從回歸結(jié)果可以看出，R2＝0.968，回歸方程的擬合程度很好。解釋變量在5%的顯著性水平上通過了t檢驗，說明提取得主成分對農(nóng)民非農(nóng)收入的影響是顯著的。D.W 值為1.986，說明模型不存在一階自相關(guān)。

把（1）式代入（3）式，再將標準化的解釋變量通過（2）式變換為用原始變量表示，得到被解釋變量Y與原解釋變量X1～X5的回歸方程：

4.回歸模型的結(jié)果分析

從回歸方程（4）可以看出，城市化水平、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值比重和從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)農(nóng)村勞動力人數(shù)比重是河北省農(nóng)民非農(nóng)收入的積極影響因素，按照貢獻程度從大到小依次排序為：城市化水平（0.424%）、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值比重（0.283%）和從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)農(nóng)村勞動力人數(shù)比重（0.214%）。人均耕地面積、勞動力負擔系數(shù)是河北省農(nóng)民非農(nóng)收入的消極影響因素，按照影響程度從大到小依次為：勞動力負擔系數(shù)（－0.162%）、人均耕地面積（－0.107%）。

三、河北省農(nóng)民非農(nóng)收入影響因素分析

河北農(nóng)民非農(nóng)收入的各影響因素產(chǎn)生的作用是各不相同的，回歸方程結(jié)果還需要結(jié)合河北省的實際發(fā)展狀況進行詳細的分析。

（一）城市化水平

從回歸方程（4）可知，城市化水平對河北省農(nóng)民非農(nóng)收入的貢獻程度是0.424%，城市化水平的發(fā)展對農(nóng)民非農(nóng)收入的增長有著很強的推動作用。近年來，河北省的城市化發(fā)展取得了很大的進步，2006年河北省的城市化水平已經(jīng)達到38.77%，進入了城市化快速發(fā)展階段，2011年提高了6.84個百分點，達到45.60%。在河北省的城市化進程中，城市的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和生活配套設(shè)施建設(shè)可以為農(nóng)民提供大量的就業(yè)機會，使農(nóng)民來自非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的收入得到提高，對農(nóng)民非農(nóng)收入的增加有很大的貢獻。城市化水平的提高還可以帶動第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，從而可以大量吸收農(nóng)村富余勞動力，促進農(nóng)村勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，使農(nóng)民獲得來自非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的收入。

（二）非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展狀況

非農(nóng)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值占地區(qū)總產(chǎn)值的比重可以在一定程度上反映非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展情況和勞動力非農(nóng)就業(yè)空間的大小。在回歸方程（4）中，其對河北省農(nóng)民非農(nóng)收入的貢獻程度是0.283%，對農(nóng)民非農(nóng)收入的增長產(chǎn)生積極的影響。河北省的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)一直在穩(wěn)步發(fā)展，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值由1997年的3 192.02億元增長到2011年的21 610.03億元，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值占地區(qū)總產(chǎn)值的比重也由1997年的80.73%增加到2011年的88.15%，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展可以能創(chuàng)造出大量的非農(nóng)就業(yè)機會，為農(nóng)民提供比從事農(nóng)業(yè)更高的收益，吸引農(nóng)村富余勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，使農(nóng)民來自非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的收入增加。

（三）農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移情況

從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的農(nóng)村勞動力人數(shù)比重可以在一定程度上說明農(nóng)村勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)轉(zhuǎn)移的情況。河北省的耕地面積逐年減少，而農(nóng)村勞動力的人數(shù)卻在逐年增加，產(chǎn)生了大量的富余勞動力，另一方面受農(nóng)業(yè)資源稀缺性的限制，農(nóng)民在農(nóng)業(yè)上取得收入增長的可能性越來越小，所以農(nóng)民開始向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，以期獲得更多的收入。近年來，河北省從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的農(nóng)村勞動力人數(shù)在農(nóng)村總就業(yè)人數(shù)的比重是呈上升趨勢的，由1997年的38%上升至2011年49.8%，人數(shù)增長582.035萬人。2011年，河北省從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的農(nóng)村勞動力人數(shù)為1 416.66萬人，其中在第二產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)為890.29萬人，占農(nóng)村總非農(nóng)就業(yè)人數(shù)的62.84%，說明農(nóng)民的非農(nóng)就業(yè)比較集中在第二產(chǎn)業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)吸收農(nóng)村勞動力的能力還有待提高。

（四）勞動力負擔狀況

勞動力負擔系數(shù)反映了農(nóng)村勞動力的負擔情況，由農(nóng)村家庭人口數(shù)除以家庭勞動力人數(shù)得出。勞動力負擔系數(shù)越大，家庭勞動力的家庭負擔越重，農(nóng)民家庭有可能抽出從事非農(nóng)活動、參加非農(nóng)就業(yè)的勞動力就越少，從而獲得非農(nóng)收入的機會也會減少。

河北省農(nóng)民的勞動力負擔系數(shù)是逐年遞減的，由1997年的1.56人減少至2011年的1.35人，說明河北農(nóng)民的家庭負擔是逐年減輕的，農(nóng)民參加非農(nóng)就業(yè)的可能性在增加。但現(xiàn)階段河北省勞動力負擔狀況還是會對河北農(nóng)民非農(nóng)收入增加起阻礙作用，原因有以下三個：一是雖然河北省農(nóng)民的勞動力負擔系數(shù)是相對減少的，但絕對數(shù)值仍然較大，農(nóng)民獲得非農(nóng)收入的機會不能增加；二是農(nóng)村家庭能抽出參加非農(nóng)就業(yè)的勞動力多了，但由于各種原因沒能轉(zhuǎn)移到非農(nóng)產(chǎn)業(yè)和城鎮(zhèn)，成為農(nóng)村富余勞動力；三是河北省農(nóng)村人口基數(shù)大，人口絕對增加的數(shù)額也大，農(nóng)民獲得非農(nóng)收入的機會就算沒有減少，所得也彌補不了人口增長帶來的壓力。

（五）人均耕地面積

從回歸模型的結(jié)果分析可以知道，人均耕地面積對農(nóng)民非農(nóng)收入的增長產(chǎn)生負面影響。農(nóng)村居民人均耕地面積越大，農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)的投資就會增加，在耕地上投入的勞動力也會增多，從而影響農(nóng)戶在非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的投資，抑制農(nóng)村勞動力的非農(nóng)就業(yè)，減少農(nóng)村勞動力取得非農(nóng)收入的機會。

河北省農(nóng)民的人均耕地面積逐年遞減，一方面是由于耕地面積的逐年遞減，另一方面是由于農(nóng)村勞動力的大量增加。理論上，耕地面積減少了，農(nóng)戶在耕地上投入的勞動力也應(yīng)該減少，把勞動力轉(zhuǎn)移到非農(nóng)產(chǎn)業(yè)上去，以獲取農(nóng)業(yè)收入以外的收入。但是，現(xiàn)實中河北的勞動力轉(zhuǎn)移存在很多阻力，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展及其吸納農(nóng)村勞動力的能力還有待提高，所以由于耕地減少而釋放的勞動力很大一部分成為了富余勞動力，給農(nóng)民非農(nóng)收入增長帶來消極影響。

四、結(jié)論及啟示

綜合以上對河北省農(nóng)民非農(nóng)收入影響因素的分析可知，影響農(nóng)民非農(nóng)收入增長的關(guān)鍵因素是城市化水平。提高城市化水平既有利于農(nóng)村勞動力的自由流動，又為非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展創(chuàng)造了條件，增加了農(nóng)民的非農(nóng)就業(yè)機會。

然而，現(xiàn)階段河北省的城市化發(fā)展雖然取得了很大進步，但整體水平還比較低。2011年，河北城市化水平為45.60%，不僅低于全國平均水平的51.27%，也滯后于同期的河北工業(yè)化水平的58.70%，這個問題若不加以重視和解決，未來會使農(nóng)村勞動力的自由流動受到限制，農(nóng)民在城市的生存和就業(yè)空間被壓縮，第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展被延遲，進而減少農(nóng)民的非農(nóng)就業(yè)機會，制約農(nóng)民來自非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入的增長，給未來農(nóng)民的非農(nóng)收入增長帶來負面影響。

因此，加快城市化進程，堅持大中小城市和小城鎮(zhèn)的協(xié)調(diào)發(fā)展是現(xiàn)階段提高農(nóng)民非農(nóng)收入的主要對策。加快城市化的發(fā)展，首先要改革戶籍制度，消除農(nóng)村勞動力進入城市的壁壘；其次要改革就業(yè)制度和社會保障制度，給農(nóng)民提供平等的就業(yè)機會，保障進城農(nóng)民的生活狀況；最后還要改善產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，加大對第三產(chǎn)業(yè)的投資力度，增加農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)的機會。在加快大中城市建設(shè)的同時，也不能忽視小城鎮(zhèn)的發(fā)展，小城鎮(zhèn)有很大的潛力吸收農(nóng)村富余勞動力，尤其是當大中城市容量飽和，農(nóng)村勞動力進入沒有競爭優(yōu)勢的時候，小城鎮(zhèn)就可以發(fā)揮更大的作用。小城鎮(zhèn)更接近農(nóng)村，既能降低農(nóng)村富余勞動力轉(zhuǎn)移的成本，又能充分的利用農(nóng)村現(xiàn)有的資源優(yōu)勢，是今后吸納農(nóng)村富余勞動力的良好渠道。因此，河北省在采取各項措施加快城市化推進的同時，也要從實際出發(fā)，因地制宜，重視小城鎮(zhèn)發(fā)揮的作用，堅持大中小城市和小城市的協(xié)調(diào)發(fā)展，多渠道的開發(fā)城鎮(zhèn)就業(yè)崗位，為實現(xiàn)農(nóng)民持續(xù)增收提供保障。

［1］任國強.農(nóng)民非農(nóng)收入決定因素研究——以天津的實證分析為例［P］.2004年經(jīng)濟年會報告，2004.

［2］張英，翔宇.農(nóng)民非農(nóng)收入影響因素分析［J］.集團經(jīng)濟研究，2007（S1）：96.

［3］徐林.利用SPSS進行主成分回歸分析［J］.寧波職業(yè)技術(shù)學院學報，2006，10（2）：67－69，74.

［4］劉潤幸，蕭燦培，宮齊.利用SPSS進行主成分回歸分析［J］.數(shù)理醫(yī)藥學雜志，2001，14（2）：103－105.

［5］何曉群.多元統(tǒng)計分析［M］.北京：中國人民大學出版社，2004：135－166.

［6］薛薇.統(tǒng)計分析與SPSS的應(yīng)用［M］.北京：中國人民大學出版社，2001：185－223，250－259.

［7］張文彤.世界優(yōu)秀統(tǒng)計工具SPSS 11.0統(tǒng)計分析教程（高級篇）［M］.北京：北京希望電子出版社，2002：190－208.

［8］李爽.論河北省城市化與工業(yè)化的互動關(guān)系［J］.經(jīng)濟視角·下半月，2009（2）：31.

［9］仇曉潔.河北農(nóng)民收入增長根本途徑：工業(yè)化和城市化.合作經(jīng)濟與科技［J］.2008（1）：40－42.

［10］耿志永.河北省農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移就業(yè)問題及對策研究［J］.現(xiàn)代鄉(xiāng)鎮(zhèn)，2008（5）：33－39.

［11］黃華綺.增加非農(nóng)收入，擴大中等收入者比重［J］.商場現(xiàn)代化，2006（S4）：258－259.

［12］謝靜.河北農(nóng)民收入增長方向及策略選擇［J］.河北經(jīng)濟研究，2001（10）：19－21.

［13］Rozelle S，Zhang L ，Huang J.Employment，Emerging Labor Markets，and the Role of Education in Rural China［P］.Paper presented at the International Conference on the Chinese Economy“Has China Become A Market Economy？”.May，2001.