西藏農(nóng)牧民人均純收入的影響因素分析*

張曉莉，丁文龍，黃菊英

(西藏大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，拉薩 850000)

西藏農(nóng)牧民人均純收入的影響因素分析*

張曉莉，丁文龍※，黃菊英

(西藏大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，拉薩 850000)

[目的]近年來(lái)，隨著西藏經(jīng)濟(jì)快速、穩(wěn)定、持續(xù)的發(fā)展。西藏農(nóng)牧民生活水平有了顯著的提高，對(duì)農(nóng)牧民收入問(wèn)題的研究成為了社會(huì)的熱點(diǎn)問(wèn)題。但是，對(duì)西藏農(nóng)牧民收入問(wèn)題的研究多以定性為主，文章力求從量化分析的角度對(duì)西藏農(nóng)牧民收入問(wèn)題進(jìn)行研究。[方法]為了對(duì)西藏農(nóng)牧民收入進(jìn)行定量研究，該文就西藏農(nóng)牧民收入現(xiàn)狀進(jìn)行了全面的調(diào)查和分析，在調(diào)查、分析的基礎(chǔ)上選擇具有代表性的農(nóng)牧民人均純收入、一產(chǎn)產(chǎn)值、二產(chǎn)產(chǎn)值、三產(chǎn)產(chǎn)值和農(nóng)牧民人口數(shù)5個(gè)因素1998～2013年之間的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，以西藏農(nóng)牧民人均純收入作為被解釋變量，分別以一產(chǎn)產(chǎn)值、二產(chǎn)產(chǎn)值、三產(chǎn)產(chǎn)值和農(nóng)牧民人口數(shù)作為解釋變量，通過(guò)逐步回歸的方法建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，消除共線性帶來(lái)的影響。而后對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)、修正，對(duì)修正后的模型進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗(yàn)，模型通過(guò)了t檢驗(yàn)，F(xiàn)檢驗(yàn)，Dubin-Watson經(jīng)驗(yàn)，擬合優(yōu)度較高。[結(jié)果]結(jié)合當(dāng)下西藏經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)狀得出農(nóng)牧民收入與各解釋變量之間的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，并對(duì)模型進(jìn)行實(shí)證分析，得出影響西藏農(nóng)牧民增收的關(guān)鍵因素。[結(jié)論]通過(guò)分析可得，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對(duì)西藏農(nóng)牧民增收的作用較為顯著，對(duì)第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)做進(jìn)一步的分析，可以發(fā)現(xiàn)第二產(chǎn)業(yè)的推動(dòng)作用尤為明顯。第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值每提高1%，西藏農(nóng)牧民人均純收入將提高5.643362%，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值每提高1%，西藏農(nóng)牧民人均純收入將提高10.8155%?；貧w結(jié)果與當(dāng)下西藏經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀及農(nóng)牧民收入實(shí)際狀況較為吻合。通過(guò)實(shí)證分析，并結(jié)合當(dāng)下西藏經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r，在該文最后對(duì)提高西藏農(nóng)牧民人均純收入提出相關(guān)的對(duì)策建議。

西藏 農(nóng)牧民人均純收入 影響因素 量化分析 對(duì)策建議

0 引言

自西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施以來(lái)，西藏經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展有了很大的進(jìn)步，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動(dòng)下，農(nóng)牧民的收入也有了很大的提高。根據(jù)《西藏統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)顯示，西藏農(nóng)牧民人均純收入從2000年的1331元，上升到2013年的6578元，農(nóng)牧民的生活水平有了很大的改善。對(duì)西藏農(nóng)牧民人均純收入現(xiàn)狀及影響因素[1]等問(wèn)題的研究也是近年來(lái)的熱點(diǎn)。既有從構(gòu)建長(zhǎng)效機(jī)制角度展開(kāi)分析，也有從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面進(jìn)行研究[2]?？偠灾瑢?duì)西藏農(nóng)牧民人均純收入的研究是多方面、多角度的。文章側(cè)重于從實(shí)證分析角度對(duì)包括人口因素和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素在內(nèi)的西藏農(nóng)牧民人均純收入影響因素進(jìn)行剖析，并通過(guò)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型對(duì)影響農(nóng)牧民收入的各要素之間的關(guān)系進(jìn)行量化分析[3]。在此基礎(chǔ)上，對(duì)提高農(nóng)牧民收入提出一些政策性建議。

1 西藏農(nóng)牧民收入現(xiàn)狀分析

近年來(lái)，西藏經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展是穩(wěn)定而又高速的。伴隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展，農(nóng)牧民人均純收入也有了顯著的提高，但也存在著差異。從以下兩個(gè)方面對(duì)西藏農(nóng)牧民收入現(xiàn)狀進(jìn)行分析[4]。

1.1 西藏農(nóng)牧民收入的地區(qū)差異

受環(huán)境、地域方面的影響，西藏農(nóng)牧民的人均純收入存在一定的地區(qū)差異。

表1 西藏農(nóng)牧民人均純收入地區(qū)差異統(tǒng)計(jì) 元

圖1 各地區(qū)農(nóng)牧民人均純收入增長(zhǎng)速率

從數(shù)據(jù)分析來(lái)看，西藏各地區(qū)農(nóng)牧民的人均純收入都是在逐年遞增的。但是農(nóng)牧民人均純收入在地區(qū)間存在一定的差異。一般來(lái)講林芝地區(qū)農(nóng)牧民人均純收入最高，其次依次是拉薩、山南、那曲、阿里、日喀則和昌都，個(gè)別年份個(gè)別地區(qū)農(nóng)牧民人均純收入會(huì)發(fā)生局部變化，但變化程度不大(表1)。農(nóng)牧民人均純收入在地區(qū)間表現(xiàn)出來(lái)的差異和地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)狀況、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、氣候環(huán)境、人口數(shù)量在一定程度上有一定的關(guān)系。

1.2 各地區(qū)農(nóng)牧民人均純收入增長(zhǎng)速率對(duì)比分析

自2000年以來(lái)，農(nóng)牧民人均純收入有了顯著的提高，除個(gè)別地區(qū)個(gè)別年份增長(zhǎng)率低于兩位數(shù)外，基本上都是以兩位數(shù)的增長(zhǎng)率逐年上升的。

縱向?qū)Ρ葋?lái)看，西藏各地區(qū)農(nóng)牧民人均純收入增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)是明顯的，提高的幅度也較為顯著，農(nóng)牧民生活水平整體上都有了很大的提高。橫向?qū)Ρ确治?，?007年以后各地區(qū)每年的增長(zhǎng)率相差不大，發(fā)展較為均衡(圖1)。

2 西藏農(nóng)牧民收入影響因素時(shí)序數(shù)據(jù)量化分析

時(shí)間序列數(shù)據(jù)主要運(yùn)用1998～2013年農(nóng)牧民人均純收入和相關(guān)變量數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸和分析[5]，具體數(shù)據(jù)見(jiàn)表2。

表2 農(nóng)牧民純收入及相關(guān)變量數(shù)據(jù)

年份農(nóng)牧民人均純收入(元)一產(chǎn)產(chǎn)值(億元)二產(chǎn)產(chǎn)值(億元)三產(chǎn)產(chǎn)值(億元)農(nóng)村人口數(shù)(萬(wàn)人)1998115831 3720 1439 99204 851999125834 2523 8647 86207 222000133136 3927 0554 37209 612001140437 5431 9769 65211 782002152139 7532 7289 56214 882003169140 7047 6496 76217 162004186144 3052 74123 30219 652005207848 0463 52137 24221 862006243550 9080 10159 76224 832007278854 8998 48188 06226 732008317660 62115 56218 67228 322009353263 88136 63240 85229 852010413968 72163 92274 82232 162011490474 47208 79322 57234 422012571980 38242 85377 80237 642013657886 83292 92427 92238 05 數(shù)據(jù)來(lái)源：西藏統(tǒng)計(jì)年鑒，2014年

通過(guò)eviews軟件對(duì)其進(jìn)行圖形分析，初步設(shè)定計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型如下：

Y=b0+b1X1+b2X2+b3X3+b4X4+e

(1)

式中:Y：農(nóng)牧民人均純收入;X1：一產(chǎn)產(chǎn)值;X2：二產(chǎn)產(chǎn)值;X3：三產(chǎn)產(chǎn)值;X4：農(nóng)村人口數(shù);e：殘差。

運(yùn)用最小二乘法(OLSE)對(duì)上述模型進(jìn)行回歸分析，部分變量不能通過(guò)檢驗(yàn)。故采用逐步回歸法對(duì)被解釋變量(Y)和各解釋變量(X)進(jìn)行逐步回歸，如此一來(lái)可以消除多重共線性帶來(lái)的影響。

2.1 一元線性回歸

2.1.1 對(duì)被解釋變量Y和解釋變量X1進(jìn)行回歸，結(jié)果如下：

Y=-2285.642+96.285X1

(2)

S=(224.2024)(4.008945)

t=(-10.19455)(24.01744)

R2=0.976305 F=576.8372 DW=0.323059 S.E=2705142

24.01744>t0.025(14)=2.1448。576.8372>F0.05(1， 14)=4.60。模型通過(guò)了t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)，擬合優(yōu)度較高，模型成立。

2.1.2 對(duì)被解釋變量Y和解釋變量X2進(jìn)行回歸，結(jié)果如下：

Y=803.4009+19.96387X2

S=(20.43492)(0.155515)

t=(39.31509)(128.3727)

(3)

R2=0.999151 F=16479.56 DW=0.2.698220 S.E=51.19963

128.3727>t0.025(14)=2.1448。16479.56>F0.05(1， 14)=4.60。模型通過(guò)了t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)，擬合優(yōu)度較高，模型成立。

2.1.3 對(duì)被解釋變量Y和解釋變量X3進(jìn)行回歸，結(jié)果如下：

Y=352.61+13.9173X3

S=(84.43685)(0.39387)

t=(4.176.2)(35.33322)

(4)

R2=0.98891 F=1248.436 DW=0.321726 S.E=185.0628

35.33322>t0.025(14)=2.1448。1248.436>F0.05(1， 14)=4.60。模型通過(guò)了t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)，擬合優(yōu)度較高，模型成立。

2.1.4 對(duì)被解釋變量Y和解釋變量X4進(jìn)行回歸，結(jié)果如下：

Y=-29507.6+145.4603X4

S=(3623.731)(16.2731)

t=(-8.142879)(8.938696)

(5)

R2=0.850906 F=79.90028 DW=0.225936 S.E=678.5635

8.938696>t0.025(14)=2.1448。79.90028>F0.05(1， 14)=4.60。模型雖然可以通過(guò)t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)，擬合優(yōu)度相對(duì)較高，模型成立。

通過(guò)對(duì)被解釋變量和解釋變量進(jìn)行逐步回歸，可得上述4個(gè)模型均成立。相比之下(2)中的模型擬合優(yōu)度更高，t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)也更為顯著。因此可得，(2)中的模型擬合程度更好。

2.2 以 Y=803.4009+19.96387X2為基礎(chǔ)，進(jìn)行二元線性回歸

2.2.1 對(duì)被解釋變量Y和解釋變量X2、X1進(jìn)行回歸，結(jié)果如下：

Y=448.1043+17.7656X2+10.88635X1

S=(114.2641)(0.710511)(3.46618)

t=(3.921653)(25.00396)(3.140338)

(6)

25.00396>t0.025(13)=2.1604。3.140338>t0.025(13)=2.1604。13460.33>F0.05(2， 13)=4.60。模型通過(guò)了t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)，擬合優(yōu)度較高，模型成立。

2.2.2 對(duì)被解釋變量Y和解釋變量X2、X3進(jìn)行回歸，結(jié)果如下：

Y=724.4552+16.70089X2+2.304073X3

S=(27.14538)(0.936869)(0.656487)

t=(28.68798)(17.82627)(3.509700)

(7)

17.82627>t0.025(13)=2.1604。3.5097>t0.025(13)=2.1604。14907.2>F0.05(2， 13)=4.60。模型通過(guò)了t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)，擬合優(yōu)度較高，模型成立。

2.2.3 對(duì)被解釋變量Y和解釋變量X2、X4進(jìn)行回歸，結(jié)果如下：

Y=-549.5579+19.21812X2+6.425814X4

S=(555.1933)(0.333807)(02.635544)

t=(-0.98985)(57.57253)(2.438136)

(8)

57.57253>t0.025(13)=2.1604。2.438136>t0.025(13)=2.1604。11152.87>F0.05(2， 13)=4.60。模型通過(guò)了t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)，擬合優(yōu)度較高，模型成立。

通過(guò)對(duì)被解釋變量和解釋變量進(jìn)行逐步回歸，可得上述3個(gè)模型均成立。相比之下(2)中的模型擬合優(yōu)度更高，t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)也更為顯著。因此可得，(2)中的模型擬合程度更好。

2.3 以 Y=724.4552+16.70089X2+2.304073X3為基礎(chǔ)，進(jìn)行多元線性回歸

2.3.1 對(duì)被解釋變量Y和解釋變量X2、X3和X1進(jìn)行回歸，結(jié)果如下：

Y=710.6469+16.73362X2+2.20594X3+0.526113X1

S=(257.0954)(10147897)(1.940331)(9.736328)

t=(2.764138)(14.57763)(1.136889)(0.054036)

(9)

1.136889

2.3.2 對(duì)被解釋變量Y和解釋變量X2、X3和X4進(jìn)行回歸，結(jié)果如下：

Y=3481.147+12.95536X2+6.072082X3-13.70596X4

S=(1393.019)(2.073181)(1.994068)(6.924858)

t=(2.498994)(6.249018)(3.045073)(-1.97924)

(10)

-1.97924>-t0.025(12)=-2.1788。X3沒(méi)有通過(guò)了t檢驗(yàn)，模型不成立。

通過(guò)逐步回歸可得最為優(yōu)越的計(jì)量模型為：

Y=724.4552+16.70089X2+2.304073X3

S=(27.14538)(0.936869)(0.656487)

t=(28.68798)(17.82627)(3.509700)

(11)

通過(guò)Durbin-Watson對(duì)該模型進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)：dL=0.98，dU=1.54。

4-1.54=2.46<3.021922<4-0.98=3.02。所以，該模型存在負(fù)自相關(guān)。

2.4 對(duì)模型進(jìn)行修正分析

Y*=Y-1.510961×Y(-1)

(12)

X2*=X2-1.510691×X2(-1)

(13)

X3*=X3-1.510691×X3(-1)

(14)

運(yùn)用eviews軟件將修正后的被解釋變量和解釋變量進(jìn)行回歸，所得結(jié)果為：

Y*=-344.4452+10.81557X2*+5.643362X3*

S=(31.23653)(2.129172)(1.187755)

t=(-11.02700)(5.079709)(4.751124)

(15)

模型通過(guò)了t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)，擬合優(yōu)度較高。DW=2.168632,查n=15，k=2，α=0.05的DW統(tǒng)計(jì)量表，得 dL=0.98，dU=1.54。dU=1.54

Y=-137.176643+10.81557X2+5.643362X3

(16)

從時(shí)間序列數(shù)據(jù)分析結(jié)果來(lái)看，對(duì)農(nóng)牧民人均純收入影響較大的是第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值。一產(chǎn)產(chǎn)值和農(nóng)牧民人口數(shù)對(duì)農(nóng)牧民收入有一定的影響，但沒(méi)有二產(chǎn)產(chǎn)值和三產(chǎn)產(chǎn)值影響大。二產(chǎn)產(chǎn)值和三產(chǎn)產(chǎn)值對(duì)農(nóng)牧民的收入均有正向作用，即在模型中二產(chǎn)產(chǎn)值每提高1%，農(nóng)牧民人均純收入將提高10.81%。三產(chǎn)產(chǎn)值每提高1%，農(nóng)牧民人均純收入將提高5.64%。

3 結(jié)論與建議

通過(guò)分析，可以發(fā)現(xiàn)二產(chǎn)和三產(chǎn)產(chǎn)值對(duì)農(nóng)牧民人均純收入的正向作用較大。根據(jù)上述統(tǒng)計(jì)結(jié)果結(jié)合西藏經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀以及西藏未來(lái)發(fā)展規(guī)劃，該文就如何提升農(nóng)牧民人均純收入提出以下建議。

3.1 提升一產(chǎn)產(chǎn)值

第一產(chǎn)業(yè)主要指農(nóng)業(yè)(包括種植業(yè)、林業(yè)、畜牧業(yè)和漁業(yè))。通過(guò)提升一產(chǎn)產(chǎn)值來(lái)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，提高農(nóng)牧民人均純收入。西藏農(nóng)牧民基本以從事第一產(chǎn)業(yè)為主，但從數(shù)據(jù)分析結(jié)果來(lái)看，第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對(duì)農(nóng)牧民的增收沒(méi)有二產(chǎn)和三產(chǎn)顯著，所以應(yīng)有效促進(jìn)第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。首先，要積極發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，種植、培育適合高原生長(zhǎng)的高產(chǎn)或特色農(nóng)作物，提高農(nóng)產(chǎn)品的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力[6]。其次，提高畜牧業(yè)的產(chǎn)值。眾所周知，西藏的牲畜多以野生放牧為主，牲畜生長(zhǎng)速度較為緩慢，受自然環(huán)境的影響，還容易死亡。為增強(qiáng)畜牧業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力，應(yīng)種植一些易于牲畜生長(zhǎng)的植物來(lái)喂養(yǎng)牲畜，如苜蓿、玉米等[7]。此外，因加大對(duì)牲畜的防疫、免疫工作，減少牲畜的死亡率。以此來(lái)提高畜牧業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力和市場(chǎng)占有率。此外，相關(guān)部門(mén)應(yīng)設(shè)立有效機(jī)制，促進(jìn)一產(chǎn)發(fā)展，提高農(nóng)牧民人均純收入。

3.2 大力發(fā)展符合西藏未來(lái)發(fā)展規(guī)劃的第二產(chǎn)業(yè)

西藏作為國(guó)家戰(zhàn)略資源儲(chǔ)備基地和生態(tài)保護(hù)屏障，不宜發(fā)展重工業(yè)。但是，可以從其他角度促進(jìn)西藏第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。首先，可以采用優(yōu)惠的政策鼓勵(lì)民辦工業(yè)企業(yè)的發(fā)展。各級(jí)部門(mén)應(yīng)加大對(duì)人才的引進(jìn)力度，加大對(duì)本地區(qū)人才的培養(yǎng)力度。引進(jìn)愿意扎根西藏、奉獻(xiàn)西藏的高素質(zhì)人才，培養(yǎng)靠得住、用得上、留得下的應(yīng)用型人才。為工業(yè)企業(yè)的發(fā)展提供必要的人才保障和資金支持。其次，民族手工業(yè)和傳統(tǒng)的藏醫(yī)、藏藥業(yè)作為西藏的特色產(chǎn)業(yè)，對(duì)西藏經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有巨大的推動(dòng)作用，應(yīng)大力發(fā)展和民族手工業(yè)以及藏醫(yī)、藏藥相關(guān)的產(chǎn)業(yè)，形成產(chǎn)業(yè)鏈和產(chǎn)業(yè)集群，打造品牌效應(yīng)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。此外，西藏可以通過(guò)政策效應(yīng)、稅收效應(yīng)來(lái)打造總部經(jīng)濟(jì)，建設(shè)工業(yè)園區(qū)，鼓勵(lì)本地區(qū)企業(yè)和外省企業(yè)進(jìn)駐總部基地和工業(yè)園區(qū)，加強(qiáng)企業(yè)之間的聯(lián)合，間接發(fā)展第二產(chǎn)業(yè)。

通過(guò)模型分析可得，第二產(chǎn)業(yè)在提高農(nóng)牧民人均純收入上是最為關(guān)鍵和有效的，西藏在未來(lái)的發(fā)展過(guò)程中應(yīng)在政策允許，規(guī)劃合理的基礎(chǔ)上發(fā)展好除重工業(yè)之外的第二產(chǎn)業(yè)，以此來(lái)帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，促進(jìn)農(nóng)牧民增收。

3.3 進(jìn)一步發(fā)展好第三產(chǎn)業(yè)[8]

加強(qiáng)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)的技術(shù)升級(jí)。積極開(kāi)發(fā)新技術(shù)，打造新的品牌戰(zhàn)略來(lái)促進(jìn)西藏第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。政府部門(mén)應(yīng)不斷建立、健全產(chǎn)業(yè)升級(jí)與保障機(jī)制，為西藏第三產(chǎn)業(yè)的升級(jí)與改造提供必要的技術(shù)支持與資金保障。西藏的第三產(chǎn)業(yè)有廣闊的發(fā)展空間，打造以民族傳統(tǒng)文化為主的特色產(chǎn)業(yè)[9]對(duì)促進(jìn)西藏經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展起著至關(guān)重要的作用。此外，受地域因素的影響，西藏的交通、信息、物流等方面的產(chǎn)業(yè)不夠發(fā)達(dá)，擁有很大的上升空間，未來(lái)川藏鐵路及各級(jí)路網(wǎng)的建成勢(shì)必會(huì)促進(jìn)西藏第三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，加強(qiáng)交通、通訊、信息、物流等方面的建設(shè)對(duì)促進(jìn)西藏經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展，提高農(nóng)牧民增收有著舉足輕重的作用。

3.4 提高農(nóng)牧民的整體素質(zhì)

通過(guò)模型分析可得，農(nóng)牧民數(shù)量的增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)牧民人均純收入的提升并沒(méi)有顯著的影響。擬合優(yōu)度及F統(tǒng)計(jì)量和其它回歸方程相比都要低。從農(nóng)牧民層面來(lái)講，要想提高農(nóng)牧民人均純收入，關(guān)鍵是要提高農(nóng)牧民的整體素質(zhì)，提高農(nóng)牧民的受教育程度[10]。各級(jí)部門(mén)應(yīng)不斷建立、健全農(nóng)牧民受教育的保障體制，加大農(nóng)牧民接受教育的力度，為農(nóng)牧民接受教育提供必要的資金支持。此外，應(yīng)培養(yǎng)農(nóng)牧民的技術(shù)能力，以新的、較為前沿的科學(xué)技術(shù)指導(dǎo)農(nóng)牧民增收，實(shí)現(xiàn)共同富裕。

[1] 師學(xué)萍，龔紅梅，何燕.西藏農(nóng)牧民增收影響因子實(shí)證研究.沈陽(yáng)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科版)， 2013， 01： 14～16

[2] 靳海波. 西藏農(nóng)牧民實(shí)現(xiàn)“收入倍增”目標(biāo)的路徑研究.西藏發(fā)展論壇， 2014， 03： 52～58

[3] 沈宏益， 劉強(qiáng).西藏農(nóng)牧民持續(xù)增收的困境分析與路徑選擇.西藏大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科版)， 2013， 03： 25～30

[4] 陸耀邦， 莫明榮，梁自力.農(nóng)民增收問(wèn)題調(diào)研報(bào)告.中國(guó)農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃， 2011， 32(1)： 73～78

[5] 歐陽(yáng)濤， 肖海燕，袁輝斌.湖南省農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展實(shí)證分析.中國(guó)農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃， 2011，32(1)： 35～43

[6] 劉合滿， 曹麗花.1980～2010年西藏農(nóng)作物播種面積與人口數(shù)量變化的相關(guān)分析.中國(guó)農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃， 2013，34(3):84～88,100

[7] 陳印軍， 楊瑞珍，尹昌斌.西部地區(qū)特色農(nóng)業(yè)優(yōu)勢(shì)、問(wèn)題與對(duì)策.中國(guó)農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃， 2003， 24(1)： 25～28

[8] 黎明. 西藏特色產(chǎn)業(yè)迅速發(fā)展助農(nóng)牧民增收.中國(guó)西藏， 2015， 06： 24～27

[9] 王文華. 西藏園藝產(chǎn)業(yè)發(fā)展與農(nóng)牧民增收致富探討.現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技， 2016， 09： 327～328,330

[10]汪朋， 陳烽.西藏支農(nóng)政策對(duì)農(nóng)牧民增收影響的實(shí)證分析.科技資訊， 2015， 27： 80～82

QUANTITATIVE ANALYSIS ON THE INFLUENCE FACTORS OF FARMERS AND HERDSMEN IN TIBET*

Zhang Xiaoli，Ding Wenlong※，Huang Juying

(College of Economics and Management, Tibet University, Lhasa 850000, China)

With the rapid and sustainable development of Tibet economy, farmers and herdsmen′s living standard in Tibet has been improved significantly. The income source of farmers and herdsmen has become a hot issue in China. However, the research on the income of farmers and herdsmen in Tibet was still deficiency. This paper quantitatively analyzed the income status of farmers and herdsmen in Tibet, on the basis of investigation and analysis of farmers and herdsmen per capita net income, the per capita net income of the representative farmers and herdsmen, the output value of primary, second, and tertiary industry, and farmers and herdsmen population from 1998 to 2013. It established an econometric model by regression method combining these variables, and tested and revised the model until going through the t test, F test, and Dubin-Watson experience. The results showed that the development of the second and third industry of Tibet had significant effects on the income of herdsmen, especially the second industry. When the third industry value increased 1%, the per capita net income of farmers and herdsmen in Tibet would increase 5.6%. When the second industry value increased 1%, the per capita net income would increase by 10.8%. The regression results were in good agreement with the current situation of economic development in Tibet and the actual situation of farmers and herdsmen. Finally, it put forward some countermeasures and suggestions combined with the current situation of economic development in Tibet.

Tibet; farmers and herdsmen; the per capita net income; influencing factors; quantitative analysis; countermeasures and suggestions

10.7621/cjarrp.1005-9121.20170529

2016-09-15

張曉莉(1974—)，女，甘肅慶陽(yáng)人，碩士、副教授、碩士生導(dǎo)師。研究方向：區(qū)域經(jīng)濟(jì)學(xué)?！ㄓ嵶髡撸憾∥凝?1988—)，男，河北張家口人，碩士。研究方向：少數(shù)民族經(jīng)濟(jì)。Email： 1339327652@qq.com

*資助項(xiàng)目： 2013年西藏自治區(qū)社科課題“西藏農(nóng)牧區(qū)職業(yè)教育現(xiàn)狀與對(duì)策分析研究”(13BJY009)階段性成果； 2012年西藏自治區(qū)社科課題“西藏勞動(dòng)力就業(yè)研究”(12BJY007)階段性成果

F323.8; F224

A

1005-9121[2017]05193-07