山東省農(nóng)民人均純收入影響因素研究

孫義婷 毛美玲

[摘 要]經(jīng)濟(jì)發(fā)展新常態(tài)背景下，農(nóng)民收入問題的研究直接關(guān)系到我國經(jīng)濟(jì)能否保持中高速增長，是成功跨越中等收入陷阱的一個關(guān)鍵，因此對農(nóng)民人均純收入影響因素問題的研究已經(jīng)成為學(xué)界熱點(diǎn)。文章將以山東省為例，對國內(nèi)外相關(guān)問題研究進(jìn)行文獻(xiàn)梳理，收集整理1978—2014年數(shù)據(jù)，進(jìn)行計(jì)量分析，對山東省農(nóng)民人均純收入的影響因素及相關(guān)程度進(jìn)行探究，尋求增加農(nóng)民收入的有效途徑。

[關(guān)鍵詞]農(nóng)民人均純收入；人均財(cái)政教育支出；農(nóng)業(yè)從業(yè)人員比重

[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2019.23.019

1 引 言

農(nóng)民收入實(shí)現(xiàn)平穩(wěn)增長是我國解決“三農(nóng)”問題的關(guān)鍵。本文將以山東省為例，探究農(nóng)民純收入增長的相關(guān)影響因素，從而找到有效促進(jìn)收入增長的方法，解決山東農(nóng)村居民收入增長的問題，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展。

國內(nèi)外學(xué)者對農(nóng)民收入研究頗多。道格拉斯諾斯（2002）得出制度因素是經(jīng)濟(jì)增長與發(fā)展的核心，是推進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的重要因素。Balint（2006）強(qiáng)調(diào)，農(nóng)業(yè)在科技方面的投入強(qiáng)度對于農(nóng)場的整體收入而言至關(guān)重要。農(nóng)場要想增加收入，就必須持續(xù)提高自身現(xiàn)代化水平，不斷增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)科技含量?？卤?007）研究認(rèn)為我國農(nóng)民收入增長速度緩慢，城鄉(xiāng)收入在1978年改革開放以來地區(qū)間差異明顯，東部高西部低，從東南沿海向西部內(nèi)陸地區(qū)遞減。[1]陳賢銀（2008）和朱強(qiáng)（2010）認(rèn)為應(yīng)大力提升農(nóng)民素質(zhì)教育，提高農(nóng)民和國家對于再教育問題的認(rèn)識深度，加大對農(nóng)民教育的投入。上述多為全國或部分城市某個方面或年份的研究，對于山東省1978—2014年大數(shù)據(jù)下的農(nóng)民人均純收入影響因素研究是比較缺乏的，本文將以此為切入點(diǎn)，進(jìn)行研究。

2 數(shù)據(jù)來源及變量選取

2.1 數(shù)據(jù)來源

來自《山東省統(tǒng)計(jì)年鑒》與《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，部分?jǐn)?shù)據(jù)通過軟件整理得出。

2.2 變量選取

（1）山東省農(nóng)村居民人均純收入，用Y表示，單位：元；

（2）山東省人均財(cái)政教育支出，用Χ1表示，單位：元/人；

（3）山東省農(nóng)村居民家庭農(nóng)作物人均耕地，用Χ2表示，單位：人/平方米；

（4）山東省農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力，用Χ3表示，單位：萬千瓦；

（5）農(nóng)業(yè)從業(yè)人員比重，用Χ4表示，單位：%；

（6）山東省農(nóng)村居民農(nóng)林牧漁人均總產(chǎn)值，用Χ5表示，單位：元/人。

3 實(shí)證分析

3.1 計(jì)量模型設(shè)定

根據(jù)山東省實(shí)際情況，設(shè)立模型：

Yit=α+γncontrolnit+εit

其中，Yit表示山東省農(nóng)民人均純收入水平，controlnit表示一系列控制變量，εit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

考慮到影響因素及時(shí)間節(jié)點(diǎn)劃分，構(gòu)建如下計(jì)量模型（μt代表隨機(jī)誤差項(xiàng)）：

模型一（1978—2000年）：

Yit=C+β11X1t+β12X2t+β13X3t+β15X5t+μit

模型二（2000—2014年）：

Yit=C+β21X1t+β22X2t+β23X3t+β25X5t+μit

模型三（1978—2014年）：

Yit=C+β31X1t+β32X2t+β33X3t+β34X4t+β35X5t+μit

模型一、二采用回歸法分析，模型三采用時(shí)間序列分析。

3.2 序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)及格蘭杰因果檢驗(yàn)

第一，采用ADF檢驗(yàn)法檢驗(yàn)變量平穩(wěn)性。據(jù)結(jié)果（表略）可知各個變量的檢驗(yàn)值>10%的檢驗(yàn)水平臨界值，即各個變量在0階水平下是非平穩(wěn)的。變量Y經(jīng)過兩次差分后在顯著水平5%下拒絕原有單位根假設(shè)，變量X1t、X2t、X3t、X4t、X5t表明二階差分后的變量都是平穩(wěn)的，因此它們是二階單整序列。

第二，協(xié)整檢驗(yàn)采用Johansen多重檢驗(yàn)法。據(jù)結(jié)果（表略）可知，在無協(xié)整關(guān)系條件下，計(jì)統(tǒng)計(jì)量值為175，明顯大于5%臨界值，說明構(gòu)建的農(nóng)民人均純收入模型中有一個長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系；模型1最終存在3個長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。協(xié)整方程：

ECM=Y-0.1862X1t-0.9182X2t-0.2522X3t-16.6917X4t-0.4697X5t

從協(xié)整方程可得，本文所研究的山東省農(nóng)村居民人均純收入與各變量間存在著不同程度的正相關(guān)關(guān)系。從回歸結(jié)果看，人均財(cái)政教育支出每增加一單位農(nóng)村居民人均純收入增加0.19單位；農(nóng)村居民家庭農(nóng)作物人均耕地、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力、農(nóng)村居民農(nóng)林牧漁人均總產(chǎn)值增加一單位農(nóng)村居民人均純收入分別增加0.92單位、0.25單位和0.47單位；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動中農(nóng)業(yè)從業(yè)人員比重降低一單位農(nóng)村居民人均純收入增加16.69單位。

第三，格蘭杰因果檢驗(yàn)。據(jù)結(jié)果可知，X1不是Y的因；X2是Y的因；X3與Y之間不存在因果關(guān)系；X4與Y互為因果關(guān)系；X5與Y無因果關(guān)系。所以，農(nóng)村居民家庭農(nóng)作物人均耕地與農(nóng)業(yè)從業(yè)人員比重是人均純收入提高的主要原因。

3.3 基于不同時(shí)間階段的影響因素實(shí)證分析

山東省農(nóng)民人均純收入與研究的各變量間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，但考慮經(jīng)濟(jì)發(fā)展的階段性，要對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同階段進(jìn)行具體分析。本文將以2000年為節(jié)點(diǎn)，劃分經(jīng)濟(jì)發(fā)展，即構(gòu)建模型二、三。

3.3.1 階段一（1978—2000年）方程

Yit=514.5448-5.283281X1t-0.374016X2t+0.170064X3t+0.367606X5t+μit

（2.467821） （0.079499） （0.013065） （0.048524）

R2=0.9987 R-2=0.9982

DW=2.2415 F=1828.85

通過軟件回歸分析（表略）可知，R2很高，說明山東省農(nóng)民人均純收入與相關(guān)控制變量間擬合程度比較好；F值比較大，說明模型整體是顯著的。在顯著性水平為10%的前提下，各變量都能通過檢驗(yàn)，可知1978—2000年，農(nóng)民人均純收入與人均財(cái)政教育支出、農(nóng)村居民家庭農(nóng)作物人均耕地存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，每變動一單位農(nóng)民人均純收入將降低5.28單位和0.37單位；與農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力、農(nóng)村居民農(nóng)林牧漁人均總產(chǎn)值存在正相關(guān)關(guān)系，每變動一單位農(nóng)民人均純收入將增加0.17單位和0.37單位。

3.3.2 階段二（2000—2014年）方程

Yit=-2480.360+2.348861X1t+3.548493X2t-0.386485X3t+0.476957X5t+μit

（1.160808） （5.602499） （0.288568） （0.235343）

R2=0.9931 R-2=0.9904

DW=1.3460 F=362.30

通過回歸分析（表略）可知，R2很高，F(xiàn)值比較大，山東省農(nóng)民人均純收入與相關(guān)控制變量間擬合程度較好，但是部分變量在顯著性水平為10%的情況下沒通過檢驗(yàn)，回歸不顯著。根據(jù)結(jié)果，2000—2014年，農(nóng)民人均純收入與人均財(cái)政教育支出、農(nóng)村居民家庭農(nóng)作物人均耕地、農(nóng)村居民農(nóng)林牧漁人均總產(chǎn)值變量存在正相關(guān)關(guān)系，與農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。

4 結(jié) 論

第一，山東省農(nóng)村居民人均純收入與人均財(cái)政教育支出、農(nóng)村居民家庭農(nóng)作物人均耕地、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力、農(nóng)業(yè)從業(yè)人員比重、農(nóng)村居民農(nóng)林牧漁人均總產(chǎn)值變量存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，且呈正相關(guān)關(guān)系。從回歸結(jié)果看，人均財(cái)政教育支出每增加一單位農(nóng)村居民人均純收入增加0.19單位；農(nóng)村居民家庭農(nóng)作物人均耕地、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力、農(nóng)村居民農(nóng)林牧漁人均總產(chǎn)值增加一單位農(nóng)村居民人均純收入分別增加0.92單位、0.25單位和0.47單位；同時(shí)，農(nóng)業(yè)從業(yè)人員比重降低一單位使農(nóng)村居民人均純收入增加16.69單位。

第二，通過格蘭杰因果檢驗(yàn)可得，農(nóng)村居民家庭農(nóng)作物人均耕地與農(nóng)業(yè)從業(yè)人員比重是農(nóng)村居民人均純收入提高的主要原因。從要素稟賦角度分析，農(nóng)村居民家庭農(nóng)作物人均耕地屬于自然資源稟賦，農(nóng)業(yè)從業(yè)人員比重屬于生產(chǎn)要素的跨部門流動。

第三，通過分階段討論山東省農(nóng)民人均純收入影響因素可以得到，人均財(cái)政教育支出、農(nóng)村居民家庭農(nóng)作物人均耕地對山東省農(nóng)民人均純收入呈先“抑制”后“促進(jìn)”趨勢；而農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力呈先“促進(jìn)”后“抑制”的趨勢；農(nóng)村居民農(nóng)林牧漁人均總產(chǎn)值對山東省農(nóng)民人均純收入一直起促進(jìn)作用。

參考文獻(xiàn)：

[1]柯炳生.加快推進(jìn)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)建設(shè)的思考[J].紅旗文稿，2007（2）：34-35.

[2]ANDREAS FASHMEIR.Citizenship：the rise and fall of a modern concept[M].US：Yale University Press，2007.

[3]TERRY SICULAR.The Urban-rural Gap and Income Inequality in China[J].Review of Income and Wealth，2007（116）.

[4]郭燕枝，劉旭.基于格蘭杰因果檢驗(yàn)和典型相關(guān)的農(nóng)民收入影響因素研究[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2011（10）：92-97.

[5]吳欣穎，任建蘭，程鈺.基于縣域單元的山東省農(nóng)民人均純收入時(shí)空演變分析[J].安徽師范大學(xué)學(xué)報(bào)（自然科學(xué)版），2015（5）：485-491.

[6]王懷亮.山東省農(nóng)民人均純收入空間自相關(guān)分析[J].合作經(jīng)濟(jì)與科技，2015（10）：41-42.