基于主成分回歸模型的福建省農民增收因素分析

胡虎肇

(福州大學管理學院,福建 福州 350002)

1981年福建省農村開始實行 “包產到戶”政策,福建省農民人均純收入從 231.65元增長到2007年的5 467.08元,農民人均純收入逐年提高。但是從1998開始,農民人均純收入增長率一直都處于5%的低水平,同時,城鄉居民及農村內部收入差距擴大、農村經濟缺乏活力等問題也開始出現。如何增加農民收入,成為福建省經濟發展迫切需要考慮的問題。

1 研究現狀及存在的問題

王德文、蔡昉 (2003)認為,經濟增長和收入分配對農民收入長期增長有顯著作用,工業化和城市化對農民收入增長有推動作用[1];朱農 (2005)認為,非農產業和非農業收入在農村地區的發展中占有非常重要的位置[2]。錢陳、史晉川 (2006)認為,通過加強城鄉之間的產業聯系,加快農村人口向城市的轉移,不斷提高城市化水平,對提高農村人均收入有著重要意義[3]。陳義三 (2006)認為,制度建設方面的因素、農村市場化程度、農民自身素質是影響福建農民收入增長的決定性因素[4]。蔡勇志、黃麗惠 (2006)認為,制約福建農民收入的主要因素是農民科技文化水平偏低,難以接受先進農業技術,農業產業化程度低,農村勞動力轉移困難;城鄉二元經濟結構是造成農民貧困的體制性障礙[5]。國內學者的研究顯示出以下特點:第一,對農民收入增加的研究主要集中在某幾個因素上,缺乏綜合性考慮,建立的回歸方程只考慮個別因素,或者只討論統計意義顯著的因素,而統計意義不顯著的因素則未予考慮;第二,進行實證分析時,建立多個回歸方程,分組計算并討論各個因素對農民增收的影響,但沒有綜合所有因素于同一環境下進行分析比較。

2 數據說明及指標選取

本文數據均來源于歷年 《福建省統計年鑒》。人均耕地面積的數據統計到2005年,2006年、2007年的數據采用三階移動平均數據補充;城鎮人口比的數據統計到2002年,此后數據采用三階移動平均補齊。

參考相關文獻資料,根據經濟理論及實證研究影響農民收入及其增長的主要因素,本文建立模型所選用的因變量是福建省農村居民人均純收入,自變量分別是:(1)按農村勞動力計算的人均耕地面積X1;(2)城鎮化水平X2:以福建省城鎮人口占總人口的比重表示,體現出區域經濟結構變化;(3)城鄉居民收入差距X3:以福建省城鎮居民家庭人均可支配收入除以農村居民人均純收入表示;(4)農民人均工資性收入X4;(5)農民人均家庭純經營收入X5;(6)人均第一產業GDP為X6;(7)人均第二產業GDP為X 7;(8)人均第三產業GDP為X8;(9)第一產業就業比X9:反映農業的勞動力資源的變化。

3 模型的建立

主成分分析通過構造原始變量的線性組合,得到一組互不相關的能反映原始變量絕大部分信息的新變量。從中挑出幾個新的變量,使它們含有盡可能多原始變量的信息,然后將其作為自變量,進行回歸分析。這樣,采用主成分回歸方法,就可以在解決原始變量多重共線性問題的同時保持了原始變量大部分信息。

考慮到所選變量單位的不一致性 (人均收入、人均GDP的指標都是萬元/人,人均耕地面積的單位是畝/人,城鎮化水平、城鄉收入差距、非農就業比為比值,無量綱),本文在做主成分分析時將從相關矩陣出發求得主成分。

從表1中可以看到,第一主成分的特征根為8.16,能夠解釋總變異的90.67%;第二主成分的特征根為0.46,解釋了總變異的5.18%;第三個主成分的特征根為0.32,解釋了總變異的3.55%;前兩個主成分的累積貢獻率已經達到95.85%,前三個主成分的累積貢獻率已經達到99.4%,說明前三個主成分已經反映了9個指標信息的99.4%,因而確定主成分的個數為3,計算因子載荷矩陣。

表2中,X*i(i=1,2,…9)為 Xi的標準指標變量。,其中,μ表示各個指標的均值,表示標準差。從表2可以看到,第一主成分在X*4、X*5、X*6、X*7、X*8上有幾乎相等的正載荷,它衡量了整個社會的人均收入增長,可稱之為人均收入增長因子;第二主成分在城鎮化水平上有較大的負載荷,稱之為城鎮化水平高低因子;第三主成分在城鄉收入差距上有較大負載荷,故可稱之為城鄉收入差距大小因子。將Xi=σX*i+μ代入到主成分表達式中,得到主成分關于原始變量的系數,如表3所示。

表1 相關矩陣的特征根、貢獻率及累計貢獻率

表2 因子載荷矩陣

表3 主成分系數矩陣

計算出各個主成分,將其當做自變量,農民人均純收入作為因變量,進行OLS估計:

R2=0.997 F=2151.838 DW=0.96

將F1、F2、F3分別用 X1、X2、…X9代換,得到農民人均收入關于各個指標的回歸表達式為:Y=-0.018463X1+0.022204X2-0.049079X3+0.43668X4+0.34857X5+0.213X6+0.021689X7+0.0617141X 8+0.25932X9+0.0651

4 結果分析

福建省農民人均純收入與人均耕地面積負相關,即人均耕地面積每增加1畝,農民的收入就相應減少0.018 5萬元,這與黑龍江等省的實證情況完全相反[6]。城鎮化水平對農民收入有正向作用,城鎮化水平每提高1個單位,農民人均純收入就提高0.022萬元;根據同期相同的研究方法進行實證,江蘇省城鎮化水平每提高1個單位,農民人均純收入增加0.265萬元[7],其提高幅度是福建省的十倍。城鄉收入差距對農民的收入有負影響,城鄉收入差距每下降1個單位,農民收入增加0.049萬元。根據王德文、蔡昉等人的實證,從全國來看,城鄉收入差距降低1%,農民收入增加0.003%[8],也充分說明福建省較大的城鄉收入差距已經成為阻礙農民收入的主要因素。農民的工資性收入提高1個單位,農民人均純收入增加0.437萬元,該系數是所有系數中最大的,說明人均工資性收入是福建農民收入的最大來源。農民人均家庭純經營收入增加1個單位,收入增加 0.349萬元。人均第一、二、三產業的回歸系數分別為:0.213、0.022、0.062,這三者跟農民純收入都是正相關,說明經濟增長的確能促進農民人均收入的增加。人均第一、三產業GDP的增加對農民收入增加的貢獻較為明顯,人均第一產業每增加一個單位,人均收入增加0.213萬元,其增幅小于工資性收入和家庭經營收入對人均收入的貢獻,這也說明農林漁牧并沒有真正成為農民增收的主要來源。非農人口比與人均純收入負相關,這也說明福建省將過多的勞動力投入在第一產業,并不會給農民增加收入。只有將勞動力轉移到二、三產業,才能促進人均收入的增長。

5 政策建議

5.1 加快農村勞動力轉移

福建省農村有大量的富余勞動力,充分利用這些富余的農村勞動力將有助于農民收入的增加。勞動力轉移的方式并不只有外出打工一種方式,發展農村私營企業、個體經濟,提高農村內部的經濟活力,同樣能轉移農村富余的勞動力。

5.2 加快城鎮化進程

城鎮化水平的提高能夠促進農民收入的增加,在所有實證類的文獻中都證實了這點。福建地貌多是山地丘陵,森林覆蓋率位居全國前列,不適合發展人口眾多的大城市,可以發展具有福建特色,生態環境良好,適宜居住的小城鎮。將小城鎮建設和大城市輻射相結合,使小城鎮能夠參與大城市的產業分工,形成產業集聚、就業增加、市場擴大的局面,實現城鄉生產要素的重新配置。在個別地區,比如廈漳泉地區,可以試行建立 “成都模式”的城鄉統籌經濟發展區。

5.3 收入再分配

通過稅收政策、財政政策,調整國民收入在城鄉之間的再分配,縮小城鄉之間收入差距,這將對農民收入增長有長期的影響。減少稅費收繳,建立農村基本的醫療、衛生保障,可以促進農村的物質資本積累,有助于提高農村的自主投資,為農民收入的長期增長創造條件。

5.4 消除 “城鄉兩制”現象

建立城鄉一體的統一就業制度和勞動力市場,建立農民工社會保障制度,加強農民工權益保護,做好農民子女教育工作,大力推動流動農民工實現產業工人化和市民化,促進農村剩余勞動力向第二、三產業轉移。

5.5 加強閩臺農業合作

臺灣和福建具有相似的農業生產環境,相互之間可以考慮產業的分工與合作,合理選取重點合作產業與合作方式,加強行業協會之間的溝通與協作,加強閩臺農業科技交流與合作,實現兩地生產要素的融合,共同提高農產品的國際競爭力。

[1]王德文,蔡昉.宏觀經濟政策調整與農民增收[J].中國農村觀察,2003(4):2-12.

[2]朱農.貧困、不平等和農村非農產業的發展[J].經濟學,2005,5(1):167-188.

[3]錢陳,史晉川.城市化、結構變動與農業發展-基于城鄉兩部門的動態一般均衡分析 [J].經濟學,2006,6(1):57-74.

[4]陳義三.福建農民增收的影響因素分析及對策[J].中國西部科技,2006(25):2-3.

[5]蔡勇志,黃麗惠.影響福建省農民增收的主要因素分析 [J].河南財政稅務高等專科學校學報,2006,20(5):5-6.

[6]高善金,張廣文.基于主成分回歸模型分析影響黑龍江省農民收入的主要因素 [J].商場現代化,2009(4):210-211.

[7]辜子寅.基于主成分回歸模型在江蘇省農民增收研究中的應用[J].統計教育,2009(4):21-24.

[8]王德文,蔡昉.十五期間農民收入變化趨勢及建議 [J].中國經貿導刊,2003(3):11.