新疆農(nóng)村居民收入影響因素的實證分析

雪合來提·馬合木提，奧斯曼·玉散

（新疆財經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計與信息學(xué)院，烏魯木齊 830012）

0 引言

改革開放以來，新疆農(nóng)村經(jīng)濟得到了持續(xù)穩(wěn)定的發(fā)展，但同全國特別是東部沿海省份相比，在農(nóng)業(yè)、農(nóng)村經(jīng)濟和農(nóng)村居民收入等方面，都存在較大差距，而且差距越來越大。農(nóng)業(yè)增產(chǎn)不增收，農(nóng)民生產(chǎn)積極性就會受到影響；農(nóng)民生活得不到持續(xù)改善，農(nóng)村的不穩(wěn)定因素就會增加；農(nóng)民不能富裕起來，全面建設(shè)小康社會、加快現(xiàn)代化建設(shè)的目標(biāo)就不可能最終實現(xiàn)。農(nóng)村居民收入問題是關(guān)系農(nóng)村社會經(jīng)濟穩(wěn)定與發(fā)展全局的重大問題，也是新疆各級黨和政府的新時期農(nóng)業(yè)與農(nóng)村經(jīng)濟工作的立足點和出發(fā)點。“十二五”期間是新疆全面建設(shè)小康社會和現(xiàn)代化建設(shè)的關(guān)鍵時期，到2020年新疆能否與全國同步實現(xiàn)全面小康的發(fā)展目標(biāo)，在很大程度上取決于“三農(nóng)”問題的有效解決。“三農(nóng)”問題的核心是農(nóng)村居民問題，而農(nóng)村居民問題的關(guān)鍵就在于農(nóng)村居民收入能否持續(xù)不斷的提高。因此，研究新疆農(nóng)村居民收入影響因素，探尋促進農(nóng)村居民增收的有效途徑，制定符合實際、科學(xué)合理的農(nóng)村政策，采取各種有力措施，保證農(nóng)村居民純收入不斷增加，具有重要的現(xiàn)實意義。

1 模型的構(gòu)建及變量指標(biāo)的選取

農(nóng)村居民收入分為農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)業(yè)收入兩種。因此，本文再考慮影響農(nóng)村居民收入的因素時，將影響因素分為兩種，第一種是農(nóng)業(yè)收入的影響因素分析，包括農(nóng)產(chǎn)品收購價格、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格、、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模、有效人均耕地面積、糧食作物單位面積產(chǎn)量、農(nóng)業(yè)機械勞動力等；另一種時非農(nóng)業(yè)影響因素，包括政府財政支持、工業(yè)化程度、城市化水平等。

為了達到本文所預(yù)期的目標(biāo)，將新疆農(nóng)村居民收入的影響因素模型設(shè)定如下：

式中RPI表示農(nóng)村居民純收入，F(xiàn)表示農(nóng)業(yè)收入的影響因素，α表示影響因素的彈性系數(shù)，ε表示該模型沒有包含的其他影響因素，即該模型的隨機變量。在本文中選取的該模型的擴展模型設(shè)定為：

式中 RPI表示農(nóng)村居民人均純收入，F(xiàn)1、F2、F3、F4、F5、F6、F7、F8、F9、F10、F11、F12表示示影響新疆農(nóng)村居民收入的各種影響因素，α1、α2、α3、α4、α5、α6、α7、α8、α9、α10、α11、α12表示影響農(nóng)村居民收入的各種因素的彈性系數(shù)。

為了回歸估計方便，將等式轉(zhuǎn)換成線性方程，對這個等式兩邊取對數(shù)可以得到：

式中RPI表示新疆農(nóng)村人均純收入、、F1表示人均GDP、F2表示工業(yè)化程度,也就是三次產(chǎn)業(yè)中第二產(chǎn)業(yè)占的比重、F3表示城市化水平、F4表示城鄉(xiāng)居民收入差距比、F5表示農(nóng)用機械總動力、F6表示財政支出對農(nóng)業(yè)的投入、F7表示化肥施用量、F8表示農(nóng)村電用量、F9表示從業(yè)農(nóng)業(yè)勞動力、F10表示農(nóng)作物面積、F11表示全國農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)（上年=100）、F12表示全國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)（上年=100）、ε為隨機誤差項，包含了主要解釋變量以外的所有因素的綜合影響。

2 模型的參數(shù)估計，檢驗及修正

利用新疆維吾爾自治區(qū)1981～2012年32年的時間序列數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源主要是新疆五十年和各年的新疆統(tǒng)計年鑒及中國統(tǒng)計年鑒。本文利用各種變量對模型進行參數(shù)估計，參數(shù)結(jié)果表1所示。

表1 初始模型參數(shù)估計結(jié)果

T檢驗：除了人均GDP、工業(yè)化程度、城鄉(xiāng)居民收入差距比和從業(yè)農(nóng)業(yè)勞動力以外其他指標(biāo)都不通過α=0.05的t統(tǒng)計檢驗。說明解析變量可能存在多重共線性，本文采取逐步回歸的辦法，去解決多重共線性問題。對模型中的解析變量進行重復(fù)的引入和剔除，最終選擇比較合理的對數(shù)模型。最終對數(shù)模型確定為

式中RPI表示新疆農(nóng)村居民人均純收入、F1表示人均GDP、F2表示農(nóng)用機械總動力、F3表示城鄉(xiāng)居民收入差距比、F4表示從業(yè)農(nóng)業(yè)勞動力、F5表示全國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)（上年=100）、F6表示財政支出對農(nóng)業(yè)的投入、F7表示工業(yè)化程度、ε為隨機誤差項，包含了主要解釋變量以外的所有因素的綜合影響。模型參數(shù)估計結(jié)果進一步進行檢驗。

R2檢驗：有參數(shù)估計結(jié)果可知，R2=0.998501。當(dāng)R2＞0.7時，可以說本模型的被解析變 量基本上可以用回歸模型中的解析變量來解析。因此，該模型結(jié)果通過R2檢驗。

F檢驗:F=61.51,由于F0.05(32,12)=2.57,F＞F0.05F0.05(32,12),所以可以認為在0.05的顯著水平下，農(nóng)村居民收入和各種影響因素之間有顯著性的線性關(guān)系。因此本模型的擬合優(yōu)度好，所以通過F檢驗。

自相關(guān)檢驗：由于DW=1.39給定顯著性水平α=0.05，查Durbin-Watson表，n=32,k=7，得dL=0.974，dU=2.004，無法判定自相關(guān)是否存在，所以我們再用LM統(tǒng)計量進行檢驗（p=2）模型是否存在自相關(guān)性得到的結(jié)果表2所示。

表2 LM統(tǒng)計量結(jié)果

LM統(tǒng)計量顯示，在0.05的顯著性水平拒絕原假設(shè)。回歸模型的殘差序列存在自相關(guān)性。因此，回歸模型的的參數(shù)估計結(jié)果不在有效，必須采取相應(yīng)的方式修正殘差的自相關(guān)性。本文利用廣義最小二乘法修正自相關(guān)性。修正后的模型的DW=2.207613，可以判定回歸模型不存在自相關(guān)性。

異方差檢驗：利用White檢驗法檢驗?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诋惙讲睢-statistic是輔助方程整體顯著性的F統(tǒng)計量；Obs*R-squared是White檢驗的NR2統(tǒng)計量。通過比較Obs*R-squared的概率值和顯著性，可以對回歸方程是否存在異方差進行判斷。Obs*R-squared的概率=0.04964，根據(jù)檢驗結(jié)果可以說，回歸模型不存在異方差。最后的模型參數(shù)估計結(jié)果表3所示。

表3 修正后的模型參數(shù)估計結(jié)果

3 時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗

平穩(wěn)性檢驗：時間序列模型中選取的變量的平穩(wěn)性是現(xiàn)代計量經(jīng)濟學(xué)的最基本的要去，只有模型中的經(jīng)濟變量滿足平穩(wěn)性的要求時，我們的計量經(jīng)濟學(xué)分析才能算有效的，但是我們要采用的時間序列數(shù)據(jù)大部分是非平穩(wěn)的，很容易出現(xiàn)虛假相關(guān)和虛假回歸等一些列問題。因而影響我們所得出的結(jié)論，為了避免這些問題，在進行時間序列實證分析時，對我們所選取的時間序列變量進行單位根檢驗。本文采用增廣迪基一富勒(ADF)檢驗的方法進行檢驗。對各影響因素指標(biāo)水平值及其一級差分值分別進行單位根檢驗。檢驗結(jié)果在表4所示。

根據(jù)表4的ADF單位根平穩(wěn)性檢驗結(jié)果可以知道，新疆農(nóng)村居民純?nèi)司杖搿⑷司鵊DP、農(nóng)用機械總動力、城鄉(xiāng)居民收入差距比、從業(yè)農(nóng)業(yè)勞動力、全國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)（上年=100）、財政支出對農(nóng)業(yè)的投入、工業(yè)化程度在一階差分后，顯著水平為0.01的情況下是平穩(wěn)序列的。根據(jù)上述結(jié)果可以說RPI、F1、F2、F3、F4、F5、F6、F7均為一階單整序列。

協(xié)整檢驗：為了證明新疆農(nóng)村居民純?nèi)司杖搿⑷司鵊DP、農(nóng)用機械總動力、城鄉(xiāng)居民收入差距比、從業(yè)農(nóng)業(yè)勞動力、全國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)（上年=100）、財政支出對農(nóng)業(yè)的投入、工業(yè)化程度之間的存在長期均衡的關(guān)系，我們使用Engle和Granger（1987）的兩步法進行各指標(biāo)之間的協(xié)整關(guān)系檢驗。Engle和Granger（1987）的兩步法一般是基于兩變量之間的協(xié)整檢驗，基本思想是：首先對需要檢驗的變量進行普通的OLS線性回歸，得到殘差序列，然后對殘差進行單位根檢驗，如果殘差序列不存在單位根，則變量之間存在協(xié)整關(guān)系。由于該方法容易計算，在早期被廣泛采用，但是當(dāng)變量超過兩個以上時，變量間可能存在多個協(xié)整關(guān)系，此方法無法找到所有可能的協(xié)整向量，其分析結(jié)果不易解釋。

根據(jù)上述的結(jié)果可以得出，RPI、F1、F2、F3、F4、F5、F6、F7均為一階單整序列，因此要考察它們在長期內(nèi)是否是相互關(guān)聯(lián)的,可對其進行協(xié)整檢驗。檢驗結(jié)果如下:

檢驗結(jié)果顯示，殘差序列在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)(0.0000＜0.01)，因此可以確定殘差項為平穩(wěn)序列，即上述結(jié)果表明，1981～2013年期間新疆農(nóng)村居民純?nèi)司杖牒腿司鵊DP、農(nóng)用機械總動力、城鄉(xiāng)居民收入差距比、從業(yè)農(nóng)業(yè)勞動力、全國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)（上年=100）、財政支出對農(nóng)業(yè)的投入、工業(yè)化程度之間存在協(xié)整關(guān)系。

表4 各影響因素指標(biāo)的ADF單位根檢驗結(jié)果

表5 殘差et的單位根檢驗結(jié)果

4 模型結(jié)果分析

根據(jù)修正后的模型結(jié)果可以看出，各解析變量中除了農(nóng)用機械總動力以外的解析變量均通過5%的顯著性水平檢驗，農(nóng)用機械總動力通過10%的顯著性水平檢驗。

各影響因素中影響程度最大的是人均GDP,從回歸系數(shù)看出，新疆人均GDP增加一個百分點新疆農(nóng)村居民收入增加0.80個百分點，人均GDP對新疆農(nóng)村居民收入有顯著的正向影響。新疆農(nóng)用機械總勞動力增加一個百分點新疆農(nóng)村居民收入增加0.37個百分點，新疆農(nóng)用機械總勞動力對新疆農(nóng)村居民收入有顯著的正向影響。新疆城鄉(xiāng)居民收入差距比增加一個百分點新疆農(nóng)村居民收入減小0.36個百分點，城鄉(xiāng)居民收入差距比對新疆農(nóng)村居民收入有顯著的反向影響。新疆從業(yè)農(nóng)業(yè)勞動力增加一個百分點新疆農(nóng)村居民收入減少0.67個百分點，新疆從業(yè)農(nóng)業(yè)勞動力對新疆農(nóng)村居民收入有顯著的反向影響。全國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)比上一年增加一個百分點新疆農(nóng)村居民收入減少0.24個百分點，新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)對新疆農(nóng)村居民收入有顯著的反向影響。財政支出對農(nóng)業(yè)的投入增加一個百分點新疆農(nóng)村居民收入增加0.025個百分點，新疆財政支出對農(nóng)業(yè)的投入對新疆農(nóng)村居民收入有顯著的正向影響。工業(yè)化程度增加一個百分點新疆農(nóng)村居民收入增加0.1個百分點，工業(yè)化程度對新疆農(nóng)村居民收入有顯著的正向影響。

5 結(jié)論

研究結(jié)果表明，（1）新疆農(nóng)村居民人均純收入保持不斷地增加趨勢。（2）回歸模型參數(shù)估計結(jié)果表明，人均GDP、農(nóng)用機械總動力、城鄉(xiāng)居民收入差距比、從業(yè)農(nóng)業(yè)勞動力、全國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)（上年=100）、財政支出對農(nóng)業(yè)的投入對農(nóng)村居民人均純收入的增加有顯著地影響。（3）協(xié)整結(jié)果表明，均GDP、農(nóng)用機械總動力、城鄉(xiāng)居民收入差距比、從業(yè)農(nóng)業(yè)勞動力、全國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)（上年=100）、財政支出對農(nóng)業(yè)的投入與農(nóng)村居民人均純收入之間具有長期的均衡關(guān)系。（4）農(nóng)村勞動力的增加對增加農(nóng)村居民收入沒有起作用，是因為新疆農(nóng)村存在大量的閑著勞動力。

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