新型農業經營主體收入影響因素實證分析

閆明浩，張勁松

(中南民族大學管理學院，湖北武漢 430074)

1 我國農業經營主體的發展演進歷程

1.1 自給自足經濟與傳統小農經濟 小農經濟是新中國成立之初我國農業的主要生產經營模式，在很長的傳統農業社會內，農業生產都維持在糊口水平上，農戶家庭都是根據家庭的實際消費需求做出生產經營決策。一直到20世紀80年代，以市場化為導向的經濟體制為我國農業的發展帶來了翻天覆地的變化，使單個農戶家庭的農業生產很大程度上高出了其保持生存必需的水平。

1.2 “人民公社化”運動與集體化農戶 在1953年完成土地改革后，我國政府隨即頒布相關文件，在農村土地產權問題上，有步驟地進行社會主義改造，并鼓勵完成土地改革的地區實施農業生產互助合作。為了盡快提高農業生產力、改良農業生產方式，毛澤東同志認為小社不能使農民的生產力得到充分發揮，合作互助的腳步不能停止，要建立大社，實施進一步的農業生產合作，實行集體土地所有制。

1.3 家庭聯產承包責任制與市場化小戶 1978年改革開放拉開了農業的家庭經營大幕，全國各個地區開始實施家庭聯產承包責任制。從此，我國農業經濟發展的基礎就是家庭聯產承包責任制。人民公社體制被廢除以后，農民無論是從身份上還是從經濟上，都擺脫了人民公社化運動中制度的約束。擁有農業生產經營者應享有的生產經營自主權，解除農民與土地的捆綁，實現了農村勞動力的自由流動，保障了農民的政治民主權。以市場化為導向市場經濟體制鼓勵農民積極進行外界交流，擺脫傳統的封閉經營方式，在身份上獲得自由的農民，在投入市場的過程中表現出極大的熱情。

1.4 新型農業經營體系與規模化農戶 盡管家庭聯產承包責任制實施后，離散農戶的生產熱情被極大地調動起來，農民收入水平也被提高。但是，由于改革進程的不斷推進，市場環境的不斷變化，因為制度改變而給農業經濟帶來的動力很快就被耗盡，這種情況在種植業中表現的最為突出。現代農業發展需要規模化經營，創新農業經營體制是中央一號文件的中心內容，這表明農業的規模化經營將是創新的主要方向，建設家庭農場等新型農業經營主體是創新的主要內容，既堅持了家庭化的農業生產特征，又可以達到提高農民收入和提高農作物產量的雙重目的。

2 影響新型農業經營主體收入的因素分析

2.1 指標選取與研究假設 新型農業經營主體的建設是我國農業現代化發展的重要方向，雖然近幾年我國新型農業經營主體的數量在不斷上升，但是新型農業主體的收入增幅卻不是很大，這直接影響到我國農業現代化進程和我國農村的穩定局面。目前，已有大量關于農民收入問題的文獻研究，但是對新型農業經營主體收入的研究比較欠缺，筆者基于現有文獻，提出如下假設。

假設1:農業總產值比重越高，新型農業經營主體的收入就越高。婁夏等［1］通過對黑龍江省農民收入問題的研究，指出農業總產值比重指標是黑龍江省產業結構的重要指標，該比重與收入之間有一定聯系;李雙鳳［2］運用灰色關聯理論對福建農民收入因素進行分析，發現對農民收入有重要影響的3個因素分別是種植業收入、牧業收入、漁業收入;李春林等［3］以我國27個省份為研究對象，指出農業總產值是影響農民收入的一個重要因素。因此，選取種植業總產值占農、林、牧、漁總產值的比重作為一個分析指標。

假設2:新型農業經營主體文化程度越高，收入就越高。王麗［4］認為農民的受教育水平越高，其收入就越穩定;董運來等［5］分析了影響農民收入的諸多因素，指出制度、科技、組織、教育對農民的收入起著決定性作用;陳建梅［6］基于西方的人力資本理論，認為農民的受教育水平和收入之間呈正相關關系。因此，選取受教育水平作為一個分析指標。

假設3:農作物的播種規模越大，收入就越高。姚麗虹等［7］在對廣東省農民收入問題的研究中，指出耕地面積的規模，特別是常用耕地面積的規模，將會對農民的收入產生持續的影響;賴歡等［8］以江西省農民收入問題為研究對象，認為保護耕地面積，確保灌溉面積和播種面積是保障農民收入的重要舉措［8］。因此，選取農作物播種規模為一個分析指標。

假設4:財政支出越多，收入就越高。羅譽［9］從目前農村的實際情況出發，財政對農業的投入力度越多，增收的效果就越明顯;王承宗［10］在河南省農民問題的研究中，指出農業是弱勢產業，財政在農業增收的問題上扮演者重要角色;郭英等［11］通過研究1978～2008年數據擬合的多變量協整模型，發現農業財政在長期可顯著提高農民收入。因此，選取財政支出為一個分析指標。

2.2 建立經濟學模型 現以全國為例，分析新型農業經營主體收入與各影響因素關系，并建立數學模型。該研究使用1990～2012年的年度數據進行分析，數據來源于《中國統計年鑒》。為了避免價格波動對數據可比性的影響，以1990年為基期的居民消費價格指數對農民純收入指標進行了價格調整。為了避免指標單位不同引起的誤差，將原始數據先進行標準化處理。所構建的模型如下:

式中，Y表示新型農業經營主體純收入;X1為種植業總產值占農、林、牧、漁總產值的比重，X2為農民受教育水平;X3為農作物播種面積;X4為財政支出;μt為隨機誤差項，代表所有未納入模型中但影響農民收入的其他因素。

利用Eviews軟件分析模型回歸結果見表1。

表1 變量初始分析

模型的 R2值為0.989，F 統計量為 407.101，D.W.統計量為1.266 3。模型可能存在的多重共線性。從表1可以看出，X1、X2、X3系數估計值均有通過t檢驗，但是X4的系數估計值沒有通過t檢驗。

2.3 多重共線性的檢驗及修正

2.3.1 相關性系數分析。從表2可以看出，各個解釋變量之間的相關性程度較高，所以各變量之間存在多重共線性。

表2 相關性系數

2.3.2 逐步回歸進行多重共線性的修正。

(1)分別做 X1、X2、X3、X4的一元回歸分析，結果見表3。

表3 各變量的一元回歸分析

由表3可以看出，各變量系數t檢驗是顯著的，但是加入變量X3的方程修正的可決系數最大。因此，選擇以X3為基礎，逐次進行回歸分析。

(2)以X3為基礎，順次加入其他變量逐步回歸，結果見表4。

由表4可知，加入X1和X2后，t檢驗均是顯著的，F檢驗也是顯著的，而且修正可決系數也有改善，擬合優度有所提高，但是加入X4后，沒有通過t檢驗，模型擬合優度下降。并且從相關系數矩陣也可以看出，這3個解釋變量高度相關，同時放入模型一定會引起嚴重的多重共線性，所以對X1、X2、X3予以保留，剔除變量X4，分析結果為:

表4 逐步回歸分析

2.4 自相關檢驗 根據OLS計算結果，由D.W.=1.209，給定顯著性水平a=0.05，查D-W表，得下限臨界值dL=1.08，上限臨界值dU=1.66，因為dL＜DW＜dU，所以DW判斷生效，進行偏相關檢驗，結果見圖1。

從圖1可以看出，偏相關系數的直方圖均在虛線部分之內，因此模型不存在自相關性。

2.5 異方差檢驗 使用Eviews對修正后的模型進行異方差檢驗，結果顯示:顯著性水平為0.05，由于 χ20.05(9)=16.919 ＜NR2=17.43，因此不接受原假設，模型存在異方差。對模型進行修正，將變量賦予權重1/abs(resid)進行分析，最終模型為:

2.6 模型經濟意義 該最終模型的經濟意義為:假設其他變量不變的情況下，當種植業總產值的比重增加1個單位，收入將增加0.18個單位;當農民受教育水平上升1個單位，收入將增加0.32個單位;農作物播種面積增加1個單位，收入將增加0.88個單位。

3 結論與建議

3.1 結論 實證結果表明，農作物播種面積對新型農業經營主體收入影響最為顯著，種植業總產值占農、林、牧、漁總產值的比重對新型農業經營主體的影響最小;農民受教育水平對新型農業經營主體也有一定程度的影響。

3.2 對策建議

3.2.1 規范土地流轉制度，滿足新型經營主體生產要求。解決好土地流轉問題是新型農業經營主體發展的基礎，因而有必要從根本上給予相關重視。市場價格機制在規范農村土地流轉市場中扮演著重要角色，它可以引導農民將土地進行轉包、出租、互換和股份合作等土地流轉行為，使生產經營能力較低的農民能夠利用市場機制把土地承包經營權流轉給經營能力較高的農民，從而提高土地流轉綜合效益和拓展土地承包經營權流轉空間。

3.2.2 優化農業產業結構，拓寬新型農業經營主體增收途徑。根據市場中供求關系的變化規律，單純地依靠增加農產品產量、提高農產品價格來增加新型農業經營主體的收入是不現實的。因此必須從多元化角度出發，綜合考慮不同層次和不同種類消費者的需求，利用現代農業科技提高產業效率，提高產品質量，增加農產品的附加值，只有這樣才能從根本上提高新型農業經營主體的收入。

3.2.3 加大財政支持力度，提高新型農業經營主體發展效率。政府應繼續增加對農業基礎設施建設的投入和加大農業政策支持的力度，進一步完善對農業公共政策和共投入的評價機制。對于一些專門針對新型農業經營主體的扶持政策，要采取直接下達的方式，保證政策落實到位。另外，應進一步賦予基層組織更多的權利，允許基層在合理的范圍內對資金和政策作出進一步的規劃，從而提高農業扶持政策的效率。

3.2.4 增加教育投入，提高新型農業經營主體文化水平。農民學歷水平不夠高，其中，初中以下學歷占到70%以上，再加上新一代的農民大都選擇外出務工放棄了在家務農，因此出現了農民的整體素質跟不上農業現代化發展步伐的窘境。本著把新型農業經營主體培養成有文化、懂技術、會經營的現代化農業經營者的目標，各地區應結合自身的實際情況，借助當地的農業教育資源，建立農民教育培訓基地。在具體實施過程中，應因地制宜，針對不同農民群體采取不同的培訓方式，重點培養一批具有現代化市場競爭意識的新型農業經營主體。

［1］婁夏，張德華.黑龍江省農民收入影響因素分析［J］.中國農學通報，2014(9):116－121.

［2］李雙鳳，楊文鳳.福建省農民收入影響因素灰色關聯分析［J］.華中農業大學學報(社會科學版)，2010(4):43－46.

［3］李春林，任博雅.基于面板數據的中國農民收入影響因素分析［J］.經濟與管理，2009(4):26－28.

［4］王麗.中國農民收入影響因素的計量經濟分析［J］.企業導報，2011(14):22 －23.

［5］董運來，董玉珍，武翔宇.農民收入主要影響因素的實證分析［J］.沈陽農業大學學報(社會科學版)，2005(3):272－274.

［6］陳建梅.我國農民收入增長的主要影響因素分析［J］.哈爾濱商業大學學報(社會科學版)，2010(2):15 －17.

［7］姚麗虹，趙陽.廣東農民收入影響因素的實證分析［J］.廣東農業科學，2009(7):280－283.

［8］賴歡，葉玉雯，王婉婷.江西省農民收入影響因素及對策分析［J］.農業經濟與科技，2015(2):82－83.

［9］羅譽.我國農民收入水平影響因素及其實證分析［J］.臺灣農業探索，2010(1):27－31.

［10］王承宗.河南農民收入影響因素的實證分析［J］.中國農學通報，2012(20):226－229.

［11］郭英，曾孟夏.我國農業支持與農民收入和消費的再思考:基于整體性的多變量協整系統［J］.經濟問題，2011(11):77－81.