農(nóng)村居民人均收入的影響因素分析

河海大學(xué)企業(yè)管理學(xué)院　吳利霄　馬子建　宋琦

農(nóng)村居民人均收入的影響因素分析

河海大學(xué)企業(yè)管理學(xué)院吳利霄馬子建宋琦

本文通過實(shí)證分析，對(duì)影響農(nóng)村居民人均收入的因素進(jìn)行分析，并使用Eviews軟件對(duì)1995年～2012年的農(nóng)村居民人均收入、第一產(chǎn)業(yè)人均增加值、第二產(chǎn)業(yè)人均增加值、第三產(chǎn)業(yè)人均增加值、糧食產(chǎn)量進(jìn)行運(yùn)算和檢驗(yàn)，理清農(nóng)村居民人均收入和三種產(chǎn)業(yè)人均增值間的關(guān)系，最后為提高農(nóng)村居民人均收入提供合理化建議。

農(nóng)村居民 人均收入 影響因素 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

2020年我國(guó)計(jì)劃實(shí)現(xiàn)全面小康，其核心在全面，要求經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展不能有短板，十三五期間，要把更多的人力、物力、財(cái)力放在補(bǔ)齊全面小康的短板上。而我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距隨著發(fā)展已經(jīng)進(jìn)一步拉大，這引發(fā)了許多社會(huì)問題。如“三農(nóng)”問題，就是指農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)民這三個(gè)問題，要解決農(nóng)民增收、農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)、農(nóng)村穩(wěn)定。而中國(guó)作為一個(gè)農(nóng)業(yè)大國(guó)，2015年初我國(guó)農(nóng)村人口達(dá)6.265億人。因而，提高農(nóng)村居民收入成為我國(guó)發(fā)展歷程中一個(gè)至關(guān)重要的課題。

薛宇峰采用總體收入不平等指數(shù)作為基尼系數(shù)的補(bǔ)充測(cè)度指標(biāo)，實(shí)證分析了中國(guó)各省（區(qū)、市）間農(nóng)村收入分配不平等的程度和地區(qū)差異［1］。他認(rèn)為，中國(guó)農(nóng)村收入分配不平等程度日益嚴(yán)重，農(nóng)村總體收入不平等指數(shù)在各省（市、區(qū)）之間存在明顯差異。楊娜曼曾使用1989年～2011年最新的中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查（CHNS）微觀數(shù)據(jù)，考察了我國(guó)農(nóng)村家庭收入構(gòu)成的演變，估計(jì)了各個(gè)解釋變量對(duì)農(nóng)民純收入差距的貢獻(xiàn)，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村基尼系數(shù)自2006年以來已經(jīng)突破了0.5，收入差距懸殊；非農(nóng)收入差距對(duì)農(nóng)民純收入差距的貢獻(xiàn)最大；教育年限、政治資本是影響農(nóng)村收入差距最大的兩個(gè)因素［2］。

1　數(shù)據(jù)的收集與整理

本文采用時(shí)間序列經(jīng)濟(jì)模型分析1995年～2012年的年度數(shù)據(jù)。本文的原始數(shù)據(jù)資料來自于江蘇省1993年～2013年統(tǒng)計(jì)局提供的統(tǒng)計(jì)年鑒，其中一些指標(biāo)是經(jīng)過整理加工得到的。主要對(duì)兩個(gè)問題進(jìn)行探討。首先對(duì)農(nóng)村居民人均收入增長(zhǎng)和第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值的增長(zhǎng)進(jìn)行分析，并進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)和協(xié)整分析，得出誤差修正模型。其次筆者將全國(guó)糧食總產(chǎn)量和第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值進(jìn)行協(xié)整分析，并得出兩者間的關(guān)系，以得到糧食生產(chǎn)對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)度。

2　模型的建立與數(shù)據(jù)檢驗(yàn)

2.1數(shù)據(jù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)

表1　數(shù)據(jù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)

經(jīng)檢驗(yàn)數(shù)據(jù)均二階平穩(wěn)，其中y為農(nóng)村居民人均收入（單位為元），x1為第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值（單位為元），x2為第二產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值（單位為元），x3為第三產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值（單位為元）。ln （y）為被解釋變量，其它變量為解釋變量。

2.2協(xié)整分析

通過數(shù)據(jù)回歸，ln（x2）沒有線性顯著，因而被舍去，其對(duì)應(yīng)的模型對(duì)應(yīng)的殘差值et，其et=resid。經(jīng)檢驗(yàn)，et通過檢驗(yàn)因而得出log（y）=3.389158+0.753503ln（x1）+0.13362ln（x3）。

2.3誤差修正模型

對(duì)上述模型進(jìn)行誤差修正，其中dln（y）t=ln（yt）-ln（yt-1）；dln（y）t-1=ln（yt-1）-ln（yt-2）；dln（x1）t=ln（x1t）-ln（x1t-1）；dln（x1）t-1=ln（x1t-1）-ln（x1t-2）；dln（x3）t=ln（x3t）-ln（x3t-1）；dln（x3）t-1=ln（x3t）-ln（x3t-2）；得最終的誤差修正模型，在短期內(nèi)dln（y）t=0.416616*dln（y）t-1+0.549935*dlog（x1）t

2.4農(nóng)村居民人均收入增長(zhǎng)同各產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值在長(zhǎng)期和短期的分析

較長(zhǎng)的時(shí)間中它們間的關(guān)系式為ln（y）=3.389158+0.75 3503ln（x1）+0.13362ln（x3），而短期誤差修正模型為：dlog（y）t=0.416616*dlog（y）t-1+0.549935*dln（x）t。從長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展來看，農(nóng)村居民人均收入的增長(zhǎng)主要和第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值有關(guān)，第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值同農(nóng)村居民人均收入的彈性達(dá)75.35%，此外，農(nóng)村居民人均收入和第三產(chǎn)業(yè)也有緊密聯(lián)系，而第二產(chǎn)業(yè)在本次回歸分析中沒有表現(xiàn)出顯著性，可能由于我國(guó)近年工業(yè)人均增加值較為緩慢，表現(xiàn)為先緩增，后快速發(fā)展有關(guān)。從短期來看，對(duì)農(nóng)村居民收入影響最為突出的仍舊是第一產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)。因而筆者繼續(xù)就第一產(chǎn)業(yè)人均增值和我國(guó)糧食總量進(jìn)行研究。

3　第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值與糧食總產(chǎn)量的研究

3.1平穩(wěn)性檢驗(yàn)及協(xié)整檢驗(yàn)

建立新的解釋變量（x）和被解釋變量（y），x為糧食總產(chǎn)量，單位為千萬噸；y為第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值，單位為元。經(jīng)檢驗(yàn)x與y均為二階平穩(wěn)數(shù)列，并通過協(xié)整檢驗(yàn)。對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸得：y=-810.2767+ 19.89299x，建立誤差修正模型并對(duì)其進(jìn)一步修正后，短期內(nèi)有：dy=15.78733+4.505870*dx

3.2長(zhǎng)短期模型分析

長(zhǎng)期內(nèi)y=-810.2767+19.89299x，短期內(nèi)dy=15.78733+ 4.505870*dx。從長(zhǎng)期來看，每增加19.8929千萬噸，農(nóng)村居民人均收入僅增加19.89299元，農(nóng)業(yè)糧食生產(chǎn)做為第一產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)最大的，其對(duì)推動(dòng)第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值的增長(zhǎng)力度并不大；而在短期每增加一千萬噸的糧食生產(chǎn)，第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值僅增加4.50587元，而目前我國(guó)糧食總產(chǎn)量?jī)H在50～60千萬噸左右徘徊，即糧食的生產(chǎn)為第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值在短期內(nèi)做出大概為230元的貢獻(xiàn)。因而，按照近年糧食生產(chǎn)產(chǎn)量增長(zhǎng)趨勢(shì)的發(fā)展，短期內(nèi)第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值不能得到快速提高。

4　結(jié)合兩個(gè)模型進(jìn)行分析

從上文得到的數(shù)據(jù)關(guān)系進(jìn)行總體分析，得出它們之間的線性關(guān)系，如表2所示。

表2　兩個(gè)模型的線性關(guān)系

為區(qū)分兩個(gè)模型間解釋變量與被解變量的對(duì)應(yīng)值，表2中y為農(nóng)村居民人均收入（元），x1為第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值（元），x3為第三產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值（元），r為糧食生產(chǎn)總量（千萬噸）。從式1，可知伴隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展，第一產(chǎn)業(yè)依舊較第二、第三產(chǎn)業(yè)對(duì)農(nóng)村居民人均收入影響更大，第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值每增加1%，農(nóng)村居民人均收入增加0.7535%。而第三產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值增加1%，農(nóng)村居民人均收入增加0.1362%。短期內(nèi)，依據(jù)式2農(nóng)村居民人均收入增長(zhǎng)和前一期的收入增長(zhǎng)值及同期的第一產(chǎn)業(yè)人均增長(zhǎng)值有關(guān)，因而農(nóng)村居民人均收入具有一定的慣性，且短期內(nèi)的收入增長(zhǎng)依然和第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增加有著密切聯(lián)系。而我國(guó)近年來第一產(chǎn)業(yè)人均增加值增長(zhǎng)緩慢，故而在短期內(nèi)提高農(nóng)村居民收入有很大的難度。式3針對(duì)第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值和我國(guó)糧食總產(chǎn)量進(jìn)行分析，可知我國(guó)糧食每增加1千萬噸，第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值增加19.89229元，雖然系數(shù)較大，但是必須指出的是我國(guó)近年來糧食增長(zhǎng)速度放慢，總產(chǎn)量在60千萬噸左右徘徊。式4表明短期內(nèi)，我國(guó)糧食產(chǎn)量每增長(zhǎng)1千萬噸，第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值僅增加4.505870元，故而短期內(nèi)僅從大力發(fā)展農(nóng)業(yè)還不能讓農(nóng)村居民人均收入得到快速提高。

5　結(jié)論與政策建議

我國(guó)作為農(nóng)業(yè)大國(guó)，全國(guó)農(nóng)村居民于2015年初達(dá)到6.265億人，農(nóng)村居民人均收入的進(jìn)一步提高對(duì)實(shí)現(xiàn)我國(guó)2020年全面建成小康社會(huì)有著重要作用。民生問題也是我國(guó)當(dāng)前面臨的重要問題之一。但從目前來看，我國(guó)農(nóng)村居民人均收入仍有待提高。從模型上看，在我國(guó)過去發(fā)展的歷程中，農(nóng)村居民人均和第一產(chǎn)業(yè)的關(guān)系密切，但由于資源有限，我國(guó)以農(nóng)業(yè)為主的第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值的增長(zhǎng)必然是緩慢的。因而，僅從提高糧食產(chǎn)量方面來提高農(nóng)村居民人均收入是困難的，我國(guó)農(nóng)業(yè)將面臨轉(zhuǎn)型，我國(guó)農(nóng)村居民需要拓寬就業(yè)面及抓住更多的機(jī)遇才能實(shí)現(xiàn)收入的快速增長(zhǎng)。在這一過程中，阻礙我國(guó)農(nóng)民人均收入增長(zhǎng)的因素主要表現(xiàn)在以下幾個(gè)方面。

（1）我國(guó)農(nóng)村居民受教育水平整體偏低，使農(nóng)民在勞動(dòng)力市場(chǎng)上的就業(yè)面受限。農(nóng)民在受教育程度、科技素質(zhì)、思想觀念及對(duì)農(nóng)業(yè)政策的關(guān)注力度不夠，成為傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的一大障礙。

（2）農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整緩慢，帶來的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較小。

（3）新常態(tài)下GDP增長(zhǎng)速度放緩，就業(yè)形勢(shì)更為嚴(yán)峻，使農(nóng)村的剩余勞動(dòng)力增加，就業(yè)困難。

（4）就業(yè)信息的傳播渠道未充分發(fā)揮應(yīng)有的作用，信息不對(duì)稱。

（5）鄉(xiāng)村地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)整體落后，不利于生產(chǎn)。

我國(guó)是世界農(nóng)業(yè)大國(guó)，雖然我國(guó)城鎮(zhèn)化率在穩(wěn)步提高，但近10年我國(guó)仍將有很大數(shù)量的農(nóng)村居民。我國(guó)農(nóng)村居民收入提高面臨著各種阻礙因素，為克服這些問題帶領(lǐng)農(nóng)民奔小康，就要帶動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，就必須要增加農(nóng)民的收入。

通過以下途徑可以提高農(nóng)村居民人均收入。第一，加強(qiáng)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，引入先進(jìn)的培植技術(shù)。第二，加強(qiáng)鄉(xiāng)鎮(zhèn)教育的發(fā)展建設(shè)，全面提高鄉(xiāng)鎮(zhèn)居民的知識(shí)教育水平。第三，拓寬就業(yè)信息傳播渠道，使農(nóng)村剩余勞動(dòng)力充分就業(yè)。第四，提高對(duì)農(nóng)業(yè)的轉(zhuǎn)移支付，提高農(nóng)民的福利。第五，推進(jìn)鄉(xiāng)村的民主進(jìn)程建設(shè)，讓高素質(zhì)人才擔(dān)任村干部。

［1］薛宇峰.中國(guó)農(nóng)村收入分配差距的現(xiàn)狀和空間分布特征［J］.財(cái)經(jīng)研究，2015，5（2）.

［2］楊娜曼.基于灰色理論的湖南糧食生產(chǎn)發(fā)展因素影響力評(píng)價(jià)［J］.中國(guó)農(nóng)學(xué)通報(bào)，2012（32）.

［3］方文婷.1978-2006中國(guó)農(nóng)村收入情況淺析［J］.中國(guó)科技新產(chǎn)品，2009（7）.

［4］周維明.基于要素的農(nóng)村收入差距分析［J］.商場(chǎng)現(xiàn)代化，2009 （14）.

［5］姜海濱.我國(guó)增值農(nóng)業(yè)發(fā)展情況概述［J］.黑龍江對(duì)外經(jīng)貿(mào)，2008 （7）.

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2096-0298（2016）08（b）-134-02