基于數(shù)據(jù)挖掘的全國農(nóng)民人均收入影響因素分析

林藝輝+丁躍潮

[摘 要]選取全國自1980年以來影響農(nóng)民收入的部分指標進行了統(tǒng)計分析，通過丁氏圖、聚類分析等方法向數(shù)據(jù)進一步挖掘，得出第一產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)與農(nóng)民人均消費支出對農(nóng)民人均收入影響最大，并得出其他指標的變化規(guī)律，采用多元前移回歸分析向各年份的數(shù)據(jù)進行預(yù)測，檢查其誤差率，并預(yù)測了2017年的農(nóng)民人均收入，得出了相關(guān)的結(jié)論。

[關(guān)鍵詞]丁氏圖；時間序列；聚類分析；農(nóng)民人均收入

[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2017.24.140

改革開放以來，雖然中國經(jīng)濟平均增長速度為9.5%，但二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)給經(jīng)濟發(fā)展帶來的問題仍然很突出。農(nóng)村人口占了中國總?cè)丝诘?0%多，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理，經(jīng)濟不發(fā)達，以及農(nóng)民收入增長緩慢等問題勢必成為中國經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定增長的障礙。[1]農(nóng)民的收入增長關(guān)系到了農(nóng)民生活水平質(zhì)量，事關(guān)“扶貧”保衛(wèi)戰(zhàn)的關(guān)鍵一環(huán)。所以本文運用了丁氏圖、主成分分析、聚類分析、多元前移回歸分析等數(shù)據(jù)分析方法，向數(shù)據(jù)進行了深度的挖掘，探討農(nóng)民人均收入的主要影響因素，并對于如何使農(nóng)民收入增長提出相應(yīng)措施與意見。

1 原始數(shù)據(jù)來源與基于丁氏圖的數(shù)據(jù)展示

有很多因素可以影響農(nóng)民收入，其中一方面是農(nóng)民的純農(nóng)業(yè)收入，特地選取了鄉(xiāng)村就業(yè)人員、糧食總產(chǎn)量、農(nóng)業(yè)機械總動力、農(nóng)作物總播種面積等因素。而另一方面是農(nóng)民的非農(nóng)業(yè)收入，主要由于第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，農(nóng)村剩余勞動力開始向這些產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，間接使農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入增加，最終使農(nóng)民人均收入得到增長。所以選取了第一產(chǎn)業(yè)總值、第二產(chǎn)業(yè)總值、第三產(chǎn)業(yè)總值。還有其他因素，所以選取了農(nóng)民人均消費支出、農(nóng)村恩格爾系數(shù)。

采用“丁氏圖”，對于數(shù)據(jù)進行正規(guī)化處理，并正規(guī)化到0～1區(qū)間，每一欄因素最小的僅為直線，最大的為滿格橢圓，與其他欄目沒有對照關(guān)系。這種新方法的圖形，可以直觀地反映數(shù)據(jù)的變化。

由圖1分析可知：①第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)總值隨著年份的增加而不斷地增長，但第一產(chǎn)業(yè)優(yōu)先于第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)起步，第二產(chǎn)業(yè)又優(yōu)先于第三產(chǎn)業(yè)起步。這說明改革開放以來，對于國家的經(jīng)濟有著強大的助推作用，深刻地影響了農(nóng)村的收入。但是在初期農(nóng)村人口占據(jù)了國家的人口的大部分，所以勢必導(dǎo)致了第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展的時間比其他兩個產(chǎn)業(yè)早，并且產(chǎn)值也比它們高。隨著改革不斷深入，工業(yè)開始發(fā)揮了強勁的優(yōu)勢，帶動了整個社會的發(fā)展，農(nóng)民也開始轉(zhuǎn)向了工業(yè)，自然其產(chǎn)值就上來了。第三產(chǎn)業(yè)是因為農(nóng)民開始走入了城市，素質(zhì)的提高，導(dǎo)致了第三產(chǎn)業(yè)服務(wù)業(yè)總值開始不斷提高，需要的勞動力越來越多，當然這也是第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)影響的結(jié)果。②從圖可以看到，鄉(xiāng)村從業(yè)人員的總數(shù)具有逐年下降的趨勢。這說明了：農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移，改善了勞動力的利用狀況，提高了利用效率，對農(nóng)村經(jīng)濟乃至整個國民經(jīng)濟的發(fā)展都會起到巨大的促進作用，而且提高了農(nóng)村勞動者的素質(zhì)，對農(nóng)村社會的全面發(fā)展產(chǎn)生不可估量的積極作用。[2]而因為農(nóng)村剩余勞動力的轉(zhuǎn)移導(dǎo)致了工業(yè)和服務(wù)業(yè)的勞動力增長，隨著第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增加，進而又使從事第二、三產(chǎn)業(yè)的農(nóng)民收入的提高。③從圖可以容易地看出——農(nóng)作物總播種面積總體是具有波動性增長趨勢的。在2003年出現(xiàn)了突然下跌與當時國際形勢有著莫大的關(guān)系，而又因為單位產(chǎn)量的提高，面積隨之減少，讓農(nóng)民的收入有了質(zhì)的改觀。④農(nóng)業(yè)機械總動力的不斷增加。這說明了農(nóng)業(yè)的機械化普及率開始提高，生產(chǎn)成本開始下降而因此直接導(dǎo)致了整個農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)化、規(guī)模化，從而又影響了農(nóng)民的農(nóng)業(yè)收入。⑤農(nóng)村恩格爾系數(shù)不斷地降低。在初期，農(nóng)村恩格爾系數(shù)有出現(xiàn)反彈或者說降低速度較為緩慢。1990年以來，農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)處于遞減的趨勢，食品、衣著比例減少，醫(yī)療、交通和通訊比例增加，消費結(jié)構(gòu)有所改善。[3]并且消費也不僅僅局限于生活必需品，從而間接調(diào)動了國家商品經(jīng)濟的發(fā)展，進一步促進了經(jīng)濟的增長，從而反作用于農(nóng)民的收入，這是一種良性循環(huán)。

2 農(nóng)民人均收入的聚類分析

通過軟件對數(shù)據(jù)進行Q型聚類分析，并對農(nóng)民收入進行階段性劃分，得圖2。

圖2可以得到35年的譜系圖，我們可以分為兩個群，第二群從2005年到2016年，這一期間可以認為是農(nóng)民收入快速增長時期。第一群主要從1980年到2004年，這一時期農(nóng)民的收入較為緩慢。從圖2進行觀察，可以發(fā)現(xiàn)以下各個時期的特點：第二時期：①鄉(xiāng)村從業(yè)人員開始出現(xiàn)下降。②農(nóng)民人均收入開始快速增長。③第三產(chǎn)業(yè)總值增長率最大，第一、二產(chǎn)業(yè)總值的增長率較低。④糧食總產(chǎn)量開始穩(wěn)定的增加。⑤機械總動力開始快速的增加。⑥農(nóng)作物播種的總面積大規(guī)模地增長。第一時期：①鄉(xiāng)村從業(yè)人員先增長后穩(wěn)定到一定值。②農(nóng)作物總播種面積總體是波動性增長。③第一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值經(jīng)濟總量不大。④農(nóng)民收入低。⑤農(nóng)用機械使用率較小。

所以其中第二時期能讓農(nóng)民人均收入能快速增長主要在于：①鄉(xiāng)村從業(yè)人員不斷減少，向第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，進行國家基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，農(nóng)民的工資性收入有了實質(zhì)性的增長，再者鄉(xiāng)村從業(yè)人員的減少導(dǎo)致了農(nóng)村的大量田地能被規(guī)模化經(jīng)營，用更少的成本得到了最大利益的，所以糧食產(chǎn)量并沒有因為人員的減少而減少，而因為機械化的普及，糧食產(chǎn)量年年突破高峰。②同時，我國在2005年12月29日正式通過了《農(nóng)業(yè)稅條例》，全面取消了農(nóng)業(yè)稅。國家鼎力支持農(nóng)民進行社會主義新農(nóng)村建設(shè)，培養(yǎng)一批又一批科技人才，進行三下鄉(xiāng)，農(nóng)民的文化素質(zhì)提高，有了知識的力量，以此指揮生產(chǎn)，收入也隨之增加。

而第一時期農(nóng)民的收入較為緩慢的原因在于：①中國農(nóng)業(yè)機械化普及率不高，在南方地區(qū)主要還是以畜力與人力為主，中國經(jīng)濟還處于蓄勢期，增長率不斷增加，但總體的體量還比較弱小，無法大規(guī)模進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。②農(nóng)村人口過多，導(dǎo)致農(nóng)田不能大規(guī)模地合并經(jīng)營，只能精耕細作，這往往就使得糧食產(chǎn)量只能達到自足，糧食的商品化，農(nóng)民沒有額外的收入，自然農(nóng)民的收入就不會太高。

3 預(yù)測農(nóng)民收入發(fā)展趨勢endprint

為了預(yù)測2017年農(nóng)村居民人均可支配收入，采用丁躍潮教授新近提出的方法——多元前移回歸分析。[5]此方法是基于“某一時間段的指標值是下一時間段某項待預(yù)測指標的形成的基礎(chǔ)”的觀點，可以認為，后一時間段的因變量是前一時間段各自變量的函數(shù)。[6]

進行數(shù)據(jù)處理，并引入變量F1=4.196，剔出變量F2=4.183，經(jīng)逐步回歸分析，只剩下方程中3個指標。最終回歸方程檢驗值13614.30元，顯著性水平為0.05的F臨界值為2.892，顯著性水平為0.01的F臨界值為4.436。因此回歸方程高度顯著。由上述方法，我們對數(shù)據(jù)表1進行處理，即得到以下方程：

下一年農(nóng)民人均收入=70.63230291+0.07279288×上一年第一產(chǎn)業(yè)總值+0.0097364×上一年第三產(chǎn)業(yè)總值+0.490089212×上一年農(nóng)民人均消費支出

將相關(guān)數(shù)據(jù)代入上述方程，可得下表。

根據(jù)方程，可以預(yù)測出2017年農(nóng)民人均收入為13410.96元。該方程為我們展示了近三十幾年全國農(nóng)民人均收入的內(nèi)在規(guī)律，因而得到了如下幾點啟示。①可以看出第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)總值及農(nóng)民人均消費支出是影響農(nóng)民人均收入的直接的、重要的因素。②第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值起重要作用，表明農(nóng)民的收入還是與第一產(chǎn)業(yè)掛鉤。③第三產(chǎn)業(yè)促進了農(nóng)民收入，因為農(nóng)民進入城市工作，從事建設(shè)，農(nóng)民的工資性收入就提高了。④農(nóng)民人均消費支出直接反映了農(nóng)民的收入能力，消費支出越高，相同的農(nóng)民人均收入就越高，成正相關(guān)關(guān)系。⑤雖然選入方程中的因素僅有上面四項，但是其他因素還是會影響農(nóng)民人均收入。上述四項因素不是孤立的。第一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值與農(nóng)業(yè)機械總動力、農(nóng)作物播種面積有著密切的聯(lián)系，可以說第一產(chǎn)值是這幾個因素的反映。第三產(chǎn)值的增長與鄉(xiāng)村就業(yè)人員有著間接的聯(lián)系，農(nóng)民進城打工，促進了服務(wù)業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，而農(nóng)民人均消費支出又于恩格爾系數(shù)有密切的聯(lián)系。

4 增加農(nóng)民收入的對策建議

鄉(xiāng)村人口占到了中國總?cè)丝诘?0% ，農(nóng)民的收入增長直接關(guān)系到能否實現(xiàn)全面建成小康社會的宏偉目標與我國經(jīng)濟可否持續(xù)增長。改革開放以來，農(nóng)民收入就不斷地增長，農(nóng)民的生活質(zhì)量不斷地改善。我們可以在農(nóng)民收入10項因素的直觀圖看出，除了鄉(xiāng)村從業(yè)人員成“紡錘形”和恩格爾系數(shù)逐年降低外，其他因素的增長都是逐年增長的，發(fā)展也是較為和諧的。2008年是一個重要的界限，中國農(nóng)民的收入隨著國家的大力支持與市場的拉動，農(nóng)民逐漸了由簡單的生產(chǎn)擺脫，開始大規(guī)模普及農(nóng)用機械。再者，農(nóng)民在鄉(xiāng)村就業(yè)的人數(shù)開始遞減，走進城市，借著政府大規(guī)模的基礎(chǔ)建設(shè)，工資性收入得到了快速增長。

因此，提出以下建議：①大力鼓勵轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動力。鼓勵當?shù)剞r(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)，實現(xiàn)農(nóng)村剩余勞動力就地轉(zhuǎn)移，減少農(nóng)民因外出打工導(dǎo)致的留守兒童等問題的出現(xiàn)。[7]②加大農(nóng)業(yè)科研和技術(shù)投入。科技是第一生產(chǎn)力，在現(xiàn)實有限自然資源情況下，增加畝產(chǎn)，是提高農(nóng)民人均收入的重要因素。而農(nóng)業(yè)機械化是提高農(nóng)作物增收的重要因素，要大力推進農(nóng)業(yè)機械化，增加農(nóng)民人均收入。

參考文獻：

[1]洪業(yè)應(yīng)，安和平 基于糧食安全與化肥投入的協(xié)調(diào)發(fā)展研究以畢節(jié)地區(qū)為例[J]——農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究， 2011（5）.

[2]安建梅，傅國華.海南省農(nóng)民收入的多元回歸分析[J].內(nèi)蒙古科技與經(jīng)濟，2008（8）：12-13.

[3]萬元元，雷雨，王龍.中國農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)分析[J].陜西行政學(xué)院學(xué)報，2013（1）：118-120.

[4]徐秋棟.應(yīng)用多元統(tǒng)計分析[J].工業(yè)工程與管理，2014，（05）：156.

[5] 沈軍，丁躍潮.前移回歸分析新方法及其在經(jīng)濟預(yù)測中的應(yīng)用[J].統(tǒng)計與決策，2006，223（10）：22-23.

[6] 朱志雯.我國農(nóng)民收入分配結(jié)構(gòu)的地區(qū)差異分析[J].中國集體經(jīng)濟，2008（3）：12-13.

[7]尹江洪，蔡燦，葉亮，等.燃機電廠主要經(jīng)濟指標預(yù)測模型[J].自動化應(yīng)用，2012（5）：38-39.endprint