蔬菜產業培育對我國農民人均收入的影響效應研究

蔡旺

摘 要： 家庭是社會最基本的單元。增加農村家庭收入是“三農”工作的核心，是鄉村振興的促進劑。如何提高農民人均收入，是我國全面建成小康社會的重點。加快蔬菜產業培育是提高農民人均收入的有效途徑。從影響蔬菜產業培育的多個因素中選取蔬菜播種面積、蔬菜產量、蔬菜出口量、蔬菜出口額、蔬菜平均商品率這5個因子，采用全國1990—2016年相關數據，運用多元回歸分析的方法，研究蔬菜產業培育對農民人均收入的影響效應。結果表明，蔬菜產量和蔬菜出口額對農民人均收入的影響顯著，而蔬菜播種面積、蔬菜出口量和蔬菜平均商品率對農民人均收入的影響并不顯著。基于此，應充分利用科技力量，提高蔬菜產量，加快蔬菜流通效率，以增加農民收入;應繼續增大蔬菜出口額，實現更大的蔬菜貿易順差，以促進農民持續增收。

關鍵詞： 蔬菜產業培育; 農民人均收入; 影響效應; 多元回歸分析

1 問題的提出

習近平總書記在2013年12月中央農村工作會議強調：“小康不小康，關鍵看老鄉。一定要看到，農業還是‘四化同步的短腿，農村還是全面建成小康社會的短板。中國要強，農業必須強;中國要美，農村必須美;中國要富，農民必須富。農業基礎穩固，農村和諧穩定，農民安居樂業，整個大局就有保障，各項工作都會比較主動。”[1] 家庭是社會最基本的單元，家庭收入是家庭幸福生活的保證。農村家庭是實現全面小康路上的薄弱環節，如何實現農村家庭收入的不斷增長？這不僅是“三農”工作的中心，而且也是鄉村振興的重頭戲，更是推進“四個全面”的重要一環。

農村居民家庭人均年家庭經營總收入，簡稱為農民人均收入，是指農村居民家庭當年從各個來源渠道得到的總收入。農民人均收入水平的高低，集中反映了一個國家的農村經濟狀況。自改革開放以來，我國農民人均收入獲得大幅度提升。這得益于國家出臺了很多惠民政策，以及農民本身的努力奮斗。但是，目前我國農民人均收入與城鎮居民人均收入相比，還是存在較大差距。因此，研究影響農民人均收入的制約因素，千方百計增加農民人均收入，是我國當前乃至今后相當長一段時間內解決“三農”問題的重中之重。

國內對增加農民人均收入進行了大量研究，既有規范分析，又有實證研究。建議采取深掘農村土地制度改革、農村產業融合、郊縣經濟和特色鎮等措施增加農民收入[2]。認為農業基礎面因素和農村科技面因素對農民收入增長具有正向促進作用，而農村金融與資本面因素對農民收入增長具有負向效應[3]。通過加強頂層設計、增加系統思考、優化政策環境和產業環境，突出土地資本、健康資本、金融資本的作用等促進農民收入持續增長[4]。應建立財政支農資金的投入機制，創新財政支農資金的投入方式，確保農民收入持續增長[5]。認為農業信貸對農民增收具有較大的促進作用，存在正相關[6]。通過實證分析，認為財政支農比農業貸款更能有效地促進農民收入增長[7]。對農民創業活躍度影響農民收入的區域差異進行分析[8]。這些研究大部分跳出農業來談農民增收，少有就農業本身做文章，也就是從外向性來分析，而不是從根本性來剖析。農業農村農民是一體的，農民的本在農業農村，必須就農談農。農民的主要收入還是在農業，必須增加農民在農業板塊的生產經營性收入。

增加農民人均收入的方法有很多，比如家庭農業生產經營收入、家庭在鄉從事非農經營收入、外出務工收入、集體經濟收入、財產投資性收入、轉移性收入、租賃變賣財產收入、親友贈送等各種收入。其中家庭農業生產經營收入是實行家庭聯產承包責任制后農村家庭收入的最主要方式。而種植業與畜牧業是家庭農業生產經營收入中最重要的兩大類。蔬菜是我國種植業中僅次于糧食的第二大農作物。國家統計局統計，2016年我國蔬菜面積為22 32.828萬hm2左右，產量達79 779.71萬t，1 a（年）產能可以滿足150億人的吃菜需求，相當于全球人口的2倍[9-10]。世界糧農組織統計，我國蔬菜的人均占有量為世界平均水平的3倍多。我國農民的蔬菜生產收入占人均純收入的10%，占農民現金收入的25%～33%[11]。建國以來，我國非常重視蔬菜產業培育，農民通過種植、出售蔬菜獲得的收入也大幅增加，蔬菜產業培育對農民人均收入的變化有著一定程度的影響。

2 模型設定及實證分析

選用農村人均收入作為因變量（Y），蔬菜培育的5個因子作為自變量。這5個自變量分別是蔬菜播種面積（X1）、蔬菜產量（X2）、蔬菜出口量（X3）、蔬菜出口額（X4）、蔬菜平均商品率（X5）。借助Eviews 9.0，采用多元回歸分析的方法，研究5個自變量對因變量的影響。

2.1 變量定義

各變量的定義見表1。

2.2 數據來源

為全面了解蔬菜產業培育對我國農民收入的影響，本文選取 1990—2016年的數據展開研究。與該研究有關的6種數據的具體出處詳見表2。

2.3 描述性分析

各變量的統計性描述見表3。

表 3顯示，1990—2016 年農民人均收入和蔬菜產業培育各變量的值存在較大差異。農民人均收入（用“農村居民家庭人均年總收入”代替）的均值為5 694.16元，但最高達16 751.20元，而最低僅990.40元，變動范圍為 15 760.8元，高低兩者相差達16.91倍。可見，農民人均收入增幅明顯。至于蔬菜播種面積、蔬菜產量、蔬菜出口量、蔬菜出口額和蔬菜平均商品率的高低相差倍數，通過計算，分別為3.52、4.73、8.50、20.76、1.10倍。由此可看出，在蔬菜產業培育的5變量中，蔬菜出口額的增幅最大，超過20倍。

2.4 散點圖繪制

在Eviews 9.0中分別繪制X1、X2、X3、X4、X5與Y的散點圖，詳見圖1～5。

從上述5個散點圖可看出，蔬菜播種面積、蔬菜產量、蔬菜出口量、蔬菜出口額、蔬菜平均商品率與農民人均收入間不存在非線性關系。

2.5 模型構建

可見，各個自變量與因變量大體上均呈現線性關系，故可建立回歸模型來研究蔬菜產業培育與農民人均收入的關系，建立的模型如下：

ln（Y）=α+β1ln（X1）+β2ln（X2）+β3ln（X3）+β4ln（X4）+β5ln（X5）+μi。

式中各變量的定義詳見表1，μi表示隨機誤差項。此外，在過往實證研究中，筆者經常遇到數據出現異方差，以及量綱等非正常情況。為確保研究結果經受得住檢驗，筆者在實證過程中對全部數據都進行了取對數處理。

2.6 計算結果

用Eviews 9.0軟件進行的回歸分析，結果如表4所示。

根據表4數據，模型估計的結果為：

ln（Y）=-12.4+0.26ln（X1）+0.62ln（X2）-0.5ln（X3）+0.84ln（X4）+0.88ln（X5） （模型1）。

3 模型檢驗與預測

3.1 模型檢驗

3.1.1 經濟意義檢驗 結合表4與模型1，可得出表5的結論。

3.1.2 模型基本檢驗 （1）擬合優度檢驗：在回歸分析中，R2=0.989 7，調整后R2=0.987 3。可見，可決系數和修正的可決系數都很高，說明模型對樣本的擬合很好。

（2）F檢驗：針對H0：β1=β2=β3=β4=β5=0，給定顯著性水平α=0.05，由于F檢驗的概率值=0.00<0.05，故應該拒絕原假設，說明模型1的回歸方程顯著，即X1、X2、X3、X4、X5聯合起來對Y有顯著影響。

（3）t檢驗：分別針對H0：βi（i=1，2，3，4，5），給定顯著性水平α=0.05，由表4可知，各個βi的P值分別是0.419 7、0.022 6、0.000 9、0.000 0和0.681 5。可見，X2、X3和X4通過了假設檢驗，而X1和X5則未通過，說明模型1還存在問題。究其原因，這很可能是由于變量間存在多重共線性引起的。

3.1.3 多重共線性檢驗 計算各解釋變量的相關系數，結果如表6所示。

一般情況下，如果每2個解釋變量的簡單相關系數比較高，如大于0.8，則可認為存在著較嚴重的多重共線性。從表6可看出，5個自變量內部確實存在著多重共線性問題。

3.1.4 修正多重共線性 實務中，檢驗和解決多重共線性問題，可采用逐步回歸法。現借用Eviews 9.0進行逐步回歸。逐步回歸后的結果詳見表7。

從表7可以看到，在原始的X1、X2、X3、X4、X5 5個自變量中，通過采用逐步回歸的方法，排除了X1、X3、X5 3個變量。則消除多重共線性后新的估計模型為：

ln（Y）=-4.94+0.47ln（X2）+0.66ln（X4）? （模型2）

模型2中，Y為農民人均收入;X2為蔬菜產量;X4為蔬菜出口額。

3.1.5 異方差性檢驗 實務中，為診斷模型中是否存在異方差性，通常采用懷特（White）檢驗。具體檢驗結果，詳見表8。

此檢驗中，樣本數可決系數（nR2）=10.3769，在給定顯著性水平α=0.05下，查χ2分布表，得臨界值χ20.05（5）=11.0705。可見，nR2<χ20.05（5），故接受原假設，表明模型不存在異方差。所以，最終的模型即為模型2。

3.2 模型預測

由上述分析過程可知：農民人均收入和蔬菜產量、蔬菜出口額之間存在多元線性回歸關系。因此，可根據模型2，預測出農民人均收入。表9是農民人均收入的模型值與實際值對比。

由表9可知，除1996、1997、1998、2010、2011年這5個年份外，其他年份的模型值和實際值都差別不大，整體而言，農民人均收入模型值與實際值沒有顯著差異。可見，模型2是合理的，能夠據此用來預測將來的農民人均收入。因此，最終模型為：

ln（Y）=-4.94+0.47ln（X2）+0.66ln（X4）。

該模型中，Y為農民人均收入;X2為蔬菜產量;X4為蔬菜出口額。

4 結論與政策建議

4.1 研究結論

通過上述一系列的分析，可見農民人均收入與蔬菜產量、蔬菜出口額存在緊密的聯系，并且蔬菜產量和蔬菜出口額這2個因素能直接影響農民人均收入，特別是蔬菜出口額的影響頗為明顯。此外，本文在進行模型預測后還進一步發現，1990—2016年農民人均收入的模型值與實際值基本吻合，這再度佐證了本研究的科學性。當然，在現實經濟生活中，蔬菜面積、蔬菜出口量和蔬菜平均商品率這3個因素，也會對農民人均收入產生一定的影響，只是屬于間接影響罷了。

農民人均收入與蔬菜種植面積、蔬菜出口量、蔬菜平均商品率這3個因素應有直接關系，但本研究表明沒有直接影響。本研究分析：（1）蔬菜種植面積越大，并不等于蔬菜產量越大。因為蔬菜生產受種子、水源、氣候、設施設備、自然條件等因素影響很大，有可能“廣種薄收”，甚至“廣種絕收”，導致農民收入并無增加。（2）也許有些農民種植的部分蔬菜產品質量有欠缺，外觀有瑕疵，在國際市場上缺乏競爭力，出口平均價格偏低，甚至出現售價低于成本的情況，導致出口數量越多，虧損越嚴重，而農民收入并無實質性增加。（3）雖然蔬菜平均商品率提高，但可能利潤發生了轉移。如出現了“兩頭叫，中間笑”的情況，即蔬菜流通方賺了大額利潤。

因此，若要增加農民人均收入，可以圍繞提高蔬菜產量和增大蔬菜出口額這兩個方向大做文章。

4.2 政策建議

為達到增加農民人均收入之目的，在蔬菜產業培育中，應做到有的放矢，努力實現以下2點：

4.2.1 充分利用科技力量 蔬菜產量受很多因素的影響，如蔬菜種子、蔬菜生產設施設備、蔬菜種植管理、蔬菜種植人員素質、科技水平、氣候條件、土壤肥力、土壤含水量、水源狀況、流通渠道、營銷力度、消費行情等。首先，為了規避自然災害，應大力發展設施蔬菜，增加設施蔬菜種植量，擴大設施蔬菜規模，增加設施蔬菜產量。其次，從供給側發力，多施有機肥，多用物理方法驅蟲，少用或不用農藥，提高蔬菜品質，多生產綠色有機蔬菜。然后，采用科學的蔬菜流通方法，進行蔬菜的科學化加工，綠色包裝，冷鏈運輸，減少蔬菜的損耗率，提高蔬菜保有量。最后，倡導健康營養的飲食消費方式，擴大蔬菜消費量，進而促進蔬菜生產量。

4.2.2 繼續增大蔬菜出口額 我國是世界蔬菜出口大國，2010—2016年我國蔬菜進口額和出口額整體上均呈增長趨勢。在農作物出口中，只有蔬菜實現貿易順差，其余農作物均為貿易逆差。首先，對外加大蔬菜產品宣傳力度，大力發展地理標志產品，做好品牌建設，推出一系列的優質蔬菜品種品牌，形成出口競爭優勢。其次，加大與國外先進蔬菜生產國的交流力度，引進或者自行開發先進技術，生產出更多質優的蔬菜，提高蔬菜單價，做大出口業務。然后，擴大對外開放力度，將蔬菜出口到更多的國家和地區，實現蔬菜出口額總量的增加。最后，按照世界糧農組織制定的蔬菜質量要求，改進蔬菜品質，擴大蔬菜出口額。

參考文獻

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