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摘要:文章通过对改革开放以来山西省农民收入的来源构成进行分析,并在此基础上对影响农民收入的因素进行实证分析,进而提出了增加农民收入的建议,同时为中部地区其他省份提供理论参考。
关键词:中部地区;农民增收;实证分析
中图分类号:F328文献标识码:A文章编号:1009-2374 (2010)13-0183-02
自从2004年以来,中央1号文件连续6年把三农问题作为关注的落脚点,农民收入有了很大提高,2004年农民人均纯收入2936元到2008年为4761元,平均增长10.15%。虽然农民收入连续提高,但与城镇居民收入差距不断扩大,而且中西部与东部相比农民收入也有很大差距。因此,研究农民增收,对缩小城乡差距与区域差距,实现社会公平具有现实意义。同时在金融危机的背景下,扩大内需成为我国拉动消费的重中之重,而农村作为最大的潜在消费市场对提高经济发展速度也就具有重要意义。作为农村人口占全国农村人口近1/3的中部地区,提高农民收入对中部崛起提供了契机。
一、中部地区农民收入的基本情况
自改革开放以来中部地区农民收入的绝对量逐步提高,2008年中部地区六省农民人均纯收入均突破4000元。按农民收入的来源构成分析,家庭经营收入仍是农民收入的主要组成部分,2008年所占比重一般都在48%左右,但其比重逐年减小,工资性收入在人均纯收入的比重有逐年增加的趋势,而且对人均纯收入增长的贡献率也逐渐提高,而财产性收入和转移性收入所占比重和贡献率一直较少。因此,农民收入的增长主要依靠家庭经营收入和工资性收入的提高,并且随着城镇化率的提高,工资性收入所占比重将越来越大。但从全国范围内来看,特别是与东部地区相比较,中部六省农民收入与之相比仍有较大差距。同时由于我国国情的特殊性,农民是巨大的消费群体,对于当前拉动内需有重要作用。因此,中部地区如何增加农民收入是缩小地区差距的重要内容。
二、对山西省农民收入的实证分析
本文以山西省为例,对影响农民收入的因素利用EVIEWS软件进行了多元回归统计分析,由于影响农民收入的因素是多面的,本文选取了几个代表性的指标进行了分析。具体的说,本文选取了1978～2007年的数据,把农民人均纯收入作为因变量y,以下各指标作为自变量,具体为一产业占GDP比重×1(%)、一产业从业人员比重×2(%)、人均经营耕地面积×3(亩)单位耕地面积总动力x4=农机总动力/耕地面积 (千万/公顷),该指标代表着农业机械化水平,因此也可看作是反映农村科技水平的一项指标、农业在基本建设投入的比重×5(%)、乡镇企业总产值×6(万元)。利用多元线性回归统计建立模型,得到以下的估计结果:
y=877.8340-57.05689×1+15.34734×2+10.96282×3-42.10967×4-43.36463×5
t=(0.697864)(-2.343479)(0.726809)(0.062729)(-0.191749)(-0.971024)+4.83E-05×6(3.038080)
R2=0.938332F=5.25571
在以上估计结果中,模型的拟合度为93.83%,F检验表也表明模型是高度显著的,但模型中的解释变量的t值不显著,而且×4、×5的系数符号不合理。进而怀疑各解释变量存在多重共线性问题。因此需要求解解释变量的特征值来检验模型是否存在多重共线性问题。利用EIVEWS软件,得到主成分分析结果,见表1:
表1
各主成分 特征值 贡献率 累积贡献率
第一主成分 3.946534 0.657756 0.657756
第二主成分 1.641965 0.273661 0.931417
第三主成分 0.239613 0.039935 0.971352
第四主成分 0.083303 0.013884 0.985236
第五主成分 0.072932 0.012155 0.997391
第六主成分 0.015654 0.002609 1.000000
根据多重共线性的检验方法,利用特征值对该模型进行检验,由于第四主成分、第五主成分以及第六主成分的特征值接近于零,且病态指数=15.88,因此可以判断此模型存在较强的多重共线性问题。
解决多重共线性问题的方法有多种,本文运用主成分回归来解决多重共线性的问题。由于第一、二主成分的累积贡献率已达到94.14%,因此根据其特征值所对应的特征向量建立如下公式:
Z1=0.876×1+0.951×2-0.558×3-0.926×4+0.659×5-0.779×6 (1)
Z2=-0.382×1+0.153×2-0.806×3+0.327×4+0.710×5+
0.547×6 (2)
其中Xi为标准化后的解释变量,同时对被解释变量y进行标准化处理,定义为YZ,将标准化后的YZ关于Z1、Z2回归,经检验模型还存在自相关性,所以再加上AR(1)、AR(2)、MA(1)、MA(2)进行调整,得到以下估计结果:
YZ=-0.179892Z1+0.293494Z2 (3)
t=(-6.697230)(6.604108)
R2=0.9809
得出以上结果后,将(1)、(2)代入(3)中,得:
YZ=-0.2697001×1-0.1262×2-0.1362×3+0.26255×4+
0.0898×5+0.3007×6 (4)
最后,计算出原回归模型中的参数,进而得到最终的山西省农民人均纯收入的模型为:
y=2258.94425-45.81032×1-19.3493×2-157.4538×3+
192.745×4+32.2667×5+1.756E-05×6
由以上分析结果可知,一产业占GDP比重、一产业从业人员比重以及人均经营耕地面积与山西省农民人均纯收入呈负相关关系,同时单位耕地面积总动力、农业在基本建设投入的比重、乡镇企业总产值与山西省农民人均纯收入呈正相关关系。而且由(4)可知,农民人均纯收入与各解释变量的相关关系的重要程度,对其影响程度由大到小依次为乡镇企业总产值、一产业占GDP比重、单位耕地面积总动力、人均经营耕地面积、一产业从业人员比重、农业在基本建设投入的比重。
三、结论及建议
1.给予乡镇企业扶持与鼓励。由以上分析结果可知,乡镇企业对农民收入的提高具有很大的作用,因此应从税收、信贷等方面给予乡镇企业支持,使之成为拉动农民收入的引擎。自从改革开放以来东部沿海地区的乡镇企业,获得了很大程度的发展,对拉动地区经济增长、解决当地剩余劳动力的就业起到了举足轻重的作用,而且也吸引了中西部地区的劳动力向东部转移。因此,中部地区要根据各地实际情况,大力发展乡镇企业,使劳动力资源得到充分利用。
2.大力发展非农产业。农业属于基础产业,农作物需求弹性小,对于农民收入增长的贡献小,因此中部地区作为农业大区,应发展以农产品加工为主的非农产业,增加农产品的附加值。
3.提高农业机械化水平。相比东部发达地区而言,长期以来中部地区农民都是作为分散的小农户经营耕地,农业机械化水平低,这使得劳动生产率低下,农民收入增长缓慢。因此中部地区应该加大农业机械投入,加快土地流转,适度规模经营,提高农业生产率。
参考文献
[1]山西统计年鉴.
[2]赵卫亚.利用Eviews软件检验和处理模型的多重共线性[J].统计与决策,2008,(6).
作者简介:程菲(1987-),女,山东泰安人,山西财经大学研究生学院2008级硕士研究生,研究方向:区域开发与规划。
关键词:中部地区;农民增收;实证分析
中图分类号:F328文献标识码:A文章编号:1009-2374 (2010)13-0183-02
自从2004年以来,中央1号文件连续6年把三农问题作为关注的落脚点,农民收入有了很大提高,2004年农民人均纯收入2936元到2008年为4761元,平均增长10.15%。虽然农民收入连续提高,但与城镇居民收入差距不断扩大,而且中西部与东部相比农民收入也有很大差距。因此,研究农民增收,对缩小城乡差距与区域差距,实现社会公平具有现实意义。同时在金融危机的背景下,扩大内需成为我国拉动消费的重中之重,而农村作为最大的潜在消费市场对提高经济发展速度也就具有重要意义。作为农村人口占全国农村人口近1/3的中部地区,提高农民收入对中部崛起提供了契机。
一、中部地区农民收入的基本情况
自改革开放以来中部地区农民收入的绝对量逐步提高,2008年中部地区六省农民人均纯收入均突破4000元。按农民收入的来源构成分析,家庭经营收入仍是农民收入的主要组成部分,2008年所占比重一般都在48%左右,但其比重逐年减小,工资性收入在人均纯收入的比重有逐年增加的趋势,而且对人均纯收入增长的贡献率也逐渐提高,而财产性收入和转移性收入所占比重和贡献率一直较少。因此,农民收入的增长主要依靠家庭经营收入和工资性收入的提高,并且随着城镇化率的提高,工资性收入所占比重将越来越大。但从全国范围内来看,特别是与东部地区相比较,中部六省农民收入与之相比仍有较大差距。同时由于我国国情的特殊性,农民是巨大的消费群体,对于当前拉动内需有重要作用。因此,中部地区如何增加农民收入是缩小地区差距的重要内容。
二、对山西省农民收入的实证分析
本文以山西省为例,对影响农民收入的因素利用EVIEWS软件进行了多元回归统计分析,由于影响农民收入的因素是多面的,本文选取了几个代表性的指标进行了分析。具体的说,本文选取了1978～2007年的数据,把农民人均纯收入作为因变量y,以下各指标作为自变量,具体为一产业占GDP比重×1(%)、一产业从业人员比重×2(%)、人均经营耕地面积×3(亩)单位耕地面积总动力x4=农机总动力/耕地面积 (千万/公顷),该指标代表着农业机械化水平,因此也可看作是反映农村科技水平的一项指标、农业在基本建设投入的比重×5(%)、乡镇企业总产值×6(万元)。利用多元线性回归统计建立模型,得到以下的估计结果:
y=877.8340-57.05689×1+15.34734×2+10.96282×3-42.10967×4-43.36463×5
t=(0.697864)(-2.343479)(0.726809)(0.062729)(-0.191749)(-0.971024)+4.83E-05×6(3.038080)
R2=0.938332F=5.25571
在以上估计结果中,模型的拟合度为93.83%,F检验表也表明模型是高度显著的,但模型中的解释变量的t值不显著,而且×4、×5的系数符号不合理。进而怀疑各解释变量存在多重共线性问题。因此需要求解解释变量的特征值来检验模型是否存在多重共线性问题。利用EIVEWS软件,得到主成分分析结果,见表1:
表1
各主成分 特征值 贡献率 累积贡献率
第一主成分 3.946534 0.657756 0.657756
第二主成分 1.641965 0.273661 0.931417
第三主成分 0.239613 0.039935 0.971352
第四主成分 0.083303 0.013884 0.985236
第五主成分 0.072932 0.012155 0.997391
第六主成分 0.015654 0.002609 1.000000
根据多重共线性的检验方法,利用特征值对该模型进行检验,由于第四主成分、第五主成分以及第六主成分的特征值接近于零,且病态指数=15.88,因此可以判断此模型存在较强的多重共线性问题。
解决多重共线性问题的方法有多种,本文运用主成分回归来解决多重共线性的问题。由于第一、二主成分的累积贡献率已达到94.14%,因此根据其特征值所对应的特征向量建立如下公式:
Z1=0.876×1+0.951×2-0.558×3-0.926×4+0.659×5-0.779×6 (1)
Z2=-0.382×1+0.153×2-0.806×3+0.327×4+0.710×5+
0.547×6 (2)
其中Xi为标准化后的解释变量,同时对被解释变量y进行标准化处理,定义为YZ,将标准化后的YZ关于Z1、Z2回归,经检验模型还存在自相关性,所以再加上AR(1)、AR(2)、MA(1)、MA(2)进行调整,得到以下估计结果:
YZ=-0.179892Z1+0.293494Z2 (3)
t=(-6.697230)(6.604108)
R2=0.9809
得出以上结果后,将(1)、(2)代入(3)中,得:
YZ=-0.2697001×1-0.1262×2-0.1362×3+0.26255×4+
0.0898×5+0.3007×6 (4)
最后,计算出原回归模型中的参数,进而得到最终的山西省农民人均纯收入的模型为:
y=2258.94425-45.81032×1-19.3493×2-157.4538×3+
192.745×4+32.2667×5+1.756E-05×6
由以上分析结果可知,一产业占GDP比重、一产业从业人员比重以及人均经营耕地面积与山西省农民人均纯收入呈负相关关系,同时单位耕地面积总动力、农业在基本建设投入的比重、乡镇企业总产值与山西省农民人均纯收入呈正相关关系。而且由(4)可知,农民人均纯收入与各解释变量的相关关系的重要程度,对其影响程度由大到小依次为乡镇企业总产值、一产业占GDP比重、单位耕地面积总动力、人均经营耕地面积、一产业从业人员比重、农业在基本建设投入的比重。
三、结论及建议
1.给予乡镇企业扶持与鼓励。由以上分析结果可知,乡镇企业对农民收入的提高具有很大的作用,因此应从税收、信贷等方面给予乡镇企业支持,使之成为拉动农民收入的引擎。自从改革开放以来东部沿海地区的乡镇企业,获得了很大程度的发展,对拉动地区经济增长、解决当地剩余劳动力的就业起到了举足轻重的作用,而且也吸引了中西部地区的劳动力向东部转移。因此,中部地区要根据各地实际情况,大力发展乡镇企业,使劳动力资源得到充分利用。
2.大力发展非农产业。农业属于基础产业,农作物需求弹性小,对于农民收入增长的贡献小,因此中部地区作为农业大区,应发展以农产品加工为主的非农产业,增加农产品的附加值。
3.提高农业机械化水平。相比东部发达地区而言,长期以来中部地区农民都是作为分散的小农户经营耕地,农业机械化水平低,这使得劳动生产率低下,农民收入增长缓慢。因此中部地区应该加大农业机械投入,加快土地流转,适度规模经营,提高农业生产率。
参考文献
[1]山西统计年鉴.
[2]赵卫亚.利用Eviews软件检验和处理模型的多重共线性[J].统计与决策,2008,(6).
作者简介:程菲(1987-),女,山东泰安人,山西财经大学研究生学院2008级硕士研究生,研究方向:区域开发与规划。