比較制度與非制度因素對(duì)我國(guó)農(nóng)民增收影響分析

蘇現(xiàn)鳳　梅　峻

摘 要:將影響農(nóng)民增收的制度性和非制度性因素綜合考慮,運(yùn)用Johanson協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型進(jìn)行實(shí)證分析。研究結(jié)果表明:與非制度因素相比,制度因素在農(nóng)民增收中的影響力更大。

關(guān)鍵詞:農(nóng)民增收;制度;二元化經(jīng)濟(jì)體制

中圖分類(lèi)號(hào):F320.2文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A文章編號(hào):1672-3198(2009)18-0059-02

自2007年8月由美國(guó)次貸危機(jī)引發(fā)的金融危機(jī)席卷美國(guó)、歐盟和日本等主要世界金融市場(chǎng)時(shí),“出口”和“投資”對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)效應(yīng)逐漸減弱。為了保持我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康平穩(wěn)地增長(zhǎng),當(dāng)務(wù)之急是擴(kuò)大內(nèi)需。而擴(kuò)大內(nèi)需的關(guān)鍵是農(nóng)民增收。

1 變量和數(shù)據(jù)來(lái)源

1.1 變量選擇

1.1.1 制度因素

(1)土地產(chǎn)權(quán)制度(X1)。

由于農(nóng)民土地產(chǎn)權(quán)制度的改革有明顯的時(shí)間界限,本文據(jù)此對(duì)農(nóng)民增收的土地產(chǎn)權(quán)制度進(jìn)行量化。以土地產(chǎn)權(quán)政策的改革為界限,對(duì)其賦值,介于0—1之間,越接近0說(shuō)明農(nóng)民增收的壁壘越高,越接近1說(shuō)明農(nóng)民增收的壁壘越低。1978—2003年取0.3,1984—2003年取0.5,2004—2007年取0.7,這種賦值在一定程度上反映土地產(chǎn)權(quán)制度的變化。

(2)戶(hù)籍制度 (X2)。

本文同樣給其賦于0—1之間的值以便量化。越接近0說(shuō)明戶(hù)籍制度越嚴(yán)格,農(nóng)民增收的壁壘越高,越接近于1說(shuō)明戶(hù)籍制度越寬松,農(nóng)民增收的可能性越高。賦予1978—1983,1984—1985,1986—1993,1994—2007的值分別是0.1,0.3,0.5,0.7,這在一定程度上說(shuō)明了戶(hù)籍制度的變動(dòng)。

(3)社會(huì)保障制度 (X3)。

本文按照社會(huì)保障制度的改革時(shí)間給其賦0—1之間的值。越是接近0說(shuō)明社保制度越不完善,農(nóng)民增收的可能性越小,反之,則較大。賦予1978—1991,1992—2000,2001—2006,2007的值分別是0.1,0.3,0.5,0.7,這在一定程度上說(shuō)明了社會(huì)保障制度的變動(dòng)。

1.1.2 非制度因素

(1)農(nóng)村工業(yè)化程度(X7),用鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就業(yè)人數(shù)除以農(nóng)村勞動(dòng)力表示。

(2)人均農(nóng)業(yè)財(cái)政支出(X5),用農(nóng)業(yè)財(cái)政支出除以農(nóng)村人口得到。

(3)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)(X6),用全社會(huì)食品類(lèi)零售商品價(jià)格指數(shù)替代,并以1978 年為基期。

(4)農(nóng)產(chǎn)品總產(chǎn)量(X8),用糧食、棉花、油料、麻類(lèi)、甘蔗、甜菜、煙草、蠶絲、茶葉、水果的年產(chǎn)量加總表示。

1.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用的數(shù)據(jù)樣本期為1978年—2007年。農(nóng)民收入(X)這一因變量用農(nóng)民人均純收入表示。

2 模型,實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

2.1模型建立

將待檢驗(yàn)的制度因素,非制度因素與農(nóng)民純收入之間建立如下模型:

模型一:LXt=F(X1,X2,X3,X4)。

模型二:LXt=G(X5,X6,X7,LX8)。

其中F表示制度因素與農(nóng)民增收之間的函數(shù)關(guān)系,G表示非制度因素與農(nóng)民增收之間的函數(shù)關(guān)系。t表示年數(shù),t=1,2,…30。

2.2 單位根檢驗(yàn)

對(duì)于經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列模型來(lái)說(shuō),在對(duì)變量的協(xié)整檢驗(yàn)之前,必須驗(yàn)證變量的平穩(wěn)性。而驗(yàn)證變量是否平穩(wěn)的過(guò)程就是單位根檢驗(yàn)。本文主要采用PP(Phillips—Perron)檢驗(yàn)。

對(duì)各變量進(jìn)行PP檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。從表中可以看到,變量LX,X1,X2,X3,X4,X5,X6,X7,LX8的PP統(tǒng)計(jì)量均大于在各顯著水平下的臨界值。故而不能拒絕各序列存在單位根的原假設(shè),是非平穩(wěn)的。進(jìn)而對(duì)各變量進(jìn)行一階差分,結(jié)果顯示:△LX,△X1,△X2,△X3,△X4,△X6的PP統(tǒng)計(jì)量大于1%臨界值,△X5,△X7,△LX8的PP統(tǒng)計(jì)量大于5%臨界值。表明在95%的顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設(shè),認(rèn)為各序列是平穩(wěn)的一階單整的時(shí)間序列。

注:表中用△表示一階差分,用**表示在1%的顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設(shè),即在1%的顯著水平下認(rèn)為序列是穩(wěn)定的,用*表示在5%的顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設(shè),即在5%的顯著水平下認(rèn)為序列是穩(wěn)定的。

2.3 協(xié)整檢驗(yàn)及結(jié)果分析

根據(jù)協(xié)整理論,同階單整序列可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。本文采用Johanson檢驗(yàn)對(duì)影響農(nóng)民增收(LX)的制度性因素(X1,X2,X3,X4)和非制度性因素(X5,X6,X7,LX8)分別進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn),以考察制度性因素,非制度性因素和農(nóng)民純收入之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果如表2所示,我們可以得知制度性因素中的各變量、非制度因素中的各變量與農(nóng)民純收入之間都存在協(xié)整關(guān)系。相應(yīng)的協(xié)整系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化如表3所示。檢驗(yàn)的結(jié)果與理論分析是一致的,即制度因素中土地產(chǎn)權(quán)制度(X1)、戶(hù)籍制度(X2)、社會(huì)保障制度(X3)都與農(nóng)民增收呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系,WTO政策與農(nóng)民增收呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系;非制度因素中各變量與農(nóng)民增收均呈正相關(guān)關(guān)系。即說(shuō)明制度越健全,非制度因素越是有利于農(nóng)民增收,農(nóng)民增收的程度就越大。制度因素中對(duì)農(nóng)民增收的影響力由大到小的順序是社會(huì)保障制度(X3)、土地產(chǎn)權(quán)制度(X1)、戶(hù)籍制度(X2)與WTO政策(X4);而非制度因素中對(duì)農(nóng)民增收影響力的先后次序?yàn)檗r(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量(LX8)、農(nóng)村工業(yè)化程度(X5)、農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格(X7)與農(nóng)民人均財(cái)政支出(X6)。

注:用*表示協(xié)整似然比大于5%臨界值,即制度因素和非制度因素與農(nóng)民純收入之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

注: Std.Err.表示漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)誤差,cons表示常數(shù)項(xiàng)。

2.4 誤差修正模型

誤差修正模型是建立在協(xié)整理論基礎(chǔ)上,是一種長(zhǎng)短期結(jié)合的、具有高度穩(wěn)定性的模型。根據(jù)以上兩個(gè)協(xié)整關(guān)系建立相應(yīng)的兩個(gè)誤差修正模型,滯后期數(shù)為協(xié)整方程中的滯后期數(shù)減1。去掉不顯著的變量從而得到較簡(jiǎn)潔的誤差修正模型如下:

模型一:

△LX= -0.13+ 0.11△LX-1- 0.63△X1-1- 0.65△X2 +

(3.57)(-0.57) (0.99) (0.334)

0.48△X2-1+ 0.51△X3-1+ 0.66△X4-1+ 0.43 ecm-1

(-1.01)(-1.08)(-0.58)(-3.16)

模型二:

△LX = -0.24 + 0.04△X5-1+ 0.04△X5-3+ 0.005△X6-2+

(1.13)(-0.96)(-1.2)(-1.55)

0.01△X7-2.2△LX8+2.9△LX8-1+1.6△LX8-3+ 1.1ecm-1

(-2.02)(1.01)(-0.8)(-0.93)(-1.92)

從以上兩個(gè)協(xié)整方程的誤差修正模型來(lái)看,短期波動(dòng)和長(zhǎng)期均衡是影響農(nóng)民增收的波動(dòng)的兩部分。

3 結(jié)論和政策建議

(1)制度因素是制約農(nóng)民增收的深層次原因,即區(qū)位劣勢(shì),改革和完善制度因素事在必行。

首先,社會(huì)保障制度急需加強(qiáng)。一方面,在政府用于社會(huì)保障的財(cái)政資金中,農(nóng)村少而城市多,差距鮮明。另一方面,伴隨著家庭規(guī)模的小型化、子女外出務(wù)工和農(nóng)村人口老齡化的加劇,農(nóng)村的家庭保障功能持續(xù)削弱。

其次,土地產(chǎn)權(quán)虛位,侵害了農(nóng)民土地財(cái)產(chǎn)收益。農(nóng)村土地集體所有制是目前“三農(nóng)”問(wèn)題和貧困問(wèn)題的首要根源。

最后,分割城鄉(xiāng)的戶(hù)籍制度是阻礙農(nóng)民增收的又一道枷鎖。二元戶(hù)籍制度使大量農(nóng)民長(zhǎng)期束縛在土地上而不能自由流動(dòng),嚴(yán)重阻礙農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移。

(2)非制度因素對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)都有促進(jìn)作用,呈現(xiàn)明顯的區(qū)位優(yōu)勢(shì)。

首先,農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量和農(nóng)村工業(yè)化程度是農(nóng)民收入的主要影響因素,這在一定程度上說(shuō)明規(guī)?；笊a(chǎn)和轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動(dòng)力有助于農(nóng)民增加收入。一方面,目前的農(nóng)村家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制,是以土地小塊經(jīng)營(yíng)為基礎(chǔ)的,這就從根本上排斥了土地的規(guī)模經(jīng)營(yíng),限制了土地收益的空間。需完善土地管理,加強(qiáng)土地流轉(zhuǎn)。另一方面,大力推進(jìn)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力合理有序地轉(zhuǎn)移,提高非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入水平。

其次,政府對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的支持價(jià)格與支農(nóng)惠農(nóng)政策也有助于農(nóng)民收入的增加。

綜上所述,目前為了增加農(nóng)民收入,縮小城鄉(xiāng)差距,實(shí)現(xiàn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的現(xiàn)代化,必須改革分割城鄉(xiāng)的二元化經(jīng)濟(jì)體制和增強(qiáng)政府支農(nóng)惠農(nóng)的政策。

參考文獻(xiàn)

[1]@蔡昉,林毅夫.中國(guó)經(jīng)濟(jì)[M].北京:中國(guó)財(cái)政經(jīng)濟(jì)出版社,2003.

[2]@尚啟君.我國(guó)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力收入增長(zhǎng)的階段性變化原因分析[J].農(nóng)村經(jīng)濟(jì),1998,(5).

[3]@李強(qiáng),何曉斌.試析我國(guó)農(nóng)民收入狀況[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài),2002,(9).