影響牧民收入因素實(shí)證分析

張瑞霞，孟 凱

（1.內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010018；2.內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)生態(tài)環(huán)境學(xué)院，內(nèi)蒙古 呼和浩特010018）

影響牧民收入因素實(shí)證分析

張瑞霞1，孟 凱2

（1.內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010018；2.內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)生態(tài)環(huán)境學(xué)院，內(nèi)蒙古 呼和浩特010018）

促進(jìn)牧民收入增長是現(xiàn)階段“三農(nóng)三牧”工作的核心，因此，分析影響牧民收入增長的因素，探尋牧民增收的有效途徑非常必要。以內(nèi)蒙古錫林浩特市為例，運(yùn)用多元線性回歸模型，對(duì)錫林浩特市牧民人均純收入進(jìn)行回歸分析。回歸結(jié)果表明，年齡、草場面積和勞動(dòng)力占家庭總?cè)丝诘谋戎?，?duì)因變量——牧民人均純收入呈顯著正相關(guān)；受教育時(shí)間、營業(yè)面積對(duì)牧民的收入影響并不顯著。

牧民收入；影響因素；回歸分析

1 問題的提出

農(nóng)民收入問題是“三農(nóng)”問題的核心，是社會(huì)主義新農(nóng)村建設(shè)的基本出發(fā)點(diǎn)［1］。我國牧區(qū)總面積31 864萬hm2，分布在內(nèi)蒙古、青海、甘肅、新疆、西藏和四川等?。ㄗ灾螀^(qū)），約占國土面積的41%［2］。內(nèi)蒙古錫林浩特市的土地面積為14 780 km2，草原面積為13 891 km2［3］。新中國成立以來特別是改革開放以來，我國國民經(jīng)濟(jì)得到了長足發(fā)展。不斷深化的牧區(qū)改革、不斷改善的牧區(qū)生產(chǎn)力布局、草原生態(tài)保護(hù)與建設(shè)、轉(zhuǎn)變畜牧業(yè)發(fā)展方式等方針政策，極大地解放和發(fā)展了牧區(qū)生產(chǎn)力［4］。但在牧區(qū)發(fā)生重大變化的同時(shí)，還要看到制約牧區(qū)發(fā)展的深層次矛盾目前尚未消除，促進(jìn)牧區(qū)發(fā)展、牧民增收的長效機(jī)制尚未形成，草原生態(tài)退化、沙化的趨勢尚未根本改變。特別是牧區(qū)發(fā)展的資源和環(huán)境約束日益趨緊，牧民依托傳統(tǒng)畜牧業(yè)增收的空間越來越小，牧民收入增長速度相對(duì)緩慢，因此牧民增收問題亟待解決［5］。筆者對(duì)錫林浩特市83戶牧民的收入情況進(jìn)行了實(shí)地調(diào)研，并對(duì)所取得的數(shù)據(jù)進(jìn)行系統(tǒng)測算，在全面分析牧區(qū)牧民收入現(xiàn)狀的基礎(chǔ)上，探討影響牧民收入增長的因素以及增加牧民收入面臨的矛盾和困難，結(jié)合牧區(qū)當(dāng)前的實(shí)際情況，提出促進(jìn)牧區(qū)發(fā)展、牧民增收的對(duì)策建議。

2 牧民收入的來源及與城鎮(zhèn)居民、農(nóng)民收入的對(duì)比

2.1 牧民收入的來源 在該次調(diào)研中，筆者走訪了錫林浩特市寶力根蘇木、朝克烏拉蘇木、巴彥寶拉格蘇木、阿爾善寶拉格鎮(zhèn)等蘇木（鎮(zhèn)），調(diào)查采用問卷調(diào)查和深入座談等形式進(jìn)行，采用隨機(jī)抽樣的方法，共發(fā)放問卷83份，收回問卷83份，其中，有效問卷81份。對(duì)收回的有效問卷所取得的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析得知，牧民的收入來源主要由5部分組成，主要包括：第一產(chǎn)業(yè)收入，即畜牧業(yè)收入。第三產(chǎn)業(yè)收入，即銷售收入。在筆者所調(diào)研的牧戶中，有一少部分牧民從事第三產(chǎn)業(yè)，主要是經(jīng)營小商店。轉(zhuǎn)移性收入，主要是政府發(fā)放的圍封轉(zhuǎn)移草場補(bǔ)貼收入、低保收入和極個(gè)別牧戶所領(lǐng)取的退休金等。除此以外，還有務(wù)工收入和出租草場收入，這些組成部分沒有扣除任何生產(chǎn)成本和人力成本。從對(duì)錫林浩特市實(shí)地調(diào)研所取得的數(shù)據(jù)分析可知，牧民收入的主要來源仍是第一產(chǎn)業(yè)，占到總收入的62%，這說明，大部分牧戶還是從事放牧牛羊工作；轉(zhuǎn)移性收入和務(wù)工收入各占總收入的12%，這說明，政府給予的補(bǔ)貼收入和家庭務(wù)工收入所占比例是一樣的，由此可見，轉(zhuǎn)移性收入在牧戶的總的收入中占有很大的作用；第三產(chǎn)業(yè)收入較轉(zhuǎn)移性收入次之，占總收入的11%；出租草場收入所占的比例最少，只有 3%（見圖1）。

表1 錫林郭勒盟人均可支配收入對(duì)比分析 元

表2 統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)特征

圖1 錫林浩特市牧民戶均收入組成及比例

2.2 錫林浩特市牧民人均純收入和錫林郭勒盟牧民人均可支配收入對(duì)比分析 人均可支配收入包括工資性收入、經(jīng)營性收入、財(cái)產(chǎn)性凈收入和轉(zhuǎn)移性凈收入。對(duì)于農(nóng)村牧區(qū)，純收入是總收入和生產(chǎn)成本的差值，可支配收入是總收入和生產(chǎn)成本、稅費(fèi)支出、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)折舊、調(diào)查補(bǔ)貼、已經(jīng)財(cái)產(chǎn)性支出和轉(zhuǎn)移性支出的差值，對(duì)于以放牧為主的農(nóng)村牧區(qū)，純收入和可支配收入的差別并不大，因此具有可比性。又由于調(diào)研所取得的有關(guān)收入的數(shù)據(jù)與統(tǒng)計(jì)年鑒中的收入劃分不同，唯一相同的就是轉(zhuǎn)移性收入，從表1可以看出，錫林郭勒盟牧區(qū)的轉(zhuǎn)移性收入占到人均可支配收入的25.99%，比筆者調(diào)研的轉(zhuǎn)移性收入占人均純收入比例的2倍還多，也就是說，與錫林郭勒盟相比，錫林浩特市的轉(zhuǎn)移性收入相對(duì)而言要少很多。

牧區(qū)居民的人均可支配收入較城鎮(zhèn)居民而言，是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的1/2，使之拉開差距的主要原因是工資性收入中，城鎮(zhèn)居民的工資性收入占人均可支配收入的58.45%，全體居民的工資性收入占人均可支配收入的49.94%，而牧區(qū)居民的工資性收入只占人均可支配收入的10.21%，與全體居民或者城鎮(zhèn)居民的工資性收入相比大約少了5倍，由此可以看出，要提高牧區(qū)居民的收入就應(yīng)增加牧民的工資性收入。

3 錫林浩特市牧民人均純收入影響變量選擇

錫林浩特市牧民主要是以從事養(yǎng)殖業(yè)為主，只有一少部分牧民從事服務(wù)業(yè)。筆者在遵循科學(xué)、可獲得原則的基礎(chǔ)上［6］，選擇錫林浩特市牧民人均純收入為因變量，純收入只是減去了生產(chǎn)成本，并沒有考慮人力成本；假設(shè)年齡、受教育時(shí)間、勞動(dòng)力占家庭人口的比例、草場面積和營業(yè)面積5個(gè)變量對(duì)牧民人均純收入有影響，取為自變量。

4 錫林浩特市牧民人均純收入影響實(shí)證分析

4.1 模型的建立 筆者采用多元線性回歸模型來分析錫林浩特市牧民人均純收入問題，利用stata 12.0計(jì)量軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行多因素線性回歸分析，建立的多元線性回歸的基本模型為［7］：

其中，Y是牧民人均純收入，x1代表年齡，x2表示受教育時(shí)間，x3表示勞動(dòng)力占家庭總?cè)丝诘谋壤?，x4表示草場面積，x5代表營業(yè)面積。β1～β5代表偏回歸系數(shù)，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，β0為常數(shù)項(xiàng)。

表3 所有變量的回歸分析

4.2 統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)特征描述［7］牧民人均純收入的平均數(shù)為19 950.55元，最小值是1 200元，最大值是286 800元，平均年齡為52.58歲，所調(diào)研的戶主年齡相對(duì)偏大；平均受教育時(shí)間是6.02年，最小值是0年，即文盲，最大值是15年，即大學(xué)畢業(yè)，其中，所調(diào)研的戶主為文盲的有17戶，占總樣本量的20.00%，大學(xué)畢業(yè)的人只有3戶，占總樣本量的3.70%；平均家庭勞動(dòng)力人數(shù)是1.33人，勞動(dòng)力占家庭總?cè)丝诘谋壤钠骄禐?0.00%，也就是說，1個(gè)家庭的勞動(dòng)力少于這個(gè)家庭人口的一半；平均草場面積是192.39 hm2；平均營業(yè)面積是25.70 m2（見表 2）。

4.3 回歸結(jié)果分析 把選擇的年齡、受教育時(shí)間、勞動(dòng)力占家庭人口的比例、草場面積和營業(yè)面積5個(gè)變量作為自變量進(jìn)行分析，從表3可以發(fā)現(xiàn)，受教育時(shí)間和營業(yè)面積對(duì)牧民人均純收入的影響并不顯著。下面就調(diào)研的地區(qū)和數(shù)據(jù)而言，分析其原因。首先，小學(xué)及以下學(xué)歷的人數(shù)占總?cè)藬?shù)的60.49%，初中學(xué)歷的人數(shù)占總?cè)藬?shù)的27.16%，高中及以上學(xué)歷的人數(shù)僅僅占總?cè)藬?shù)的12.35%；其次，所調(diào)研的戶主中文盲就有17戶，占總樣本量的20.00%，大學(xué)畢業(yè)的人只有3戶，占總樣本量的3.70%。對(duì)于牧區(qū)放牧而言高中及以下學(xué)歷的牧民其思維方式、處事方式以及對(duì)收入的影響沒有太大差異，因此受教育時(shí)間對(duì)牧民的平均純收入而言其影響并不顯著，應(yīng)該舍棄該變量；再次，有92.59%的牧民是從事第一產(chǎn)業(yè)或者即使從事第三產(chǎn)業(yè)也沒有占用營業(yè)場所，無營業(yè)場所的牧戶占有這么高的比例說明，營業(yè)面積并不能對(duì)對(duì)牧民的人均純收入產(chǎn)生很顯著的影響；最后，第三產(chǎn)業(yè)的收入只占總收入的11%，因此，營業(yè)面積對(duì)牧民的人均純收入影響不顯著，該變量也可以舍去。

計(jì)量分析時(shí)采用了逐步回歸的辦法按顯著性剔除了受教育時(shí)間x2和營業(yè)面積x5后，回歸結(jié)果見表4。

表4 舍去不顯著變量的回歸分析

所以，回歸方程為

從回歸方程可以看出，年齡、草場面積和勞動(dòng)力占家庭總?cè)丝诘谋戎貙?duì)因變量——牧民人均純收入的影響比較顯著，且呈正相關(guān)。曲線擬合的Adj R2也達(dá)到了0.974，說明該方程擬合程度很好，各自變量對(duì)因變量具有顯著的線性相關(guān)。模型的White檢驗(yàn)結(jié)果顯示，回歸方程不存在異方差，OLS統(tǒng)計(jì)量是線性、無偏、有效估計(jì)量。

從回歸方程可以看出，年齡每增加1歲，牧民人均純收入就會(huì)增加783.24元，勞動(dòng)力占家庭總?cè)丝诘谋壤吭黾?個(gè)單位，牧民人均純收入就會(huì)增加25 813.31元，又因?yàn)閤3小于等于1，所以勞動(dòng)力占家庭總?cè)丝诘谋壤畲鬄?，勞動(dòng)力占家庭總?cè)丝诘谋壤龑?duì)牧民人均純收入影響的最大值是25 813.31；草場面積每增加0.07 hm2，牧民人均純收入就會(huì)增加1.90元。

5 發(fā)現(xiàn)的問題

從回歸結(jié)果看，年齡、草場面積和勞動(dòng)力占家庭總?cè)丝诘谋戎貙?duì)因變量——牧民人均純收入具有顯著的正相關(guān)性，也就是說，牧民人均純收入隨著年齡、草場面積和勞動(dòng)力占家庭總?cè)丝诘谋戎氐脑黾佣黾?。受教育時(shí)間和營業(yè)面積對(duì)牧民人均純收入并沒有通過顯著性檢驗(yàn)，它們對(duì)牧民人均純收入沒有體現(xiàn)出顯著的線性相關(guān)。而在其他很多報(bào)道或者筆者的認(rèn)知當(dāng)中，受教育時(shí)間和營業(yè)面積應(yīng)該和牧民人均純收入成正比，其原因如下。

第一，就調(diào)研的地區(qū)和數(shù)據(jù)而言，數(shù)據(jù)表明牧民的受教育程度幾乎都在一個(gè)水平上，這對(duì)于牧民思考問題的方式、處事方式以及經(jīng)營理念沒有太大的影響，這和其他很多有關(guān)牧民人均純收入影響因素的研究結(jié)果或者筆者的認(rèn)知相違背，或者說，牧民的文化水平，還不至于對(duì)人均純收入產(chǎn)生影響。

第二，牧區(qū)牧民的收入來源單一。按常理來講，收入應(yīng)該是和營業(yè)面積成正比的，但營業(yè)面積卻對(duì)牧民的收入影響不顯著，這是因?yàn)?，從事第三產(chǎn)業(yè)的牧民太少，少到還不至于對(duì)牧民人均純收入產(chǎn)生影響。錫林浩特市92.59%的牧民是靠第一產(chǎn)業(yè)來維持生計(jì)的，從事第三產(chǎn)業(yè)或者第二產(chǎn)業(yè)的人少之又少，即便是從事第三產(chǎn)業(yè)，也只是經(jīng)營一個(gè)小超市，或者從事交通運(yùn)輸業(yè)，且第三產(chǎn)業(yè)的收入只占牧民總收入的11%。通過走訪牧戶發(fā)現(xiàn)，他們對(duì)于增加收入有強(qiáng)烈的愿望，只是苦于沒有途徑和方法。

在調(diào)研中，筆者發(fā)現(xiàn)對(duì)于錫林浩特市而言，抑制牧民增收的因素還有很多。

第一，牧民對(duì)草原和牛羊有著難以割舍的情感［8］。筆者詢問過那些勞動(dòng)力過剩的牧戶，問他們?yōu)槭裁床贿x擇外出務(wù)工時(shí)，他們說，自己出去務(wù)工，牛羊怎么辦，它們就像是自己的孩子一樣，怎能割舍得下。其實(shí)并不是真的牛羊沒人管理，而是割舍不下。牧民的思想與農(nóng)民不同，牧民屬于知足常樂的群體，對(duì)外面的認(rèn)知較少，也不愿去探知外面的世界。

第二，轉(zhuǎn)移性收入比例不高。由錫林浩特市牧民人均純收入和錫林郭勒盟牧民人均可支配收入組成的比較可以看出，與錫林郭勒盟全盟相比，錫林浩特市的牧民轉(zhuǎn)移性收入是錫林郭勒盟的1/2，這是因?yàn)殄a林浩特市平均家庭草場面積只有192.39 hm2，因此，在國家政策補(bǔ)貼方面，應(yīng)該向錫林浩特市牧區(qū)的牧民傾斜。

第三，工資性收入不高。錫林浩特市牧民人均純收入和錫林郭勒盟牧民人均可支配收入對(duì)比分析中發(fā)現(xiàn)，錫林郭勒盟全盟居民和城鎮(zhèn)居民的工資性收入是牧區(qū)居民的5倍，這也是城鎮(zhèn)居民和牧區(qū)居民收入差距大的關(guān)鍵所在。

6 對(duì)策和建議

首先，轉(zhuǎn)變牧區(qū)的生產(chǎn)經(jīng)營方式，拓寬牧民增收渠道，鼓勵(lì)牧民從事第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)。對(duì)于牧區(qū)的青壯年，鼓勵(lì)他們外出務(wù)工，或者如果他們?cè)敢鈴氖碌谌a(chǎn)業(yè)，應(yīng)給他們一定程度的補(bǔ)貼，可以按營業(yè)面積，或按其他標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行補(bǔ)貼；再次，應(yīng)提高錫林浩特市牧區(qū)的政策補(bǔ)貼收入。與錫林郭勒盟相比，國家給予錫林浩特市牧民的補(bǔ)貼過少，應(yīng)該提高對(duì)錫林浩特市牧民的補(bǔ)貼收入，目前錫林浩特市劃區(qū)輪牧的草場補(bǔ)貼為0.11元/hm2，禁牧的草場補(bǔ)貼是0.45元/hm2。對(duì)于草場面積比較大的牧戶，可以保持目前的補(bǔ)貼數(shù)額，但對(duì)于草場面積小的牧戶，應(yīng)該相應(yīng)地增加他們的草場補(bǔ)貼收入。

另外，對(duì)青壯年牧民提供技能培訓(xùn)。調(diào)查中，草場面積較小的牧民有創(chuàng)業(yè)或者從事其他產(chǎn)業(yè)的想法，但外出務(wù)工，他們卻沒有相應(yīng)的技能，沒有單位愿意聘用他們；從事第三產(chǎn)業(yè)，他們又沒有經(jīng)驗(yàn)，擔(dān)心經(jīng)營不好，也沒有這方面的資金。因此，對(duì)于有外出務(wù)工意愿的人員，政府應(yīng)該向這部分牧民提供免費(fèi)的或者費(fèi)用較低的技能培訓(xùn)，技能合格的給予其相應(yīng)的從業(yè)資格證書。對(duì)于自己創(chuàng)業(yè)的人員，政府應(yīng)該給予多方面的支持。最后，應(yīng)進(jìn)一步加大國家對(duì)牧區(qū)的資金支持力度、探索完善對(duì)牧區(qū)的財(cái)政支持方式。

［1］劉玉春，修長柏，張麗芳.內(nèi)蒙古農(nóng)牧民收入影響因素實(shí)證分析［J］.中國畜牧雜志，2013，49（12）：30-34.

［2］王歐.草原畜牧業(yè)發(fā)展與牧民收入增長［J］.中國畜牧雜志，2010，46（24）：12-16.

［3］錫林浩特市統(tǒng)計(jì)局.錫林浩特市統(tǒng)計(jì)年鑒——2014［Z］.錫林浩特：錫林浩特市統(tǒng)計(jì)局，2014.

［4］修長柏.試論牧區(qū)草原畜牧業(yè)可持續(xù)發(fā)展——以內(nèi)蒙古自治區(qū)為例［J］.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2002，23（7）：31-35.

［5］莊洋，趙娜，趙吉.內(nèi)蒙古草地碳匯潛力估測及其發(fā)展對(duì)策［J］.草業(yè)科學(xué)，2013，30（9）：1469-1474.

［6］阿瑟·劉易斯.經(jīng)濟(jì)增長理論［M］.北京：商務(wù)印書館，1983.

［7］寶希吉日，根鎖，烏日根巴雅爾.牧戶草場經(jīng)營行為的實(shí)證分析——基于內(nèi)蒙古錫林郭勒盟三個(gè)旗（市）的牧戶調(diào)查數(shù)據(jù)［J］.中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2012（9）：26-36.

［8］陳芳淼.區(qū)域荒漠化演變機(jī)制的六元法研究［D］.北京：中國農(nóng)業(yè)大學(xué)，2013.

Empirical Analysis of Factors Influencing the Economic Income of Herdsmen

ZHANG Rui-xia1，MENG Kai2
（1.College of Economics and Management，Inner Mongolia Agricultural University，Hohhot 010018，China；2.College of Ecology and Environmental Science，Inner Mongolia Agricultural University，Hohhot 010018，China）

Improving the economic income of herdsman is currently the core of implementing of″agriculture （animal husbandry）,rural areas（pastoral area） and farmers（herdsmen）″work.Therefore,it is necessary to analyze the factors influencing the economic income of herdsmen and explore the effective ways to improving their economic income.Taking Xilinhot of Inner Mongolia as an example,regression analysis was conducted to assess the per capita net income of herdsmen by using multiple linear regression models.We found that the age,grassland area and labor force proportion in family population were positively correlated with the dependent variable of per capita net income of herdsmen.The education duration and business area had no significant influence on economic income of herdsmen.

economic income of herdsmen；influencing factors；regression analysis

F323.8；F224

A文章順序編號(hào)：1672-5190（2016）05-0041-04

2016－05－03

張瑞霞（1989—），女，碩士研究生，主要研究方向?yàn)檗r(nóng)牧業(yè)經(jīng)濟(jì)管理。

（責(zé)任編輯：栗 林）