經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、物價(jià)變動(dòng)對(duì)農(nóng)村居民收入影響探析

2014-08-12 21:08王慧敏

經(jīng)濟(jì)與管理 2014年4期

關(guān)鍵詞：誤差修正模型協(xié)整檢驗(yàn)農(nóng)村居民

王慧敏

摘要：基于1984-2013年全國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值、農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和農(nóng)村居民家庭人均純收入數(shù)據(jù)，研究農(nóng)村經(jīng)濟(jì)、物價(jià)變動(dòng)對(duì)農(nóng)村居民收入的影響。研究表明：長(zhǎng)期來看，三者之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。這說明農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)會(huì)提高農(nóng)村居民收入，物價(jià)的變化則會(huì)反向影響農(nóng)村居民收入。而短期來看，物價(jià)的上漲會(huì)增加農(nóng)村居民的人均純收入，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)則不會(huì)對(duì)農(nóng)村居民收入有明顯的影響作用。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村居民；消費(fèi)價(jià)格指數(shù)；家庭人均純收入；協(xié)整檢驗(yàn)；誤差修正模型

中圖分類號(hào)：F323.8 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-3890（2014）04-0062-05

我國(guó)作為農(nóng)業(yè)大國(guó)，農(nóng)業(yè)是國(guó)民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)，在國(guó)民經(jīng)濟(jì)體系中至關(guān)重要。同時(shí)，作為世界上人口最多的發(fā)展中國(guó)家，我國(guó)人口約占世界人口的1/5。2013年全國(guó)統(tǒng)計(jì)公報(bào)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，到2013年底，我國(guó)大陸總?cè)丝跀?shù)為13.61億人，其中鄉(xiāng)村常住人口數(shù)約為6.30億人，占總?cè)丝跀?shù)的46.27%，此外，全國(guó)流動(dòng)人口數(shù)為2.45億人，其中外出農(nóng)民工為1.66億人，農(nóng)民始終是我國(guó)的主要?jiǎng)趧?dòng)力。

改革開放以來，我國(guó)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，特別是進(jìn)入21世紀(jì)以來，我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值多年持續(xù)兩位數(shù)增長(zhǎng)，2000—2013年，我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的平均年增長(zhǎng)速度約為10%。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，居民的可支配收入大幅度提升，人民的生活水平和生活質(zhì)量得到明顯改善[1]。但是由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的廣度、深度不均衡、地區(qū)差異以及二元結(jié)構(gòu)所形成的城鄉(xiāng)差異等原因，農(nóng)村居民收入與城鎮(zhèn)居民收入相比明顯偏低。2013年我國(guó)居民人均可支配收入為18 311元，全年農(nóng)村居民家庭人均純收入為8 896元，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為26 955元，是農(nóng)村居民人均純收入的約3.03倍。而且隨著時(shí)間的變化，兩者的絕對(duì)值差值呈現(xiàn)擴(kuò)大趨勢(shì)。1978—2013年，我國(guó)農(nóng)村居民家庭人均純收入從133.6元增加到8 896元，增長(zhǎng)了8762.4元，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入則從343.4元增加到26 955元，增長(zhǎng)了26 611.6元。從圖1可以看出，改革開放以來，城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入與農(nóng)村居民家庭人均純收入環(huán)比增長(zhǎng)速度基本相當(dāng)，利用幾何平均數(shù)計(jì)算得出二者的年均增長(zhǎng)速度分別為7.29%和7.43%，也基本持平，但是由于絕對(duì)基數(shù)不同，因此農(nóng)村居民家庭人均純收入和城鎮(zhèn)居民家庭可支配收入的絕對(duì)數(shù)差值明顯增大?；诖耍疚闹饕獙?duì)影響我國(guó)農(nóng)村居民收入的因素進(jìn)行分析。

一、相關(guān)文獻(xiàn)評(píng)述

黨的十八大提出解決好農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)民問題是全黨工作重中之重，農(nóng)村居民收入問題是我國(guó)“三農(nóng)”問題的核心問題[2]。農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展是農(nóng)村居民收入的基礎(chǔ)，也是農(nóng)村居民收入實(shí)現(xiàn)持續(xù)增長(zhǎng)的保證；農(nóng)村物價(jià)的變動(dòng)不僅會(huì)影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，也會(huì)影響農(nóng)村居民收入。目前國(guó)內(nèi)很多研究人員從不同角度對(duì)農(nóng)村物價(jià)、農(nóng)村居民收入以及它們帶來的消費(fèi)、生活問題進(jìn)行了研究分析。籍林、于米（2013）利用多種方法檢驗(yàn)了物價(jià)波動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)物價(jià)波動(dòng)與城鄉(xiāng)差距互為因果關(guān)系，且物價(jià)波動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)差距的影響是非對(duì)稱的[3]。陸文聰、余新平（2013）分析了中國(guó)農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步與農(nóng)民收入增長(zhǎng)的關(guān)系，研究表明不論是短期還是長(zhǎng)期農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步對(duì)我國(guó)農(nóng)民的收入都有促進(jìn)作用[4]。吳振鵬、胡艷（2013）通過實(shí)證分析研究了財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)民收入的關(guān)系，建模證明財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)民收入存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，且為正相關(guān)關(guān)系[5]。錢良澤（2012）按農(nóng)民人均純收入增速變動(dòng)將農(nóng)民收入分為四個(gè)發(fā)展階段，通過分析農(nóng)民收入的特征提出政府要“擴(kuò)補(bǔ)、穩(wěn)價(jià)”，加大對(duì)農(nóng)業(yè)和農(nóng)村的支持力度，加快建立增加農(nóng)民收入的長(zhǎng)效機(jī)制[6]。胡春陽、鮑步云、劉朝臣（2011）以安徽省為例通過建立VAR模型，研究結(jié)果顯示，長(zhǎng)期而言產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)會(huì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)[7]。郭福春、姚興恒（2010）利用東部沿海省份數(shù)據(jù)對(duì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整、物價(jià)波動(dòng)與農(nóng)民增收問題做了實(shí)證分析，分析發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和農(nóng)村物價(jià)水平對(duì)農(nóng)民收入的影響都是負(fù)向的[8]。

二、農(nóng)村居民收入影響的實(shí)證分析

本文各變量數(shù)據(jù)是從1996年、2013年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》及《2013年中國(guó)統(tǒng)計(jì)公報(bào)》上獲取。根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性，選取1984—2013年相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，其中農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值（AGDP）和農(nóng)村居民家庭人均純收入（RPI）是按照當(dāng)年價(jià)格統(tǒng)計(jì)的，本文用1984年為基期的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)和農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)分別對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值和農(nóng)村居民家庭人均純收入進(jìn)行調(diào)整對(duì)通貨膨脹的影響。利用計(jì)量模型對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行建模分析時(shí)，在非平穩(wěn)條件下容易產(chǎn)生偽回歸問題，因此本文采用ADF單位根檢驗(yàn)法對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值（AGDP）、農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（RCPI）、農(nóng)村居民家庭人均純收入（RPI）對(duì)數(shù)數(shù)列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)變量是否平穩(wěn)。對(duì)變量取自然對(duì)數(shù)以消除可能存在的異方差問題。具體檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

從表1可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值（AGDP）、農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（RCPI）、農(nóng)村居民家庭人均純收入（RPI）的對(duì)數(shù)數(shù)列均為非平穩(wěn)數(shù)列，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值（AGDP）對(duì)數(shù)的一階差分?jǐn)?shù)列ΔlnAGDP在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，說明ΔlnAGDP數(shù)列平穩(wěn)，農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（RCPI）、農(nóng)村居民家庭人均純收入（RPI）對(duì)數(shù)的一階差分?jǐn)?shù)列ΔlnRCPI、ΔlnRPI均在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，說明其一階差分?jǐn)?shù)列也是平穩(wěn)數(shù)列，由此可以得出，所有變量其對(duì)數(shù)均為I（1），即一階單整數(shù)列。

（一）長(zhǎng)期均衡關(guān)系分析——協(xié)整檢驗(yàn)[9]

所有變量均為非平穩(wěn)數(shù)列，但是變量之間可能存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。對(duì)于非平穩(wěn)數(shù)列之間存在的長(zhǎng)期均衡關(guān)系我們稱之為協(xié)整關(guān)系。同時(shí)所有變量都是I（1）序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的條件。Engle-Granger兩步法適用于單變量方程協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，而Johansen最大特征值法適合于多變量協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，因此本文選用Johansen最大特征值法進(jìn)行變量間的協(xié)整檢驗(yàn)，依據(jù)AIC和SC最小的原則選擇滯后2期。由檢驗(yàn)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值（AGDP）、農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（RCPI）與農(nóng)村居民家庭人均純收入（RPI）之間至少存在一個(gè)協(xié)整向量。將協(xié)整向量進(jìn)行正規(guī)化得到協(xié)整方程：

由上述協(xié)整方程可以看出，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值（AGDP）、農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（RCPI）與農(nóng)村居民家庭人均純收入（RPI）之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。從長(zhǎng)期來看，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的增加會(huì)提高農(nóng)村居民家庭人均純收入，其系數(shù)為2.727 8，說明農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)民收入呈現(xiàn)正向影響，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)每增長(zhǎng)1%，農(nóng)村居民收入就會(huì)增加約2.73%；而農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的上漲則會(huì)降低農(nóng)村居民家庭人均純收入，其系數(shù)為-0.110 8，說明農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)與農(nóng)村居民家庭人均純收入呈反向變化，農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)每上漲1%，農(nóng)村居民家庭人均純收入就會(huì)減少約0.11%。這與現(xiàn)實(shí)吻合，價(jià)格指數(shù)的提高會(huì)降低實(shí)際有效購買力，從而會(huì)使農(nóng)村居民的實(shí)際人均純收入減少。

（二）短期關(guān)系分析——向量誤差修正模型（VEC）

向量誤差修正模型是結(jié)合協(xié)整和誤差修正模型（ECM）建立起來的，是由Engle and Granger于1987年構(gòu)建。如果Yt所包含的k個(gè)I（1）變量序列存在協(xié)整關(guān)系，則不包括外生變量的表達(dá)式可以寫為：

ECMt-1稱為誤差修正項(xiàng)，表示通過短期調(diào)整可以對(duì)長(zhǎng)期均衡的偏離進(jìn)行修正，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)向量？琢是表示將偏離調(diào)整到長(zhǎng)期均衡狀態(tài)的調(diào)整速度。各解釋變量的滯后差分項(xiàng)為ΔYt-1，其系數(shù)？祝i表示各變量的短期波動(dòng)對(duì)滯后差分項(xiàng)的影響。本文利用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值（AGDP）、農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（RCPI）與農(nóng)村居民家庭人均純收入（RPI）建立向量自回歸模型。通過模型輸出結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)：

1. 模型的整體解釋能力較強(qiáng)。方程對(duì)數(shù)似然值為182.69，相對(duì)較高，AIC值和SC值為評(píng)價(jià)模型好壞的兩個(gè)標(biāo)準(zhǔn)，其取值越小越好，本文數(shù)據(jù)結(jié)果中AIC值和SC值分別為-11.532 8和-10.237 0，均較小，說明模型中利用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值和農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)來解釋農(nóng)村居民家庭人均純收入的變化是合適并且有效的。

2. 農(nóng)村居民家庭人均純收入的變化有其歷史原因。農(nóng)村居民家庭人均純收入滯后影響系數(shù)為0.08，表明農(nóng)村居民家庭人均純收入會(huì)受到以前年份收入的影響，即前期數(shù)據(jù)對(duì)當(dāng)期數(shù)據(jù)有一定的慣性作用。

3. 農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的短期效應(yīng)較大。農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)農(nóng)村居民家庭人均純收入的短期彈性為0.6814（=0.532 2+0.149 1），短期來看，農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的變動(dòng)會(huì)對(duì)農(nóng)村居民家庭純收入產(chǎn)生較大影響，這與市場(chǎng)表現(xiàn)呈現(xiàn)一致性。消費(fèi)價(jià)格指數(shù)構(gòu)成包括食品、煙酒及用品、衣著、家庭設(shè)備用品及維修服務(wù)、醫(yī)療保健和個(gè)人用品、交通和通信、娛樂教育文化用品及服務(wù)和居住等項(xiàng)目。2013年統(tǒng)計(jì)公報(bào)數(shù)據(jù)顯示，全國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)上漲2.7%，其中食品上漲了4.9%居首位，其次為衣著和居住，分別上漲了2.5%和2.3%，食品價(jià)格的上漲會(huì)明顯促進(jìn)農(nóng)村居民收入增長(zhǎng)，因此短期內(nèi)農(nóng)村物價(jià)的上漲會(huì)對(duì)農(nóng)村居民家庭純收入有較大的向上拉動(dòng)作用。

4. 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的短期效應(yīng)不顯著。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值對(duì)農(nóng)村居民家庭人均純收入的短期彈性為0.026 6（=0.119 7-0.093 0），說明從短期來看，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值對(duì)農(nóng)村居民家庭人均純收入的影響作用相對(duì)較小。這是由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有其自然生長(zhǎng)期限，農(nóng)業(yè)資金的投入、技術(shù)的轉(zhuǎn)化以及新研發(fā)品種的推廣等促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值增加的途徑在短期內(nèi)存在投入成本大于收益的情況，較難顯現(xiàn)出其優(yōu)勢(shì)和影響力，只有經(jīng)過長(zhǎng)時(shí)期的過程，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的進(jìn)步、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展才會(huì)對(duì)農(nóng)村居民家庭純收入產(chǎn)生較大的影響，這也同時(shí)印證了前一部分長(zhǎng)期趨勢(shì)檢驗(yàn)——協(xié)整檢驗(yàn)的分析結(jié)果。

（三）動(dòng)態(tài)影響分析——方差分解

方差分解法通過計(jì)算擾動(dòng)項(xiàng)對(duì)VAR模型預(yù)測(cè)均方誤差的貢獻(xiàn)度，研究模型的動(dòng)態(tài)特征，了解各解釋變量對(duì)農(nóng)村居民家庭人均純收入增長(zhǎng)的沖擊作用。方差分析見表2，表2第2列S.E.是被解釋變量農(nóng)村居民家庭人均純收入（RPI）的各期預(yù)測(cè)標(biāo)準(zhǔn)誤，后三列均是百分?jǐn)?shù)，分別代表農(nóng)村居民家庭人均純收入、農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值對(duì)農(nóng)村居民家庭人均純收入增長(zhǎng)的作用。

從表2可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民家庭人均純收入（RPI）受自身擾動(dòng)項(xiàng)的沖擊作用呈現(xiàn)緩慢遞減的趨勢(shì)，從初始100%減少到第10期的73.16%。在不考慮農(nóng)村居民家庭人均純收入自身貢獻(xiàn)率的情況下：

1. 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值（AGDP）對(duì)農(nóng)村居民家庭人均純收入（RPI）增長(zhǎng)的作用呈現(xiàn)遞增趨勢(shì)。第2期為0.45%，說明短期內(nèi)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值對(duì)農(nóng)村居民家庭人均純收入的增加貢獻(xiàn)率較小，作用不顯著；增加到第10期為14.37%，表示長(zhǎng)期來看，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值對(duì)農(nóng)村居民收入影響增大，而且超過了同期農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的影響。

2. 農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（RCPI）對(duì)農(nóng)村居民家庭人均純收入（RPI）增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率則呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢(shì)。貢獻(xiàn)率從第2期的0.5%快速增長(zhǎng)到第5期的17.41%，之后開始減少。其動(dòng)態(tài)變化的拐點(diǎn)時(shí)期為第5期，這也表明短期而言，農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)農(nóng)村居民家庭人均純收入的影響和拉動(dòng)作用較大，農(nóng)村物價(jià)的上漲會(huì)快速提升農(nóng)村居民的收入；而從長(zhǎng)期而言，農(nóng)村物價(jià)的貢獻(xiàn)率則呈現(xiàn)出下降的趨勢(shì)，當(dāng)?shù)竭_(dá)更長(zhǎng)時(shí)期，如第15期，農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的貢獻(xiàn)率已經(jīng)下降到8.65%，這時(shí)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率則達(dá)到了27.19%。

動(dòng)態(tài)模擬結(jié)果進(jìn)一步論證了協(xié)整檢驗(yàn)（長(zhǎng)期均衡關(guān)系）和誤差修正模型（短期關(guān)系）的分析結(jié)果，說明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值是農(nóng)村居民家庭人均純收入的穩(wěn)定影響因素，其對(duì)農(nóng)村居民家庭人均純收入的拉動(dòng)效應(yīng)持久、穩(wěn)定增長(zhǎng)；農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)農(nóng)村居民家庭人均純收入的影響在短期內(nèi)呈現(xiàn)顯著的正向拉動(dòng)作用，但隨著時(shí)間的推移，其拉動(dòng)作用逐漸減弱，當(dāng)時(shí)期相當(dāng)長(zhǎng)時(shí)，其對(duì)農(nóng)村居民家庭人均純收入的影響則會(huì)呈現(xiàn)負(fù)向影響。

三、結(jié)論與建議

本文通過對(duì)我國(guó)1984—2013年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值、農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和農(nóng)村居民家庭人均純收入關(guān)系的實(shí)證分析，得出以下結(jié)論：

從長(zhǎng)期看，三者之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，其中農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值對(duì)農(nóng)村居民家庭人均純收入呈現(xiàn)正向拉動(dòng)作用，這說明農(nóng)業(yè)的發(fā)展、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的提升都會(huì)促進(jìn)農(nóng)村居民的收入增加，農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的上升則會(huì)導(dǎo)致農(nóng)村居民家庭人均純收入的減少，這與現(xiàn)實(shí)是符合的，當(dāng)農(nóng)村物價(jià)上升之后，農(nóng)村居民收入的實(shí)際購買力就會(huì)下降，這就會(huì)實(shí)際降低農(nóng)村居民家庭人均純收入。

從短期來看，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值對(duì)農(nóng)村居民家庭人均純收入的增加影響較小，而農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的上升則會(huì)使農(nóng)村居民的人均純收入水平明顯增加。

因此，為了提高農(nóng)村居民收入水平，縮小收入差距，降低收入分配不公平問題，本文提出以下幾點(diǎn)建議：

（一）農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)方面

1. 政府要從政策上給以支持，不僅要將現(xiàn)有的取消農(nóng)業(yè)稅，進(jìn)行糧食直補(bǔ)等惠民政策堅(jiān)持下去，還要從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)持續(xù)發(fā)展的角度出臺(tái)相關(guān)的政策來保障農(nóng)民的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)[10]，如出臺(tái)相應(yīng)的財(cái)政政策拓寬農(nóng)業(yè)資金投入渠道以增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資金的支持，加快城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展以便更好地帶動(dòng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展等[11]。

2. 政府要從技術(shù)上給以支持，要建立健全農(nóng)業(yè)科技的推廣網(wǎng)絡(luò)，加快發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，增強(qiáng)農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力，促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展[12]。另外，要加大對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)人才的培養(yǎng)和重視力度，通過科技興農(nóng)鼓勵(lì)措施幫扶農(nóng)村富余勞動(dòng)力，從而推動(dòng)農(nóng)業(yè)技術(shù)的革新、創(chuàng)新能力。

3. 要設(shè)置專門的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)促進(jìn)委員會(huì)并給予其一定的編制和權(quán)利，建立相應(yīng)的責(zé)、權(quán)、利制約機(jī)制和動(dòng)態(tài)的考核機(jī)制，在農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展中起到帶頭示范作用，使其不僅能在一定的資金審批和農(nóng)商合作方面主動(dòng)和農(nóng)民配合，充分調(diào)動(dòng)其積極性，進(jìn)而推動(dòng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展乃至提高農(nóng)民收入，而且對(duì)區(qū)域的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到榜樣示范效益[13]。

4. 要積極調(diào)整農(nóng)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)，推進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的發(fā)展，穩(wěn)定發(fā)展主導(dǎo)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，從農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)作物的產(chǎn)業(yè)化運(yùn)作，提高土地畝產(chǎn)收益，同時(shí)也要嚴(yán)守耕地保護(hù)紅線，劃定永久基本農(nóng)田，保證基本國(guó)家糧食安全生產(chǎn)需要。另外通過建立藥材基地、蔬菜基地、農(nóng)家旅游基地等商業(yè)合作模式逐步提高農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值，從而增加農(nóng)民收入。

（二）物價(jià)方面

1. 政府要?jiǎng)?chuàng)造良好的宏觀環(huán)境，控制好貨幣、流通、市場(chǎng)等因素對(duì)于物價(jià)波動(dòng)的影響，完善相關(guān)法律政策，積極調(diào)控物價(jià)使其保持在一個(gè)相對(duì)穩(wěn)定的水平，提升農(nóng)民收入的實(shí)際購買能力。各級(jí)政府要穩(wěn)定農(nóng)副產(chǎn)品的供應(yīng)，暢通信息渠道，使市場(chǎng)需求信息與農(nóng)民的供給信息對(duì)稱，這樣不僅可以穩(wěn)定物價(jià)，同時(shí)也會(huì)使農(nóng)村居民收入穩(wěn)定增加，減少因?yàn)樾畔⒉粚?duì)稱而出現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品大量種植、供給而市場(chǎng)需求不足帶來的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)虧損[14]。

2. 要降低生活相關(guān)用品的流通成本，不僅要積極完善農(nóng)產(chǎn)品運(yùn)輸?shù)木G色通道政策，同時(shí)對(duì)于其他生活用品的流通成本也要給以相應(yīng)政策傾斜，特別是運(yùn)往農(nóng)村的流通費(fèi)用。

3. 要充分利用資本市場(chǎng)，研究開發(fā)更多適合期貨市場(chǎng)的農(nóng)產(chǎn)品類型，積極發(fā)揮資本市場(chǎng)價(jià)格調(diào)整作用，穩(wěn)定物價(jià)，保證農(nóng)村居民的收益。

4. 國(guó)家要實(shí)施穩(wěn)健的貨幣政策，控制好貨幣流通量和流動(dòng)性，從而更好地控制物價(jià)的變動(dòng)。

（三）社會(huì)保障方面

1. 政府要加快完善農(nóng)村居民的養(yǎng)老保險(xiǎn)制度[15]。我國(guó)農(nóng)村居民的養(yǎng)老主要是以家庭為主，從2012年全國(guó)實(shí)行新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)以來，農(nóng)村居民的養(yǎng)老保障途徑呈現(xiàn)多元化發(fā)展，但是由于歷史原因新農(nóng)保為農(nóng)村居民提供的養(yǎng)老金遠(yuǎn)遠(yuǎn)不足以支撐農(nóng)村老年居民的日常生活，農(nóng)村居民依然主要依靠家庭養(yǎng)老。2014年2月政府提出建立統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民的基本養(yǎng)老保險(xiǎn)實(shí)現(xiàn)了“四個(gè)統(tǒng)一”，農(nóng)村居民可以通過選取更多的檔次標(biāo)準(zhǔn)繳納或補(bǔ)繳養(yǎng)老保險(xiǎn)金來參加農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)，但是這也僅限于未滿60周歲的人群，對(duì)于現(xiàn)在已經(jīng)超齡（超過60歲）的農(nóng)村居民仍未有進(jìn)一步的政策支持。因此，要提高農(nóng)村居民收入，縮小城鄉(xiāng)收入差距，農(nóng)村的養(yǎng)老制度要針對(duì)各個(gè)年齡層次的農(nóng)村居民設(shè)定符合實(shí)際情況的政策。

2. 政府要為農(nóng)村居民的醫(yī)療提供更多的資金、技術(shù)和信息支持。我國(guó)農(nóng)村的醫(yī)療資金不足，所擁有的醫(yī)療硬件設(shè)施整體上落后，醫(yī)療技術(shù)和醫(yī)療團(tuán)隊(duì)匱乏。因此，政府要加大對(duì)農(nóng)村醫(yī)療的資金投入，改善農(nóng)村的醫(yī)療條件，為農(nóng)村提供更多的技術(shù)幫助和支持，要暢通信息溝通渠道，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村的疑難病例可以直接由當(dāng)?shù)蒯t(yī)療人員和異地專家同時(shí)網(wǎng)絡(luò)會(huì)診。此外政府要積極改善農(nóng)村居民的醫(yī)療制度，加大對(duì)農(nóng)村居民的醫(yī)療保障，減少農(nóng)村居民本地或異地就醫(yī)的相關(guān)辦理程序，加快實(shí)現(xiàn)全國(guó)范圍的異地就醫(yī)即時(shí)結(jié)算[16]。

3. 政府要增加對(duì)農(nóng)村的投資和基礎(chǔ)建設(shè)，重視各項(xiàng)配套措施的制定和實(shí)施，為農(nóng)村居民創(chuàng)業(yè)和就業(yè)提供更多的機(jī)會(huì)和支持。

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