我國(guó)農(nóng)民收入現(xiàn)狀與影響因素的統(tǒng)計(jì)分析

喬元晶??

摘 要：“三農(nóng)”問(wèn)題一直受到黨和國(guó)家的高度重視，其中的農(nóng)民問(wèn)題更是重中之重，而農(nóng)民的收入問(wèn)題則是農(nóng)民問(wèn)題中最為突出的表現(xiàn)。從農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的角度出發(fā)，在現(xiàn)有研究成果的基礎(chǔ)上，利用1985-2011年的截面數(shù)據(jù)，建立多元線性回歸模型，運(yùn)用eviews軟件進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，以尋求影響農(nóng)民收入的主要因素。最終總結(jié)出農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力占農(nóng)村勞動(dòng)力比重、農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力、農(nóng)村居民家庭平均每戶生產(chǎn)用固定資產(chǎn)原值和農(nóng)業(yè)財(cái)政支出為現(xiàn)階段影響我國(guó)農(nóng)民收入的主要因素。結(jié)合影響因素，提出如何提高農(nóng)民收入的建議。

關(guān)鍵詞：農(nóng)民收入現(xiàn)狀；農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)；多元線性回歸

中圖分類號(hào)：F2 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A doi：10.19311/j.cnki.16723198.2017.27.003

1 引言

自改革開放以來(lái)，各種惠農(nóng)政策的提出致使農(nóng)民的收入水平持續(xù)增高，農(nóng)民人均純收入已經(jīng)由1978年的133.6元升高到2011年的6977元。然而這與同階段的城市人口收入水平有著較大的差距，與此同時(shí)，農(nóng)民收入的增長(zhǎng)速度相對(duì)緩慢，直接導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)愈演愈烈的態(tài)勢(shì)，這與共同建設(shè)小康社會(huì)，實(shí)現(xiàn)共同富裕的目標(biāo)背道而馳。

在19世紀(jì)初，英國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家大衛(wèi)李嘉圖在《政治經(jīng)濟(jì)學(xué)及其賦稅原理》中指出，由于工業(yè)和農(nóng)業(yè)部門在生產(chǎn)方式和產(chǎn)品需求方式等方面的不同，導(dǎo)致了不斷擴(kuò)大的城鄉(xiāng)收入差距。徐宏峰應(yīng)用了灰色關(guān)聯(lián)度數(shù)學(xué)模型，分析影響江蘇"十五"期間農(nóng)民收入的主要因素以及存在問(wèn)題，并對(duì)未來(lái)幾年如何增加農(nóng)民收入提出建議。本文在將數(shù)據(jù)更新至最新的基礎(chǔ)上，采用描述性統(tǒng)計(jì)以及回歸分析的方法來(lái)分析我國(guó)農(nóng)民收入現(xiàn)狀以及影響因素。

2 改革開放以來(lái)農(nóng)民收入現(xiàn)狀統(tǒng)計(jì)分析

衡量農(nóng)民收入水平的指標(biāo)包括農(nóng)民人均純收入和農(nóng)民人均總收入，其中農(nóng)民人均純收入是評(píng)價(jià)農(nóng)民收入的指標(biāo)。農(nóng)民人均總收入是指農(nóng)村居民全年從各種來(lái)源得到的全部實(shí)際收入，包括工資性收入（勞動(dòng)者報(bào)酬）、家庭經(jīng)營(yíng)收入、財(cái)產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入。農(nóng)民人均總收入扣除從事生產(chǎn)和非生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)費(fèi)用支出、交納稅款、上交集體提留和攤派等以后剩余的部分就構(gòu)成了農(nóng)民人均純收入，可直接用于農(nóng)村居民進(jìn)行生產(chǎn)性、非生產(chǎn)性建設(shè)投資、生活消費(fèi)和積蓄。

改革開放以來(lái)，我國(guó)農(nóng)民人均純收入大幅提高，從1978年的人均134元增加到2011年的人均6977.29元，增長(zhǎng)了6843.29元，年均增長(zhǎng)207元。自改革開放至90年代，農(nóng)民收入緩慢增長(zhǎng)，從上世紀(jì)90年代起特別是1994年之后，農(nóng)民收入呈現(xiàn)出較快的增長(zhǎng)速度。

3 影響農(nóng)民收入因素的實(shí)證分析

3.1 指標(biāo)體系的建立與數(shù)據(jù)收集

在查閱了相關(guān)文獻(xiàn)以及對(duì)農(nóng)民人均收入的結(jié)構(gòu)分析后，選取了對(duì)農(nóng)民收入影響相對(duì)較大的幾個(gè)指標(biāo)，而對(duì)于一些影響程度較小的指標(biāo)并未納入模型。在經(jīng)過(guò)多次建立模型比較篩選后，最終建立以下指標(biāo)體系。

X1農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力占農(nóng)村勞動(dòng)力比重。X2農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力（萬(wàn)千瓦）。X3農(nóng)村居民家庭平均每戶生產(chǎn)用固定資產(chǎn)原值（元）。X4化肥施用量（萬(wàn)噸）。X5每百個(gè)勞動(dòng)力中文盲、半文盲個(gè)數(shù)。X6農(nóng)業(yè)財(cái)政支出（億元）。

3.2 模型的建立

多元線性回歸是研究一個(gè)因變量和多個(gè)自變量之間是否存在線性關(guān)系或相互依存關(guān)系，并能通過(guò)回歸方程把這種線性相關(guān)關(guān)系表示出來(lái)，即回歸方程表示的是一個(gè)因變量和多個(gè)自變量之間的線性相關(guān)關(guān)系。多元線性回歸模型用來(lái)分析多個(gè)自變量與因變量之間的相互依存程度或者說(shuō)相關(guān)性分析，可以找出某些自變量對(duì)因變量的影響程度。

由于農(nóng)民收入受到上述六個(gè)因素的影響，因此農(nóng)民收入Y與各個(gè)因素之間的函數(shù)關(guān)系式為。這里選用被解釋變量與多個(gè)解釋變量的線性關(guān)系，也就是多元線性回歸。模型形式如下：

Y=β+β1×X1+β2×X2+β3×X3+β4×X4+β5×X5+β6×X6+Ui

其中，Y為農(nóng)民收入，X1-X6分別為上一節(jié)所選取的六個(gè)指標(biāo)，Ui為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

3.3 βi參數(shù)估計(jì)

將上述表中數(shù)據(jù)導(dǎo)入EVIEWS軟件進(jìn)行分析，其結(jié)果如下：

Y=2587.856-48.60054×X1+0.020706×X2+0.117879×X3+0.276912×X4+27.61222×X5+0185964×X6

t=-2.83485 2.059265 4.457588 0.750136 1.009609 6.320506

R2=0.998301 F=1958.410 DW=1.352748

3.4 多重共線性的修正和異方差的檢驗(yàn)與修正

整個(gè)模型擬合效果較好，可通過(guò)F檢驗(yàn)，但是一些參數(shù)的t檢驗(yàn)并不顯著，X5對(duì)應(yīng)參數(shù)甚至出現(xiàn)了與預(yù)期相反的結(jié)果（農(nóng)民收入應(yīng)該與每百個(gè)勞動(dòng)力中文盲、半文盲個(gè)數(shù)呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)的關(guān)系），模型可能存在著多重共線性。

一些變量的相關(guān)系數(shù)很高，說(shuō)明模型存在多重共線性。采用逐步回歸法修正多重共線性，分別作Y對(duì)X1-X6的一元回歸模型。

結(jié)果顯示，當(dāng)加入X2時(shí)，可決系數(shù)X2兩個(gè)參數(shù)都顯著提升，保留X2后，依次加入其他變量進(jìn)行回歸，并且重復(fù)上述步驟，得到最終回歸結(jié)果。

修正多重共線性之后的方程為

Y=4167.99-53.8134×X1+0.02484×X2+011293×X3+0.20223×X6

t=-8.686695 8.399554 4.394856 9980105

R2=0.998186 F=3026.38 F=1.276625

再進(jìn)行white檢驗(yàn)，結(jié)果如下：nR2=17.04299，在α=0.05的顯著水平下，查X2分布表，得臨界值x20.05（14）=23.6848，除X1和X12的t檢驗(yàn)顯著外，其余參數(shù)均不能通過(guò)t檢驗(yàn)。比較計(jì)算x2的統(tǒng)計(jì)量和臨界值，因?yàn)閚R2=17.04299

3.5 自相關(guān)的檢驗(yàn)與修正

按照時(shí)間順序繪制回歸殘差項(xiàng)的圖形，如圖3所示。

et隨著t的變化逐次有規(guī)律的變化，呈鋸齒形的變化，判斷出ut存在著自相關(guān)。進(jìn)行一階B-G檢驗(yàn)：LM（1）=nR2=3.741002x20.1（1）=270554，因此拒絕原假設(shè)H0，模型存在一階自相關(guān)。故采用科克倫-奧科特迭代法修正自相關(guān)。將AR（1）引入模型，構(gòu)建回歸方程得到如下結(jié)果：

經(jīng)過(guò)16次迭代，p在α=0.05的顯著性水平下顯著為零，也就是消除了自相關(guān)。此時(shí)的DW=2063799，dL=1.861，dL=1.004，dL

最終的回歸方程為：

Y=4450.441-58.1310×X1+0.02749×X2+0086790×X3+0.212769×X6

t=-5.792121 8.084999 3.331374 7687885 R2=0.998552 F=2758.190

β1=-58.1310表示農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力占農(nóng)村勞動(dòng)力的比重對(duì)農(nóng)民收入有著顯著的負(fù)向影響。農(nóng)村勞動(dòng)力中的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力平均增加1%，則農(nóng)民收入平均減少58.13102。

β2=0.02749表示農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力（萬(wàn)千瓦）對(duì)農(nóng)民收入有正向的影響。農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力每增加1萬(wàn)千瓦，農(nóng)民收入平均增加0.02749元。

β3=0.086790表示農(nóng)村居民家庭平均每戶生產(chǎn)用固定資產(chǎn)原值對(duì)農(nóng)民收入有正向影響。農(nóng)村居民家庭平均每戶生產(chǎn)用固定資產(chǎn)原值每增加1元，農(nóng)民收入平均增加0.086790元。

β6=0.212769表示農(nóng)業(yè)財(cái)政支出對(duì)農(nóng)民收入有較強(qiáng)的正向影響。農(nóng)業(yè)財(cái)政支出每增加1億元，農(nóng)民收入平均增加0.212769元。

4 增加農(nóng)民收入的建議

黨的十八大上提出，“解決好農(nóng)業(yè)農(nóng)村農(nóng)民問(wèn)題是全黨工作重中之重”。根據(jù)回歸模型，提出以下建議：

第一，減少農(nóng)村勞動(dòng)力中農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的比重。具體措施有：（1）加強(qiáng)農(nóng)村教育的建設(shè)，提高農(nóng)村勞動(dòng)力素質(zhì)。（2）探索和建立有利于農(nóng)民務(wù)工就業(yè)的勞動(dòng)報(bào)酬制度。（3）加快城市化進(jìn)程。城市化在聚集人口、擴(kuò)大內(nèi)需、促進(jìn)就業(yè)等方面有重要的作用。

第二，增加農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力以及農(nóng)村居民家庭平均每戶生產(chǎn)用固定資產(chǎn)原值。推進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械化的進(jìn)程，通過(guò)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼等方式增加大中型機(jī)械的數(shù)量，引導(dǎo)農(nóng)民購(gòu)買科技含量高、復(fù)合作業(yè)性能強(qiáng)的農(nóng)機(jī)具。

第三，加大農(nóng)業(yè)財(cái)政支出。增加農(nóng)業(yè)支出的絕對(duì)量的同時(shí)應(yīng)該增大農(nóng)業(yè)支出占總財(cái)政支出的比例，確保支農(nóng)資金的實(shí)際施用量，提高支農(nóng)資金的利用效率。

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