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    農(nóng)民收入倍增能力測算及其影響因素分析*

    2018-07-11 05:42:38唐娟莉倪永良鄭麗娟
    關(guān)鍵詞:省市區(qū)農(nóng)民收入農(nóng)民

    唐娟莉,倪永良,鄭麗娟

    (1.西安石油大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,西安 710065;2.聊城大學(xué)商學(xué)院,山東 聊城 252059)

    一、引 言

    “三農(nóng)”問題的核心是農(nóng)民收入問題,關(guān)系我國工業(yè)化、城鎮(zhèn)化進(jìn)程,國民經(jīng)濟(jì)能否持續(xù)、快速、健康發(fā)展及全面建設(shè)小康社會宏偉目標(biāo)的順利實(shí)現(xiàn)。我國既是人口大國,也是農(nóng)業(yè)大國,農(nóng)村人口眾多、分布廣泛,近年隨城鎮(zhèn)化和工業(yè)化不斷推進(jìn),農(nóng)村富余勞動力不斷向城市轉(zhuǎn)移,但農(nóng)村人口占比仍過半。因此,確保農(nóng)民收入穩(wěn)定增長成為亟待解決問題,也是社會關(guān)注焦點(diǎn)問題。改革開放40年來,我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展成就顯著,農(nóng)民收入增長迅速,但增長過快可能意味著進(jìn)一步增長乏力,即發(fā)展后勁不足;另一方面,從相對量和絕對量看,城鄉(xiāng)居民收入差距均進(jìn)一步擴(kuò)大(1978~2016年,城鄉(xiāng)居民收入差額由209.8元增至21 253元,城鄉(xiāng)居民收入之比由2.57∶1增至2.72:1),造成居民收入結(jié)構(gòu)失衡局面。黨的十八大提出國民收入倍增計劃,將政府未來工作目標(biāo)之一定為農(nóng)民收入倍增,核心是努力提高農(nóng)民工資性收入和經(jīng)營性收入(譚智心等,2012),以保障農(nóng)民農(nóng)業(yè)生產(chǎn)積極性和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)穩(wěn)定性,進(jìn)而確保農(nóng)業(yè)和農(nóng)民收入穩(wěn)定增長。同時,黨的十八大也提出創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略,實(shí)施此戰(zhàn)略有助于全面提升我國經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量和效益、加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變,為我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展提供強(qiáng)大動力,這些均為農(nóng)民收入增長提供現(xiàn)實(shí)保障?;诖耍疚纳钊胙芯课覈r(nóng)民收入倍增能力,尋求影響農(nóng)民收入倍增能力主要因素,并確定影響程度,以期有效提高我國農(nóng)民收入倍增能力和水平,為實(shí)現(xiàn)收入倍增計劃提供可借鑒依據(jù)和策略。

    二、研究方法

    (一)倍增能力測算模型設(shè)定

    農(nóng)民收入倍增能力測算可采用主觀賦權(quán)評價方法,如模糊評價法、功效系數(shù)法、層次分析法等,也可采用客觀賦權(quán)評價方法,如因子分析法、變異系數(shù)法、熵值法、主成分分析法等(唐娟莉,2016;周柯等,2016)。兩類方法相較而言,客觀賦權(quán)評價法主要通過提取指標(biāo)信息確定權(quán)重,評價結(jié)果較準(zhǔn)確,無人為主觀因素;主觀賦權(quán)評價法包含人為主觀因素,主要通過專家打分確定指標(biāo)權(quán)重,評價結(jié)果準(zhǔn)確性較低。因此,本研究采用因子分析法測算農(nóng)民收入倍增能力。該模型一般形式(李衛(wèi)東,2008;何曉群,2008)為:

    式(1)中Xi代表觀測隨機(jī)變量,F(xiàn)i代表公共因子,為不可觀測變量,aij(j=1,2,...,m)代表因子載荷,εi代表特殊因子。

    在農(nóng)民收入倍增能力測算模型設(shè)定基礎(chǔ)上,關(guān)鍵是選擇合理評價指標(biāo)。本研究借鑒前人研究,并考慮數(shù)據(jù)可獲取性,選擇收入能力(X1—農(nóng)村居民人均可支配收入、X2—農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù))、資源能力(X3—農(nóng)村居民人均家庭經(jīng)營耕地面積)、協(xié)同能力(X4—第二三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值、X5—居民人均儲蓄存款)和產(chǎn)出能力(X6—人均農(nóng)村GDP,即人均農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值)四類六個具體指標(biāo)。

    部分指標(biāo)核算說明如下:第一,農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)用農(nóng)村居民人均食品消費(fèi)支出占人均消費(fèi)支出比重表示;第二,農(nóng)村居民人均家庭經(jīng)營耕地面積用耕地面積除以鄉(xiāng)村人口比值表示;第三,第二三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值用支出法生產(chǎn)總值扣除農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值余額表示;第四,居民人均儲蓄存款用城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款除以年末常住人口比值表示;第五,人均農(nóng)村GDP用農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值除以鄉(xiāng)村人口比值表示。

    (二)構(gòu)建倍增能力影響因素決定模型

    式(1)僅計算農(nóng)民收入倍增能力綜合得分,無法說明農(nóng)民收入倍增能力影響因素及作用程度。因此,本研究進(jìn)一步利用式(1)因子分析法計算所得農(nóng)民收入倍增能力綜合得分作為被解釋變量,構(gòu)建如下計量模型確定農(nóng)民收入倍增能力主要影響因素。

    式(2)中Fit為被解釋變量,代表第i個省份在第t年農(nóng)民收入倍增能力綜合得分;Xit為解釋變量,代表一組影響農(nóng)民收入倍增能力控制變量;εit代表隨機(jī)誤差項。解釋變量選擇主要參考王宏等(2011)研究成果,并包括以下六個具體變量:

    教育水平—eduit,代表第i個省在第t年農(nóng)民平均受教育年限(年);選取此指標(biāo)原因?yàn)檗r(nóng)民受教育水平直接影響農(nóng)民掌握先進(jìn)技術(shù)、信息等能力,因農(nóng)民就業(yè)能力普遍較弱(劉慧娟等,2013)。因此,本研究將農(nóng)民受教育年限作為衡量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中人力資本存量指標(biāo)。

    價格水平—plit,代表第i個省在第t年農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù),以上年為基期(即上年=100);選取此指標(biāo)原因?yàn)檗r(nóng)產(chǎn)品價格水平制約農(nóng)民家庭經(jīng)營收入增長。

    產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)—isit,代表第i個省在第t年農(nóng)業(yè)產(chǎn)值比重(%);選取此指標(biāo)原因?yàn)檗r(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平影響農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入。

    城鎮(zhèn)化水平—ulit,代表第i個省在第t年城鎮(zhèn)人口占年末常住人口比重(%);反映我國城鎮(zhèn)化進(jìn)程和為農(nóng)民提供非農(nóng)就業(yè)機(jī)會程度(邢濤,2014),選取此指標(biāo)原因?yàn)槌擎?zhèn)化水平影響農(nóng)民工資性收入,是衡量社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平重要標(biāo)志。

    制度保障—sgit,代表第i個省在第t年農(nóng)村居民人均財產(chǎn)性收入(元/人);選取此指標(biāo)原因?yàn)橹贫绕款i制約財產(chǎn)性收入增長。

    財政支持度— fdit,代表第i個省在第t年地方財政農(nóng)林水事務(wù)支出占地方財政支出比重(%);選取此指標(biāo)原因?yàn)檗r(nóng)民轉(zhuǎn)移性收入增長關(guān)鍵在于政府財政支出,反映國家農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼力度,進(jìn)而凸顯轉(zhuǎn)移性收入對農(nóng)民收入貢獻(xiàn)作用。

    (三)數(shù)據(jù)來源及說明

    上述兩個模型所選指標(biāo)數(shù)據(jù)來自2014~2016年《中國統(tǒng)計年鑒》和2014~2016年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。由于西藏自治區(qū)部分指標(biāo)數(shù)據(jù)缺失,所以研究中將西藏剔除,共收集2013~2015年30省市區(qū)①為區(qū)分地區(qū)差異,將30省市區(qū)按照經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平劃分為東中西部地區(qū)。具體而言,東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個省市;中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個省份;西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆11個省市區(qū)。90個樣本數(shù)據(jù)測算農(nóng)民收入倍增能力,探究農(nóng)民收入倍增能力影響因素及其影響程度。上述所選指標(biāo)中,需對以下兩個指標(biāo)數(shù)據(jù)的獲取作說明:(1)城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款:2015年城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款指標(biāo)數(shù)據(jù)缺失較多,因此用2014年數(shù)據(jù)代替,以此類推,即2013~2015年城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款指標(biāo)數(shù)據(jù)用2012~2014年指標(biāo)數(shù)據(jù)代替;(2)農(nóng)民平均受教育年限:利用不同教育階段農(nóng)民所占比重與各教育階段相對應(yīng)年限運(yùn)用加權(quán)求和方式計算,各教育階段年限設(shè)定遵循以下原則:不識字或識字較少設(shè)定為3年,小學(xué)程度設(shè)定為6年,初中程度設(shè)定為9年,高中與中專程度設(shè)定為12年,大專及以上設(shè)定為15年。指標(biāo)描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。

    表1 主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

    三、農(nóng)民收入倍增能力測算結(jié)果及分析

    根據(jù)上述設(shè)計方法和選取指標(biāo),本研究運(yùn)用多元統(tǒng)計方法測算2013~2015年我國30省市區(qū)農(nóng)民收入倍增能力,分析結(jié)果見表2。

    表2 2013~2015年中國30省市區(qū)農(nóng)民收入倍增能力綜合得分

    由表2可知,我國農(nóng)民收入倍增能力呈東高西低趨勢,即東部地區(qū)最高,中部地區(qū)次之,西部地區(qū)最低。東部地區(qū)農(nóng)民收入倍增能力強(qiáng)于中西部地區(qū),表明近年東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、資源稟賦、協(xié)同能力等方面均優(yōu)于中西部地區(qū)。東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和對外開放程度較高,農(nóng)民外出務(wù)工機(jī)會較多,農(nóng)民思想較開放,受教育程度相對較高,因此農(nóng)民掌握新知識、新技術(shù)能力較強(qiáng),故農(nóng)民收入倍增能力較強(qiáng);雖然國家對西部地區(qū)支持力度大于東部地區(qū),但國家財政支持力度有限,且西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低,農(nóng)民思想較保守,外出務(wù)工機(jī)會較少,受教育程度較低,造成農(nóng)民掌握新知識、新技術(shù)能力有限,一定程度上導(dǎo)致農(nóng)民就業(yè)機(jī)會有限,最終造成農(nóng)民收入倍增能力較弱。

    從時間變化趨勢看,2013~2015年中西部地區(qū)農(nóng)民收入倍增能力綜合得分不斷提高,而東部地區(qū)2014年農(nóng)民收入倍增能力下降,2015年反轉(zhuǎn)提高,但仍未達(dá)到2013年水平,表明中西部地區(qū)農(nóng)民收入倍增能力逐步提升,而東部地區(qū)并未提升,甚至出現(xiàn)倒退現(xiàn)象。從東中西部地區(qū)分布看,2013~2015年東部地區(qū)農(nóng)民收入倍增能力綜合得分均值分別為0.711 3、0.577 1、0.601 5,中部地區(qū)分別為-0.173 6、-0.079 0、-0.033 7,西部地區(qū)分別為-0.585 0、-0.519 7、-0.407 0。由此可知,東部地區(qū)農(nóng)民收入倍增能力遠(yuǎn)高于中西部地區(qū),反映我國東中西部地區(qū)農(nóng)民收入差異明顯。

    具體而言,2013~2015年,我國30省市區(qū)農(nóng)民收入倍增能力呈不同變化趨勢,部分省市區(qū)呈逐年提高趨勢,如東部地區(qū)的天津、河北、江蘇、浙江,中部地區(qū)的河南、湖北、湖南和西部地區(qū)的貴州、陜西、甘肅、青海、寧夏,說明這些省區(qū)農(nóng)民收入倍增能力逐漸提升;部分省市區(qū)卻呈逐年下降趨勢,如東部地區(qū)的遼寧、上海和中部地區(qū)的黑龍江,說明這些省市區(qū)農(nóng)民收入倍增能力逐漸下降;部分省市區(qū)呈先升后降變化趨勢,如東部地區(qū)的北京,中部地區(qū)的山西、吉林和西部地區(qū)的內(nèi)蒙古、新疆;部分省市區(qū)呈先降后升變化趨勢,如東部地區(qū)的福建、山東、廣東、海南,中部地區(qū)的安徽、江西和西部地區(qū)的廣西、重慶、四川、云南。

    從區(qū)域結(jié)構(gòu)看,2013~2015年,農(nóng)民收入倍增能力綜合得分最高的省市分別為上海、北京、北京,綜合得分分別為1.311 9、1.594 1、1.411 7,其次分別是北京、江蘇、江蘇,綜合得分分別為1.222 3、1.042 8、1.117 1,最低分別為經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)的青海、貴州、云南,綜合得分分別為-1.229 4、-1.129 4、-0.816 4。綜合得分最高和最低省市區(qū)間差距分別為2.541 3、2.723 5、2.228 1。由此可見,我國農(nóng)民收入倍增能力區(qū)域差異明顯,說明各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長能力、資源稟賦、協(xié)同能力、收入能力及產(chǎn)出能力等差異較大。

    具體而言,30省市區(qū)中,農(nóng)民收入倍增能力地區(qū)差異顯著,整體倍增能力較低,除北京、上海、江蘇、浙江、遼寧、黑龍江等省市區(qū)外,其余省市區(qū)農(nóng)民收入倍增能力綜合得分低于0.8;農(nóng)民收入倍增能力綜合得分較高的主要位于東部地區(qū),中部地區(qū)和西部地區(qū)農(nóng)民收入倍增能力較低,說明亟需進(jìn)一步增強(qiáng)中西部地區(qū)農(nóng)民收入倍增能力。2013~2015年,農(nóng)民收入倍增能力綜合得分排名靠前的主要是北京、天津、遼寧、上海、江蘇、浙江、山東、廣東、黑龍江、內(nèi)蒙古,綜合得分均為正值;東部地區(qū)憑借地理區(qū)位、資源、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、對外開放程度、城市化進(jìn)程、工業(yè)化程度等方面相對優(yōu)勢位居全國前列;中部地區(qū)黑龍江和西部地區(qū)內(nèi)蒙古憑借工業(yè)化發(fā)展程度和自然資源條件躋身于全國前列。農(nóng)民收入倍增能力綜合得分處于全國中游水平主要有湖南、寧夏、陜西、河南、新疆、河北、湖北、吉林、福建、海南,綜合得分均低于0.5(2013年海南除外)。青海、甘肅、貴州、云南、江西、廣西、四川、重慶、安徽、山西等省市區(qū)農(nóng)民收入倍增能力位于全國后列,多數(shù)位于西部地區(qū),綜合得分均為負(fù)值,說明西部地區(qū)農(nóng)民收入倍增能力較弱。主要與西部地區(qū)自然環(huán)境惡劣、地處偏遠(yuǎn)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低、地區(qū)協(xié)同能力較差、政府支持有限及農(nóng)民自身積累少等原因有關(guān)。排名靠后的甘肅和貴州相比,2013~2015年,兩省農(nóng)民收入倍增能力綜合得分差距分別為0.241 7、0.253 2、0.098 3。綜上表明,農(nóng)民收入倍增能力呈非平衡化發(fā)展趨勢。

    由圖1可知,2013~2015年我國30省市區(qū)農(nóng)民收入倍增能力變化趨勢基本一致,即2013~2015年30省市區(qū)農(nóng)民收入倍增能力波動幅度較小。廣東、海南、湖北、青海等省市區(qū)農(nóng)民收入倍增能力綜合得分波動幅度較大,可能與地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、地理區(qū)位、資源稟賦、協(xié)同能力、產(chǎn)出能力等有關(guān)。

    圖1 2013~2015年中國30省市區(qū)農(nóng)民收入倍增能力綜合得分變化趨勢

    四、農(nóng)民收入倍增能力影響因素分析

    2013~2015年30省市區(qū)農(nóng)民收入倍增能力測算結(jié)果表明,各省市區(qū)農(nóng)民收入倍增能力間差異顯著。因此,本研究進(jìn)一步實(shí)證分析影響農(nóng)民收入倍增能力的主要因素。首先以中部地區(qū)為基準(zhǔn),引入東中西部地區(qū)虛擬變量(啞變量)②以中部地區(qū)為基準(zhǔn)設(shè)置東中西部地區(qū)虛擬變量主要檢驗(yàn)東中西部地區(qū)間農(nóng)民收入倍增能力差異的統(tǒng)計顯著性。D、D和D,檢驗(yàn)所測算東中西部地區(qū)間農(nóng)民收入倍增能力123在統(tǒng)計上是否差異顯著;同時,由于各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在差異,各地區(qū)財政支出差異較大,因此考查財政支持度對農(nóng)民收入倍增能力影響差異,即引入財政支持度與東中西部地區(qū)虛擬變量的交互項。

    以2013~2015年我國30省市區(qū)農(nóng)民收入倍增能力綜合得分作為被解釋變量,選取教育水平、價格水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化水平、制度保障、財政支持度六個因素作為解釋變量,利用2013~2015年我國30省市區(qū)混合統(tǒng)計數(shù)據(jù)確定農(nóng)民收入倍增能力主要影響因素。

    首先對模型即式(2)作出判斷,最終選用隨機(jī)效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型,主要原因一是本研究所用數(shù)據(jù)為平衡面板數(shù)據(jù)類型,有效充分利用面板數(shù)據(jù)中包含的時間序列和橫截面信息與有效避免最小二乘估計會帶來偏差估計,隨機(jī)效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型較合適;二是通過固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),Hausman檢驗(yàn)拒絕固定效應(yīng)模型,即接受隨機(jī)效應(yīng)模型。綜上所述,本研究選用隨機(jī)效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型回歸分析影響農(nóng)民收入倍增能力的因素,因此模型(2)可轉(zhuǎn)化為:

    式(3)中Fit代表第i個省區(qū)在第t年農(nóng)民收入倍增能力綜合得分,Xit代表一組影響農(nóng)民收入倍增能力的因素,α是截距項,β是待估參數(shù)向量,μi代表隨個體變化而變化但不隨時間變化并和解釋變量(Xit)不相關(guān)的隨機(jī)變量,εit代表隨機(jī)誤差項,即隨個體與時間獨(dú)立變化的隨機(jī)變量。

    根據(jù)Stata(王群勇,2007;勞倫斯·漢密爾頓,2008)軟件計算我國農(nóng)民收入倍增能力影響因素的隨機(jī)效應(yīng)回歸模型估計結(jié)果見表3。由表3可知,三個模型rho值③rho值表示個體效應(yīng)方差(即組間方差)占總方差比例。均達(dá)到0.68以上,說明個體效應(yīng)變化主要解釋農(nóng)民收入倍增能力變化。三個模型似然比檢驗(yàn)(Waldχ2)結(jié)果表明,農(nóng)民收入倍增能力個體效應(yīng)方差為0的原假設(shè)被拒絕。同時,表3給出各模型個體效應(yīng)和隨機(jī)干擾項標(biāo)準(zhǔn)差。

    表3 農(nóng)民收入倍增能力影響因素計量結(jié)果

    中部地區(qū)農(nóng)民收入倍增平均能力水平約為-3,東部地區(qū)平均倍增能力水平比中部地區(qū)高0.33左右(模型3中不顯著),模型1和模型2的參數(shù)估計值分別在10%和1%水平顯著;西部地區(qū)平均倍增能力水平比中部地區(qū)低0.22左右(模型3中不顯著),模型1和模型2的參數(shù)估計值分別在5%和1%水平顯著。對中部地區(qū)而言,東部地區(qū)農(nóng)民收入倍增能力較強(qiáng),而西部地區(qū)農(nóng)民收入倍增能力較弱,這與上述我國農(nóng)民收入倍增能力的測度結(jié)果一致,即我國農(nóng)民收入倍增能力呈東高西低趨勢,東部地區(qū)最高,中部地區(qū)次之,西部地區(qū)最低。這可能如上述農(nóng)民收入倍增能力測算中的解釋,也可能農(nóng)民收入增長與經(jīng)濟(jì)增長具有雙向因果關(guān)系。

    研究表明,教育水平對農(nóng)民增收產(chǎn)生積極作用。邢濤(2014)研究認(rèn)為,農(nóng)民收入增長主要動力是農(nóng)民平均受教育年限增加,累計貢獻(xiàn)率達(dá)農(nóng)民增收的44.3%。由表3可知,三個隨機(jī)效應(yīng)回歸模型中教育水平與農(nóng)民收入倍增能力間具有顯著正相關(guān)關(guān)系,且在5%水平具有統(tǒng)計意義。說明教育水平是影響農(nóng)民收入倍增能力的關(guān)鍵因素。一方面,知識水平直接影響農(nóng)民掌握各種技能的能力,同時有助于拓寬就業(yè)渠道,增加就業(yè)機(jī)會,從根本上提高收入水平;另一方面,提高教育水平,有助于農(nóng)民在生產(chǎn)決策中有效搜集和綜合利用各類信息作出正確判斷,提高收入水平。

    從價格水平看,部分學(xué)者認(rèn)為農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)對農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入產(chǎn)生促進(jìn)作用,即價格水平與農(nóng)民收入倍增能力間存在正相關(guān)關(guān)系。但也有研究認(rèn)為農(nóng)產(chǎn)品價格水平制約農(nóng)民家庭經(jīng)營收入增長。由表3可知,在三個隨機(jī)效應(yīng)回歸模型中,價格水平與農(nóng)民收入倍增能力間具有負(fù)向關(guān)系,在模型1中系數(shù)通過10%顯著性水平檢驗(yàn),模型2和模型3中價格水平雖對農(nóng)民收入倍增產(chǎn)生負(fù)向影響,但作用不顯著。說明價格水平提升不一定增強(qiáng)農(nóng)民收入倍增能力??赡苻r(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格不斷攀升,直接導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營成本增加,以至于增速超過農(nóng)產(chǎn)品價格水平增長速度,致使農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入增長受限。

    從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)看,模型1和模型2中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)為負(fù)值,模型3中為正值,且均未通過顯著性檢驗(yàn)。說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響農(nóng)民收入倍增能力不顯著。隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化進(jìn)程不斷推進(jìn),農(nóng)民外出務(wù)工成為主流,工資性收入逐漸成為農(nóng)民收入主要組成部分;另外,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營成本不斷攀升,導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收益下降,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營收入遠(yuǎn)低于農(nóng)民外出務(wù)工收入。

    研究多認(rèn)為城鎮(zhèn)化水平對農(nóng)民收入倍增能力提升作用顯著。如邢濤(2014)研究認(rèn)為,城鎮(zhèn)化水平反映農(nóng)村富余勞動力向城市轉(zhuǎn)移情況和為農(nóng)民提供非農(nóng)就業(yè)機(jī)會程度。因此,城鎮(zhèn)化水平影響農(nóng)民工資性收入水平,對農(nóng)民增收具有顯著正向影響,貢獻(xiàn)率達(dá)36.4%(邢濤,2014)。表3中三個隨機(jī)效應(yīng)回歸模型結(jié)果顯示,城鎮(zhèn)化水平在模型2和模型3中通過5%顯著性水平檢驗(yàn),而模型1中城鎮(zhèn)化水平雖對農(nóng)民收入倍增能力產(chǎn)生正向影響,但作用不顯著。表明城鎮(zhèn)化水平對農(nóng)民收入倍增能力影響不容忽視,城鎮(zhèn)化水平對農(nóng)民收入增長具有積極促進(jìn)作用,即城鎮(zhèn)化水平越高,農(nóng)民收入水平越高。一方面,城鎮(zhèn)化水平越高,越利于緩解人口與資源(主要是土地和資本等)矛盾,減少資源稟賦不足對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的制約,增加單位產(chǎn)出,進(jìn)而增加農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入;另一方面,城鎮(zhèn)化水平從側(cè)面反映城市發(fā)展和進(jìn)步程度,而城市發(fā)展和進(jìn)步可創(chuàng)造更多就業(yè)機(jī)會,如建筑業(yè)、餐飲服務(wù)業(yè)等,逐漸成為農(nóng)民收入來源重要組成部分。

    在三個隨機(jī)效應(yīng)回歸模型中,制度保障對農(nóng)民收入倍增能力產(chǎn)生正效應(yīng),模型1中系數(shù)通過5%顯著性水平檢驗(yàn),模型2和模型3中系數(shù)未通過顯著性檢驗(yàn)。表明制度保障一定程度上影響農(nóng)民收入倍增能力。

    模型2中加入財政支持度變量,回歸結(jié)果顯示財政支持度對農(nóng)民收入倍增能力發(fā)揮顯著正效應(yīng)。說明財政支持度是影響農(nóng)民收入倍增能力重要因素,表明農(nóng)民收入倍增能力對于地區(qū)財政支持度具有一定依賴性,即地區(qū)財政支持度越高,農(nóng)民收入倍增能力越強(qiáng)。財政農(nóng)林水事務(wù)支出間接影響農(nóng)民收入,這些資金主要用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和建設(shè),通過對農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資,形成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)性保障,增強(qiáng)農(nóng)業(yè)持續(xù)發(fā)展能力。模型3中加入財政支持度與東中西部地區(qū)虛擬變量(啞變量)D1、D2和D3的交互項,主要目的為驗(yàn)證財政支出在不同地區(qū)是否對農(nóng)民收入倍增能力影響存在差異性。模型3的回歸結(jié)果顯示,在1%顯著性水平上財政支持度對東部地區(qū)農(nóng)民收入倍增能力產(chǎn)生顯著正向影響;在10%顯著性水平上財政支持度對中西部地區(qū)農(nóng)民收入倍增能力產(chǎn)生較顯著正向影響。顯而易見,從財政支持度對東中西部地區(qū)農(nóng)民收入倍增能力影響看,東部地區(qū)大于中部地區(qū),中部地區(qū)大于西部地區(qū),可從東中西部地區(qū)農(nóng)民收入倍增能力提升程度上加以證實(shí)。從財政支持度對于全國和東中西部地區(qū)農(nóng)民收入倍增能力造成影響變化情況看,從全國水平看,農(nóng)民收入倍增能力相對于原有水平大約增強(qiáng)0.084 5;從地域分布看,東部地區(qū)農(nóng)民收入倍增能力相對于原有水平顯著增強(qiáng)0.108 5左右,中部地區(qū)提高0.080 5左右,西部地區(qū)提高幅度最小,為0.062 2??梢?,財政支持度是影響東中西部地區(qū)農(nóng)民收入倍增能力重要因素。

    五、研究結(jié)論與對策建議

    (一)研究結(jié)論

    第一,2013~2015年,我國農(nóng)民收入倍增能力呈東高西低趨勢,即東部地區(qū)最高,中部地區(qū)次之,西部地區(qū)最低。表明東部地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、資源稟賦、協(xié)同能力等方面均優(yōu)于中西部地區(qū)。

    第二,從時間變化趨勢看,2013~2015年,中部地區(qū)和西部地區(qū)農(nóng)民收入倍增能力逐漸增強(qiáng),而東部地區(qū)2014年出現(xiàn)下降,2015年反轉(zhuǎn)增強(qiáng),但仍未達(dá)2013年水平。

    第三,2013~2015年,我國30省市區(qū)農(nóng)民收入倍增能力呈不同變化趨勢,部分省市區(qū)呈逐年提高趨勢,如天津、河北、江蘇等;部分省市區(qū)呈逐年下降趨勢,如遼寧、上海、黑龍江;部分省市區(qū)呈先升后降變化趨勢,如北京、山西、內(nèi)蒙古等;部分省市區(qū)呈先降后升變化趨勢,如福建、安徽、廣西等。

    第四,2013~2015年,我國農(nóng)民收入倍增能力區(qū)域差異明顯,說明各地區(qū)在經(jīng)濟(jì)增長能力、資源稟賦、協(xié)同能力、收入能力、產(chǎn)出能力等方面差異較大。

    第五,2013~2015年,農(nóng)民收入倍增能力綜合得分排名靠前的省市是北京、天津、遼寧、上海、江蘇、浙江、山東、廣東、黑龍江、內(nèi)蒙古,綜合得分均為正值;農(nóng)民收入倍增能力綜合得分處于全國中游水平的主要有湖南、寧夏、陜西、河南、新疆、河北、湖北、吉林、福建、海南,綜合得分均低于0.5(2013年海南除外);青海、甘肅、貴州、云南、江西、廣西、四川、重慶、安徽、山西等省市區(qū)農(nóng)民收入倍增能力位于全國后列,綜合得分均為負(fù)值。

    第六,政府不可控因素,如教育水平、財政支持度、城鎮(zhèn)化水平、地理區(qū)位等,在東中西部地區(qū)農(nóng)民收入倍增能力差異形成中發(fā)揮重要作用。具體而言,一個地區(qū)教育水平、財政支持度、城鎮(zhèn)化水平越高,農(nóng)民收入倍增能力越強(qiáng)。地區(qū)間,東部地區(qū)農(nóng)民收入倍增能力強(qiáng)于中西部地區(qū)。制度保障對于農(nóng)民收入倍增能力具有一定正向影響。價格水平與農(nóng)民收入倍增能力間具有負(fù)向關(guān)系,說明價格水平提升不一定增強(qiáng)農(nóng)民收入倍增能力。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對農(nóng)民收入倍增能力影響不顯著。

    (二)對策建議

    根據(jù)上述研究結(jié)論,提出如下對策建議。

    第一,中西部地區(qū)應(yīng)充分借助國家發(fā)展戰(zhàn)略(中部崛起和西部大開發(fā)戰(zhàn)略)優(yōu)勢,結(jié)合農(nóng)民收入倍增能力發(fā)展態(tài)勢,不斷增強(qiáng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)實(shí)力,逐步縮小地區(qū)間農(nóng)民收入倍增能力差距。

    第二,健全農(nóng)村基礎(chǔ)教育管理體制和投資機(jī)制,大力發(fā)展農(nóng)村教育,提升農(nóng)民綜合素質(zhì)。一方面,加大農(nóng)村基礎(chǔ)教育投入力度。農(nóng)村基礎(chǔ)教育是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)和社會事業(yè)穩(wěn)定持續(xù)發(fā)展基礎(chǔ),在社會主義和諧社會構(gòu)建和社會主義新農(nóng)村建設(shè)中具有基礎(chǔ)性、先導(dǎo)性與全局性重要作用。另一方面,加大農(nóng)村成人技術(shù)教育與培訓(xùn)投入力度。提高農(nóng)民文化素質(zhì)與技術(shù)技能,才能從根本上提高農(nóng)民收入水平,應(yīng)通過各種手段和方法加大農(nóng)村成人技術(shù)教育與培訓(xùn)投入力度。

    第三,各地區(qū)因地制宜,加強(qiáng)資源整合力度,合理利用有限及稀缺的農(nóng)業(yè)資源,充分發(fā)揮其作用,不斷調(diào)整農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),大力發(fā)展特色優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)。一方面,不斷優(yōu)化土地種植結(jié)構(gòu),不斷提高農(nóng)作物附加值。另一方面,加快發(fā)展一批特色優(yōu)勢產(chǎn)業(yè),加強(qiáng)標(biāo)準(zhǔn)化體系建設(shè),不斷提高特色優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化、規(guī)模化水平,努力提升優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)綜合經(jīng)濟(jì)效益。同時,加強(qiáng)資源整合力度和綜合開發(fā)利用程度,積極培育并引進(jìn)一批龍頭企業(yè),打造市場優(yōu)勢品牌,增強(qiáng)我國特色優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)市場競爭力。

    第四,努力實(shí)現(xiàn)農(nóng)民外出務(wù)工收入持續(xù)增長。隨著我國工業(yè)化迅速發(fā)展與城鎮(zhèn)化進(jìn)程不斷推進(jìn),農(nóng)民外出務(wù)工成為一種趨勢,工資性收入在農(nóng)民總收入中所占比重越來越大,對農(nóng)民總收入增加作用越來越明顯。因此,發(fā)展第一產(chǎn)業(yè)的同時,積極調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),鼓勵和支持發(fā)展勞動力密集型產(chǎn)業(yè),大力發(fā)展農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè),增強(qiáng)農(nóng)民工就業(yè)能力,提高農(nóng)副產(chǎn)品附加值,增加農(nóng)民外出務(wù)工收入;優(yōu)化農(nóng)民外出務(wù)工條件,加大農(nóng)村富余勞動力轉(zhuǎn)移力度;利用城鎮(zhèn)化優(yōu)勢,大力發(fā)展二三產(chǎn)業(yè),促進(jìn)產(chǎn)業(yè)間梯度轉(zhuǎn)移,為農(nóng)民創(chuàng)造更多就業(yè)崗位,引導(dǎo)農(nóng)民向二三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移,促進(jìn)農(nóng)民工就近就地就業(yè)。

    第五,各級政府進(jìn)一步加大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)財政補(bǔ)貼力度,不斷健全和完善補(bǔ)貼方式,簡化補(bǔ)貼程序,增強(qiáng)農(nóng)民轉(zhuǎn)移支付能力。

    第六,借助城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展戰(zhàn)略,加速推進(jìn)城鎮(zhèn)化發(fā)展,提高城鎮(zhèn)化水平,實(shí)行城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展政策,努力實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)公共服務(wù)均等化。

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