廈門農(nóng)民家庭人均全年純收入結(jié)構(gòu)變化研究——基于線性回歸分析

楊瑞銘，王復(fù)基，詹圣澤

（廈門市經(jīng)濟師協(xié)會，福建 廈門 361003）

都市農(nóng)業(yè)是以適應(yīng)現(xiàn)代化都市生存與發(fā)展需要而形成的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)[1-3]。都市農(nóng)區(qū)不同于一般的農(nóng)區(qū)，位置含括在大城市地區(qū)。隨著我國當代大量的農(nóng)村人口加速聚集大中城市，城市征地和城市周邊耕地萎縮的不斷加劇，這一增一減的矛盾結(jié)果，使得都市中城鄉(xiāng)空間、地域界限越來越模糊，形成了城鄉(xiāng)居民的消費行為與收入結(jié)構(gòu)日趨無異[4-5]。盡管如此，目前依然存在城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡不充分問題。不平衡、不充分是中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型時期的突出問題[6-13]。2020年，研究區(qū)域生產(chǎn)總值6 384.02 億元，第一產(chǎn)業(yè)增加值28.89 億元，占三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的0.4%，都市農(nóng)業(yè)個性特征十分鮮明。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為6.13 萬元，而農(nóng)村居民的人均純收入只有2.66 萬元，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是農(nóng)村居民的2.30 倍，城鄉(xiāng)收入依舊存在較大差距。因此探索研究區(qū)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)演變規(guī)律對順應(yīng)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展提高農(nóng)民收入意義重大。

國內(nèi)學(xué)術(shù)界對農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的變遷、變化、影響因素問題進行了大量研究，就目前的研究成果來看主要集中在農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)變化以及收入影響因素兩個方面。有些學(xué)者從不同視角針對不同地區(qū)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)及演變特征進行研究。曲福玲[14]從農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革角度選擇7 個高收入城市進行分析比較，認為工資性收入將進一步成為農(nóng)民增收的主力，家庭經(jīng)營收入在農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)中占比不斷降低。關(guān)浩杰[15]從二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換過程角度依據(jù)費景漢-拉尼斯模型中經(jīng)濟發(fā)展三個階段對農(nóng)民收入規(guī)律進行探究，發(fā)現(xiàn)我國社會、經(jīng)濟發(fā)展處于費景漢-拉尼斯模型中第一階段和第二階段的臨界點，基本到達“劉易斯第一拐點”。李慧敏[16]利用陜西、山東和湖南三省農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)進行分析，發(fā)現(xiàn)工資性的收入比重很大，而農(nóng)民經(jīng)營性的收入?yún)s所占不大。王承宗[17]對我國東、中、西部地區(qū)農(nóng)民收入增長結(jié)構(gòu)變遷的動態(tài)變化進行了研究，發(fā)現(xiàn)中國農(nóng)民收入來源多元化趨勢日益顯著。楊紅等[18]以北京、上海、廣州為代表，對都市農(nóng)業(yè)發(fā)展地區(qū)的農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)演變規(guī)律及特點進行了分析，發(fā)現(xiàn)轉(zhuǎn)移性和財產(chǎn)性收入是目前農(nóng)民收入的第二大來源，且其增速逐年上升，未來可能取代工資性收入成為農(nóng)民收入的主力，家庭經(jīng)營性收入占農(nóng)民純收入的比重降幅收窄。另外，有些學(xué)者則從城鎮(zhèn)化[19]、土地類型、土地資產(chǎn)、農(nóng)業(yè)發(fā)展方式、農(nóng)民自身稟賦、“三農(nóng)”政策、金融發(fā)展等因素研究其對農(nóng)民收入產(chǎn)生影響程度。如趙天意等[20]運用灰色關(guān)聯(lián)法從城鎮(zhèn)化進程的角度分析河北省農(nóng)民不同收入來源的影響程度，認為受城鎮(zhèn)化率影響最大的是家庭經(jīng)營純收入。郭武軻[21]運用一元線性回歸分析定量探究城鎮(zhèn)化發(fā)展對農(nóng)民收入增長的長期影響，認為新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平對農(nóng)民增收具有單向促進作用。從土地流轉(zhuǎn)角度研究農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)比重。趙燕[22]認為農(nóng)地的規(guī)?；?jīng)營也是農(nóng)民收入的一個影響因素，通過實現(xiàn)農(nóng)地的規(guī)?；?jīng)營可以達到增加農(nóng)民收入的目的。秦靜等[23]采用因子分析法對天津農(nóng)民收入數(shù)據(jù)的相關(guān)指標數(shù)據(jù)進行分析，發(fā)現(xiàn)宏觀層面的經(jīng)濟發(fā)展因子對農(nóng)民增收的影響程度最大。綜上，學(xué)者們對農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)變化以及收入影響因素兩個方面的研究，呈現(xiàn)為多角度、多影響因素，這些研究表明不同地區(qū)、省份以及超大城市農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)變化趨勢各有差異。

現(xiàn)有關(guān)于影響農(nóng)民收入研究更多局限在農(nóng)民家庭人均純收入這一層面上，對于家庭經(jīng)營純收入、第一產(chǎn)業(yè)收入這兩個層面的研究關(guān)注不夠。鑒于此，本研究通過《廈門經(jīng)濟特區(qū)年鑒》有關(guān)數(shù)據(jù)和實地調(diào)查的資料，根據(jù)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)體系中的三個主要層面，采用多元線性回歸方法建立三個模型，逐層遞進分析農(nóng)民家庭人均純收入，尋找影響農(nóng)民收入的主要因素，探索提高農(nóng)民收入的途徑和方法。為政府相關(guān)部門制定有關(guān)促進農(nóng)民增加收入政策提供參考意見。

一、研究模型與方法

（一）研究模型

本研究采用多元線性回歸方法的目的就是嘗試利用已經(jīng)滿足統(tǒng)計檢驗要求的影響因素來解釋農(nóng)民家庭人均收入問題，并探究其變化趨勢。

多元線性回歸原理：設(shè)影響因變量Y的自變量個數(shù)為p(p≥2)，分別記為x1,x2,…,xp所謂多元線性回歸模型是指這些自變量對Y的影響是線性的，即：

式中：隨機誤差ε滿足ε～N(0,σ2)。其中β0,β1,β2,…,βp，σ2是與x1,x2,…,xp無關(guān)的未知參數(shù)，誤差方差σ2＞0 未知。稱Y為對自變量x1,x2,…,xp的線性回歸函數(shù)。

對Y及x1,x2,…,xp同時作n次獨立觀察，得數(shù)據(jù)(xi1,xi2,…,xip,yi)，(i=1,2,…,n)它們滿足：

這就是p元線性回歸分析的數(shù)學(xué)模型。

求解多元回歸方程，如用矩陣形式表達，則式（2）矩陣形式為：

式中：Y為已知的n×1 常數(shù)矩陣，X為已知的n×(p+1)常數(shù)矩陣，β為p×1 未知參數(shù)矩陣，ε為n×1 維隨機變量矩陣，它的分量ε1,ε2,...,εn相互獨立，εi～N(0,σ2)，i=1,2,…,n。

農(nóng)民家庭人均全年純收入結(jié)構(gòu)包括家庭經(jīng)營純收入、工資性純收入、財產(chǎn)性純收入、轉(zhuǎn)移性純收入，家庭經(jīng)營純收入結(jié)構(gòu)包括第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)收入，第一產(chǎn)業(yè)收入結(jié)構(gòu)包括農(nóng)、林、牧、漁業(yè)收入（表1）。

表1 農(nóng)民家庭人均全年純收入結(jié)構(gòu)體系

為了深入探究農(nóng)民家庭人均全年純收入結(jié)構(gòu)變化，尤其是分析家庭經(jīng)營純收入結(jié)構(gòu)變化、第一產(chǎn)業(yè)收入結(jié)構(gòu)變化對農(nóng)民家庭人均純收入的影響，本研究設(shè)立3 個多元線性回歸數(shù)學(xué)模型。模型的變量設(shè)置分別為：模型1，把農(nóng)民家庭人均純收入設(shè)為y，工資性收入（x1）、家庭經(jīng)營純收入（x2）、財產(chǎn)性純收入（x3）和轉(zhuǎn)移性純收入（x4）4 個因素設(shè)為自變量；模型2：把農(nóng)民家庭經(jīng)營純收入設(shè)為y，第一產(chǎn)業(yè)收入（x1）、第二產(chǎn)業(yè)收入（x2）和第三產(chǎn)業(yè)收入（x3）3 個因素設(shè)為自變量；模型3：把第一產(chǎn)業(yè)收入設(shè)為y，農(nóng)業(yè)收入（x1）、林業(yè)收入（x2）、牧業(yè)收入（x3）和漁業(yè)收入（x4）4 個因素設(shè)為自變量。另外，基于數(shù)據(jù)的可獲得性，模型1 與模型2、模型3 的統(tǒng)計數(shù)據(jù)取自時間見表2。

表2 廈門農(nóng)民家庭人均純收入、家庭經(jīng)營純收入、第一產(chǎn)業(yè)收入結(jié)構(gòu)比例

在回歸方程中的自變量和因變量確定后，利用樣本數(shù)據(jù)在最小二乘法統(tǒng)計擬合準則下，估計出回歸模型中的各參數(shù)，并由此獲得一個確定的回歸方程。而進行回歸方程結(jié)果優(yōu)劣的檢驗方式主要有四個：一是進行回歸方程的擬合優(yōu)度檢驗；二是進行回歸方程的顯著性檢驗；三是進行回歸系數(shù)的顯著性檢驗[24]；四是進行共線性檢驗。

（二）研究區(qū)地域特征、數(shù)據(jù)來源

1.研究區(qū)域簡況

廈門市位于臺灣海峽西岸中部，閩南金三角的中心（24°23′～24°54′N，117°52′～118°26′E），東與大小金門島、南與龍海市隔海相望，陸地與南安市、安溪縣、長泰縣、龍海市接壤。年平均氣溫21.9℃，冬季平均氣溫15.7℃，極端最高氣溫39.6℃，廈門沿海地區(qū)多風(fēng)且風(fēng)速較大，夏秋兩季受臺風(fēng)影響比較明顯。廈門市下轄思明、湖里、集美、海滄、同安和翔安6 個區(qū)，總面積1 700.61 km2。常住人口518 萬，鄉(xiāng)村人口73 萬人，城鎮(zhèn)化率89.4%。2020年全市實現(xiàn)地區(qū)生產(chǎn)總值6 384.02 億元，其中第一產(chǎn)業(yè)增加值28.89 億元，第二產(chǎn)業(yè)增加值2 519.84 億元，第三產(chǎn)業(yè)增加值3 835.29 億元，三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為0.4∶39.5∶60.1。2020年全市農(nóng)作物播種面積22 101.2 hm2，水果和茶葉種植面積7 148.1 hm2。

2.數(shù)據(jù)來源

文中所需的農(nóng)民家庭人均純收入數(shù)據(jù)、家庭經(jīng)營純收入數(shù)據(jù)、第一產(chǎn)業(yè)收入等數(shù)據(jù)均來源于《廈門經(jīng)濟特區(qū)年鑒》（2005—2020），其他數(shù)據(jù)為原始數(shù)據(jù)計算所得。

（三）變量描述

農(nóng)民家庭人均全年純收入（或稱農(nóng)民家庭人均全年可支配收入，本研究所指收入均為純收入）指調(diào)查戶在調(diào)查期內(nèi)獲得的、可用于最終消費支出和儲蓄的總和，即調(diào)查戶可以用來自由支配的收入。純收入既包括現(xiàn)金，也包括實物收入。按照收入的來源，純收入包含四大項，分別為：工資性收入、經(jīng)營純收入、財產(chǎn)性純收入和轉(zhuǎn)移性純收入。其中，經(jīng)營純收入、財產(chǎn)性純收入、轉(zhuǎn)移性純收入均已扣除了經(jīng)營費用、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)折舊、生產(chǎn)稅、財產(chǎn)性支出、轉(zhuǎn)移性支出等項支出以后最終所得（表1）。

1.工資性收入

表2顯示了農(nóng)民家庭人均純收入四個影響因素所占的比重。農(nóng)民工資性收入從2005年的2 976.25 元上漲到2020年的17 726 元，年均增長13%。工資性純收入占農(nóng)民家庭人均純收入的比重也從48%上升到67%。圖1所示，農(nóng)民的工資性收入比重呈現(xiàn)不斷增長的趨勢。工資性收入的變化說明農(nóng)民已經(jīng)從純農(nóng)業(yè)的勞動力變?yōu)椤鞍牍ぐ朕r(nóng)”的新型農(nóng)民。調(diào)研發(fā)現(xiàn)，研究區(qū)各級政府在實現(xiàn)農(nóng)民轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)、就業(yè)創(chuàng)業(yè)方面做了許多工作，比如建立了市、區(qū)、鎮(zhèn)（街道）、村四級聯(lián)動的轉(zhuǎn)移就業(yè)管理服務(wù)網(wǎng)絡(luò)，各鎮(zhèn)設(shè)立勞動保障事務(wù)所，每個農(nóng)村社區(qū)均配備勞動就業(yè)協(xié)管員，同時把就業(yè)信息網(wǎng)絡(luò)和“1 ＋1 群”創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)模式向農(nóng)村延伸。通過鄉(xiāng)村振興和科技特派員制度，通過形式多樣的各項轉(zhuǎn)移勞動力培訓(xùn)等扶持政策，基層政府積極組織面向農(nóng)村的各類特色招聘會、培訓(xùn)會，通過送就業(yè)、送崗位、送創(chuàng)業(yè)、送項目等多種形式，實現(xiàn)農(nóng)民轉(zhuǎn)產(chǎn)、轉(zhuǎn)業(yè)，把被征地、退耕、退養(yǎng)的農(nóng)民就業(yè)納入全市就業(yè)與再就業(yè)的政策扶持范疇，從而助力形成有效拉動農(nóng)民收入增長的主要強勁驅(qū)動力。

圖1 2005—2020年廈門農(nóng)民家庭人均工資、家庭經(jīng)營、財產(chǎn)、轉(zhuǎn)移性純收入走勢

2.農(nóng)民家庭經(jīng)營純收入

從圖1可以看出家庭經(jīng)營純收入是由一、二、三產(chǎn)業(yè)的收入構(gòu)成。第一產(chǎn)業(yè)收入主要由農(nóng)林牧漁收入構(gòu)成。從表2可以看出，2005年農(nóng)業(yè)收入1 066.92 元，林業(yè)收入29.14 元，牧業(yè)收入205.06 元，漁業(yè)收入209.18 元。分別占第一產(chǎn)業(yè)收入的70%、2%、14%、14%。2014年收入比重發(fā)生了很大變化，農(nóng)業(yè)收入占88%，牧業(yè)收入12%，林業(yè)和漁業(yè)沒有收入。第二產(chǎn)業(yè)收入主要是從事工業(yè)和建筑業(yè)工作收入。2005年農(nóng)民家庭人均第二產(chǎn)業(yè)收入65.74 元，90%來自從事建筑業(yè)收入。2014年第二產(chǎn)業(yè)收入736.6 元，從事工業(yè)收入554.12 元，從事建筑業(yè)收入182.49 元。分別占第二產(chǎn)業(yè)收入的75%和25%。第三產(chǎn)業(yè)收入構(gòu)成有從事交通、運輸、貿(mào)易、飲食、社會服務(wù)等工作收入。2005年第三產(chǎn)業(yè)收入985.1 元，從事社會服務(wù)工作收入占到46%。2014年第三產(chǎn)業(yè)收入1 816.62 元，貿(mào)易、餐飲業(yè)收入893.56 元，占49%。從事社會服務(wù)工作收入僅占13%。圖2顯示第三產(chǎn)業(yè)收入2006 至2014年歷經(jīng)三個波段，2006 至2010年收入有所下降，2010 至2012年收入有所上升，2012 至2014年收入有所回落。調(diào)研發(fā)現(xiàn)，各級農(nóng)業(yè)部門為農(nóng)村三產(chǎn)融合做了大量工作,為農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)進一步融合注入活力。比如，支持發(fā)展特色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)，扶持農(nóng)作物新品種示范推廣項目，培育全國“一村一品”示范村，推動農(nóng)業(yè)物聯(lián)網(wǎng)項目建設(shè)發(fā)展，舉辦廈門名特優(yōu)農(nóng)產(chǎn)品展銷會、農(nóng)民豐收節(jié)，組織信息進村入戶工程益農(nóng)信息社建設(shè)，建成智能化薄膜溫室、水培或基質(zhì)栽培溫室、鋼架連棟大棚等現(xiàn)代設(shè)施農(nóng)業(yè)。配套建設(shè)高效節(jié)水噴灌及水肥一體化設(shè)施。推進農(nóng)田水利項目建設(shè)，完成高標準農(nóng)田建設(shè)。建立主要農(nóng)作物生產(chǎn)全程機械化示范點，完成主要農(nóng)作物機耕，推進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。開展畜禽糞污資源化利用整體推進工作，實施化肥農(nóng)藥零增長減量化行動，測土配方施肥，鼓勵農(nóng)民發(fā)展“農(nóng)家樂”“漁家樂”等鄉(xiāng)村休閑旅游。

圖2 2005—2014年廈門農(nóng)民家庭人均第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)收入變化走勢

3.財產(chǎn)性純收入

農(nóng)民的財產(chǎn)性純收入，包括投資收益、租金、利息、股息、租金、無形資產(chǎn)轉(zhuǎn)讓凈收入、儲蓄性收入、征用土地補償收入、土地流轉(zhuǎn)承包經(jīng)營權(quán)收入等。2005年財產(chǎn)性純收入560.2 元，主要來自租金(包括農(nóng)業(yè)機械)、土地征用補償兩項收入，分別占到53%和17%。2014年財產(chǎn)性收入580.8 元，主要來自集體分配股息和租金，分別占40% 和42%。從表2可以看出，2005—2020年呈現(xiàn)兩個波段，第一波段為2005—2013年，財產(chǎn)性純收入占農(nóng)民家庭人均收入比例是在9%與14%之間波動；第二波段為2013—2020年，財產(chǎn)性純收入占農(nóng)民收入比例為3%與5%之間。調(diào)研發(fā)現(xiàn)，2005—2013 這個時期財產(chǎn)性收入的波動主要原因可能與開展“金包銀”和股份化項目工程建設(shè)以及城鎮(zhèn)化建設(shè)大量耕地被征用有關(guān)。

4.轉(zhuǎn)移性純收入

表2顯示，轉(zhuǎn)移性純收入占農(nóng)民家庭人均收入比重變化比較平穩(wěn)，始終圍繞2%～7%區(qū)間變化。比重最小年份是2005年和2007年均為2%，最大年份是2013年和2020年均為8%。目前，轉(zhuǎn)移性純收入主要來自退休金養(yǎng)老金、外出從業(yè)人員寄帶回收入、社會救濟和補助等三項。調(diào)研發(fā)現(xiàn)，各級農(nóng)業(yè)部門為了促進農(nóng)民增收，積極落實支農(nóng)惠農(nóng)政策。比如，發(fā)放種糧農(nóng)資綜合直補、良種補貼、農(nóng)業(yè)機械購置補貼、農(nóng)機漁業(yè)（機動船）柴油直補、農(nóng)村沼氣建設(shè)補貼、能繁母豬補貼以及保險保費補貼等支農(nóng)惠農(nóng)補貼；農(nóng)村低保標準由每人每月250 元提高至320 元；生態(tài)公益林補償標準每畝由36 元提高到48 元；基本農(nóng)田有償保護機制每年每畝發(fā)放200 元的管護費。轉(zhuǎn)移性純收入一定程度上反應(yīng)了政府的財政轉(zhuǎn)移支付力度。

（四）統(tǒng)計性描述

表3展示了對樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計,均值表示研究對象某變量的一般水平，標準差系數(shù)表示均值的代表性強弱，其判斷標準是標準差系數(shù)越小，均值的代表性越強。

表3 農(nóng)民家庭人均純收入、農(nóng)民家庭經(jīng)營純收入、第一產(chǎn)業(yè)收入結(jié)構(gòu)描述性統(tǒng)計 元

表3顯示，在模型1 的4 個變量中，標準差系數(shù)最大是轉(zhuǎn)移性純收入變量，其次是工資性收入變量，最小是家庭經(jīng)營純收入變量，說明每年轉(zhuǎn)移性純收入、工資性收入額度差異比較大，而家庭經(jīng)營性每年收入額度與均值差異比較小。在模型2 的3 個變量中，標準差系數(shù)最大是第三產(chǎn)業(yè)收入，最小是第一產(chǎn)業(yè)收入，說明第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)收入變量變化差異比較大，第一產(chǎn)業(yè)收入變量變化差異較小，相對穩(wěn)定。在模型3 的3個變量中，標準差系數(shù)最大是農(nóng)業(yè)收入變量，其次是牧業(yè)收入變量，最小是漁業(yè)收入變量，說明種植業(yè)收入變量與均值變化差異較大。

二、農(nóng)民家庭人均全年純收入實證分析

本研究應(yīng)用SPSS 軟件并采用逐步線性回歸法分別對農(nóng)民家庭人均純收入、家庭經(jīng)營純收入、第一產(chǎn)業(yè)收入等3 個模型的數(shù)據(jù)進行計算。并設(shè)定進入標準α=0.01，剔除標準α=0.1。

（一）模型回歸結(jié)果分析

1.農(nóng)民家庭人均全年純收入模型回歸結(jié)果分析

從表4可以看出，利用逐步篩選策略，農(nóng)民家庭人均純收入模型共經(jīng)3 步完成回歸方程的建立，4 個變量有2 個變量被選入模型。從3 個步驟模型關(guān)于回歸方程擬合優(yōu)度檢驗看，每個步驟模型的R2都較接近1，表明各個模型擬合效果都很好。3 個步驟模型的F分布及其對應(yīng)的顯著性概率P值都小于0.05，說明回歸方程顯著。3 個步驟模型中的t值和它對應(yīng)的概率P值也都小于0.05。說明3 個模型回歸系數(shù)均顯著。由于在第三步驟中的方差膨脹系數(shù)（VIP）出現(xiàn)大于10，說明自變量間存在共線性問題。另外第二步驟模型的R2較第一步驟模型的R2更接近1，因此，在3 個步驟模型中的數(shù)據(jù)完全符合多元線性回歸所要求的條件是第二步驟模型。根據(jù)步驟模型2 建立的農(nóng)民家庭人均純收入多元線性回歸模型為：

由于第二個模型的預(yù)測準確率較高，表明其模型的預(yù)測效果較好，可以應(yīng)用于農(nóng)民家庭人均純收入預(yù)測。由式（4）可以得出工資性收入因子x1每增加1%，農(nóng)村居民家庭人均純收入增長1.296 個單位，財產(chǎn)性純收入因子x3每增加1%，農(nóng)村居民家庭人均純收入增長1.566 個單位。

2.家庭經(jīng)營純收入模型、第一產(chǎn)業(yè)收入模型回歸結(jié)果分析

表5是家庭經(jīng)營純收入模型和第一產(chǎn)業(yè)收入模型在經(jīng)過多次篩選后的結(jié)果。表明了家庭經(jīng)營純收入模型和第一產(chǎn)業(yè)收入模型各解釋變量的偏回歸系數(shù)、偏回歸系數(shù)顯著性檢驗的情況、模型擬合檢驗R2、回歸方程顯著性檢驗的F值及對應(yīng)的P值、回歸方程系數(shù)檢驗t值及對應(yīng)的P值。

從表5可以看出，家庭經(jīng)營純收入模型和第一產(chǎn)業(yè)收入模型的回歸方程擬合優(yōu)度檢驗R2都較接近1，表明模型擬合效果較好。兩個模型F檢驗P值均小于0.05，說明回歸方程顯著。兩個模型的t值對應(yīng)的P值也均小于0.05。共線性方差膨脹因子（VIP）檢驗結(jié)果顯示，所有變量的VIP值都接近1，說明不存在多重共線性。由此說明兩個模型的預(yù)測準確率較高，模型的預(yù)測效果較好。因此，可以用來解釋家庭經(jīng)營純收入和第一產(chǎn)業(yè)收入模型。

表5 農(nóng)民家庭經(jīng)營純收入、第一產(chǎn)業(yè)收入結(jié)構(gòu)多元線性回歸分析結(jié)果，系數(shù)、模型檢驗（逐步篩選策略）?

最終家庭經(jīng)營純收入和第一產(chǎn)業(yè)收入模型的回歸方程分別為：

（二）實證結(jié)果分析

1.保留在回歸方程中的變量

從表4模型1 的回歸推導(dǎo)結(jié)果看，工資性收入、財產(chǎn)性純收入、轉(zhuǎn)移性純收入與農(nóng)民人均純收入關(guān)系均達到0.000 統(tǒng)計檢驗顯著性水平。圖1和表2顯示，農(nóng)民工資性收入從2005年到2020年持續(xù)上升，2005年為2 976.25 元增長到2020年的17 726 元，工資性收入占農(nóng)民家庭人均純收入的比重也從48%上升到67%。其他三個收入占比總量只有33%。說明工資性收入是研究區(qū)農(nóng)民家庭人均收入的最主要來源。有關(guān)資料顯示，非沿海都市農(nóng)業(yè)區(qū)的農(nóng)民工資性收入占農(nóng)民家庭人均純收入的比重不到50%。另外，從上述調(diào)研資料發(fā)現(xiàn)，工資性、財產(chǎn)性、轉(zhuǎn)移性純收入的變化與各級政府就業(yè)政策落實力度有關(guān)，說明研究區(qū)各級政府在實現(xiàn)農(nóng)民轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)、就業(yè)創(chuàng)業(yè)方面提出的政策措施與農(nóng)民家庭人均純收入各要素之間的配比是相適應(yīng)的。表5模型2 的回歸結(jié)果顯示，家庭經(jīng)營純收入與第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)收入均呈顯著性關(guān)系。表2顯示，2005年至2014年的家庭經(jīng)營純收入來自一二三產(chǎn)業(yè)的收入在家庭經(jīng)營純收入占比分別由59%下降至33%（年均遞減2.1%）、由3%增至19%（年均增長30%）、由38%增長至48%（年均增長7%）。雖然一二三產(chǎn)業(yè)收入均與家庭人均純收入關(guān)系顯著，但圖2顯示各個產(chǎn)業(yè)收入變化趨勢有所不同。第一產(chǎn)業(yè)收入走勢逐漸趨于穩(wěn)定，第二產(chǎn)業(yè)收入走勢由下向上，第三產(chǎn)業(yè)收入走勢則由上向下，后兩者走勢逐漸朝第一產(chǎn)業(yè)收入水平方向靠攏。實際調(diào)查與理論測算均說明三產(chǎn)融合發(fā)展局面正在逐漸形成。表5模型3 的回歸結(jié)果顯示，第一產(chǎn)業(yè)收入與農(nóng)業(yè)收入、漁業(yè)收入呈顯著性關(guān)系。在第一產(chǎn)業(yè)收入結(jié)構(gòu)中，農(nóng)業(yè)收入從2005年起均保持在68%以上，2014年達到88%，而林業(yè)、牧業(yè)和漁業(yè)收入占比合計只有12%。說明農(nóng)業(yè)收入是研究區(qū)農(nóng)民家庭第一產(chǎn)業(yè)收入來源的重要渠道。

2.被剔除在回歸方程外的變量

1）表4顯示了模型1 中三個回歸步驟都沒有出現(xiàn)家庭經(jīng)營純收入變量，說明在三個步驟中家庭經(jīng)營純收入變量與家庭人均純收入關(guān)系不顯著而被剔除。結(jié)合圖1、表2以及上節(jié)的分析不難發(fā)現(xiàn)引起家庭經(jīng)營純收入與家庭人均純收入關(guān)系不顯著的部分因素。圖1顯示了家庭經(jīng)營純收入自2005年起逐年增長但速度比較緩慢，年均增長5%。表2顯示家庭經(jīng)營純收入在農(nóng)民家庭人均純收入結(jié)構(gòu)中比重逐年降低，年均遞減5%。上述分析得知促進家庭經(jīng)營純收入增長的主要因素是農(nóng)業(yè)收入。眾所周知，人才、土地規(guī)模、資金是農(nóng)業(yè)企業(yè)利潤增長的主要因素。同樣，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)效益高低與勞動力、土地、資金、市場信息把握都有密切關(guān)系。調(diào)研發(fā)現(xiàn)，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動力主要是留守的老年人和婦女，種植技術(shù)還是傳統(tǒng)的方法多。當年為了追求土地分配的公平性，村民小組根據(jù)土地的遠近、肥瘦和水利狀況分配給農(nóng)戶，每戶擁有數(shù)塊大小不等、分布在不同地方的土地。土地過于細碎化使得現(xiàn)代物質(zhì)條件根本無法裝備農(nóng)業(yè)。耕地分散經(jīng)營增加了耕作時間和農(nóng)資投入成本，難以實現(xiàn)規(guī)模效益。同時，調(diào)研也發(fā)現(xiàn)個體農(nóng)戶對財政支持的資金、科技下鄉(xiāng)項目也因條件不足難以對接、銀行貸款也尚缺抵押物。另外，轉(zhuǎn)移性純收入沒有保留在方程中是因為共線性問題并非t值檢驗不顯著。

2）表5模型3 的回歸結(jié)果顯示，林業(yè)、牧業(yè)收入與第一產(chǎn)業(yè)收入關(guān)系不顯著而被剔除。說明林業(yè)、牧業(yè)收入對第一產(chǎn)業(yè)收入沒有影響或影響不大。調(diào)研顯示，研究區(qū)城市建設(shè)發(fā)展很快，建設(shè)用地的增加不僅來自耕地的轉(zhuǎn)化，也包含林地、淡水水域和海水水域。結(jié)合表2來看，2014年林業(yè)和漁業(yè)收入占第一產(chǎn)業(yè)比重為零，而林業(yè)占比已經(jīng)呈現(xiàn)多年為零。漁業(yè)收入雖然與第一產(chǎn)業(yè)收入關(guān)系呈現(xiàn)顯著性，但其在第一產(chǎn)業(yè)收入占比不大。牧業(yè)收入變化很大，曾經(jīng)在2004年生豬存欄數(shù)達到84 萬頭，2020年存欄數(shù)只有26 萬頭。以前養(yǎng)豬主要為個體戶，后因個體養(yǎng)殖戶生豬養(yǎng)殖行為不規(guī)范，導(dǎo)致養(yǎng)殖效益降低，個體戶逐漸退出生豬養(yǎng)殖業(yè)。目前，養(yǎng)殖業(yè)主要集中在個別養(yǎng)殖大戶和企業(yè)。說明牧業(yè)不再是研究區(qū)農(nóng)民家庭第一產(chǎn)業(yè)收入的主要來源，而農(nóng)業(yè)收入已成為研究區(qū)第一產(chǎn)業(yè)收入的最重要渠道。

綜上，三產(chǎn)融合發(fā)展是提升家庭經(jīng)營收入在農(nóng)民家庭人均純收入結(jié)構(gòu)中比重的關(guān)鍵，而發(fā)展第一產(chǎn)業(yè)是發(fā)展三產(chǎn)融合前提和基礎(chǔ)，第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展關(guān)乎農(nóng)林牧漁產(chǎn)業(yè)發(fā)展。目前在研究區(qū)，農(nóng)業(yè)收入在第一產(chǎn)業(yè)收入結(jié)構(gòu)中比重已超90%，因此，要提升家庭經(jīng)營收入農(nóng)業(yè)收入是最為關(guān)鍵的環(huán)節(jié)。而改變目前耕地碎片化、分散經(jīng)營、技術(shù)落后等生產(chǎn)條件是促進農(nóng)業(yè)發(fā)展、提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效益最直接、最重要保障。

三、結(jié)論

本研究以廈門市為研究區(qū)域，模擬了農(nóng)民家庭人均純收入、家庭經(jīng)營純收入、第一產(chǎn)業(yè)收入三個多元線性回歸模型。研究結(jié)果顯示：研究區(qū)各級政府在實現(xiàn)農(nóng)民轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)、就業(yè)創(chuàng)業(yè)方面提出的政策措施與農(nóng)民家庭人均純收入各要素之間的配比是相適應(yīng)的。從2014年起工資性收入占農(nóng)民家庭人均純收入的比重均在60%以上，2020年達到67%。工資性收入在研究區(qū)農(nóng)民家庭人均純收入結(jié)構(gòu)中逐漸成為絕對主體地位。第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)收入變化態(tài)勢逐漸趨于平衡，三產(chǎn)融合發(fā)展局面正在逐漸形成。農(nóng)業(yè)收入是研究區(qū)農(nóng)民家庭第一產(chǎn)業(yè)收入來源的重要渠道，牧業(yè)不再是研究區(qū)農(nóng)民第一產(chǎn)業(yè)收入的主要來源。家庭經(jīng)營純收入自2005年起雖逐年增長但速度緩慢，年均增長5%，在農(nóng)民家庭人均純收入結(jié)構(gòu)中相對比重逐漸降低，2005 至2014年年均下降5%。要提升家庭經(jīng)營收入在農(nóng)民家庭人均純收入結(jié)構(gòu)中的比重農(nóng)業(yè)收入是關(guān)鍵環(huán)節(jié)。耕地碎片、生產(chǎn)分散、技術(shù)落后、資金不足是影響農(nóng)業(yè)收入的主要因素。針對存在的問題提出建議如下：

（一）加大投入力度，不斷完善農(nóng)業(yè)農(nóng)村的生產(chǎn)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)

基礎(chǔ)設(shè)施狀況的先進優(yōu)劣，關(guān)系到促進還是制約農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化發(fā)展步伐的大問題[25]。研究區(qū)現(xiàn)有家庭承包耕地約1.46 萬hm2[24]，農(nóng)民承包地不僅少而且分散，增加了生產(chǎn)經(jīng)營投入成本。據(jù)調(diào)查，目前一市約有35%的耕地流轉(zhuǎn)到新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體中，被流轉(zhuǎn)的耕地主要分布在交通比較方便灌溉水系比較暢通的地方。仍有65%的耕地分布在小農(nóng)戶手中，耕地碎片化問題依然存在，依舊沿襲傳統(tǒng)的耕作方式。當前,我國經(jīng)濟已轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展新階段[26]，研究區(qū)可根據(jù)當期農(nóng)村發(fā)展的現(xiàn)況，在實施農(nóng)村“十四五”發(fā)展戰(zhàn)略時進行全盤規(guī)劃，以加快促進城市周邊農(nóng)村基礎(chǔ)體系建設(shè)的現(xiàn)代化步伐，全面提升包括小農(nóng)戶在內(nèi)的生產(chǎn)效率。要有計劃地在永久耕地保護區(qū)內(nèi)，因地制宜、循序漸進地以村民小組耕地為單位進行全域性整治。將分散于各家各戶的耕地重新整合，徹底解決土地“分散化”“碎片化”的狀況。重點進行基礎(chǔ)設(shè)施改造，建設(shè)標準化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基地。如同市政工程建設(shè)一樣，對區(qū)域內(nèi)的水、電、路和電信、暖通以及環(huán)境生態(tài)、旅游觀光等都能系統(tǒng)地、全面地、完整地納入城市體系的基礎(chǔ)設(shè)施統(tǒng)籌規(guī)劃，真正意義上實現(xiàn)城鄉(xiāng)建設(shè)齊頭并進，在推進實施農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與農(nóng)村現(xiàn)代化體系中，形成一貫制的一體設(shè)計、一并推進。

（二）積極穩(wěn)妥發(fā)展多種形式的適度規(guī)模經(jīng)營，大力培育農(nóng)業(yè)經(jīng)營新主體

2021年中央1 號文件指出：到2035年，農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化基本實現(xiàn)，共同富裕邁出堅實步伐。發(fā)展適度規(guī)模經(jīng)營是我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的必由之路[27-28]。鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展提供了推動力，同時農(nóng)村集體經(jīng)濟則是對提升農(nóng)村經(jīng)濟效益,提高農(nóng)村治理水平起著非常重要作用[29]。因此，要切實解決小農(nóng)戶與農(nóng)業(yè)規(guī)?；?、產(chǎn)業(yè)化的內(nèi)在矛盾，還迫切需要培育中國式的新的“種地人”，期盼農(nóng)業(yè)經(jīng)營新主體、新模式[30]。在條件成熟的時候，自下而上地推動建立更高層次、功能更加完備的農(nóng)民合作社聯(lián)盟。大力培育既能幫助小農(nóng)戶解決耕地碎片化、發(fā)展農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營，以及克服資金、信息、技術(shù)等生產(chǎn)要素投入難題，又能幫助小農(nóng)戶進行農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)提升、市場開拓、生產(chǎn)結(jié)構(gòu)調(diào)整、共同致富的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體。

（三）要創(chuàng)設(shè)更多適合于小農(nóng)的有關(guān)財政資金支持、項目下鄉(xiāng)、科技下鄉(xiāng)的政策措施

現(xiàn)在各級政府支持農(nóng)業(yè)發(fā)展的資金、科技下鄉(xiāng)一般是以“項目”帶動來實現(xiàn)的。農(nóng)村公共產(chǎn)品的實現(xiàn)與通達，也基本由“項目下鄉(xiāng)”這個主要渠道來解決[31]。之前的項目下鄉(xiāng)和項目支持更多考慮的是規(guī)模企業(yè)的生產(chǎn)效率問題，而廣大的小農(nóng)戶是難以承接項目資金支持的。面對當前農(nóng)村發(fā)展不平衡、不充分的局限性，要積極探索和創(chuàng)設(shè)更多的適合惠及小農(nóng)的科技下鄉(xiāng)、資金支持項目政策和措施，以實現(xiàn)農(nóng)民共同富裕。

（四）提高農(nóng)村人力資源質(zhì)量，增加農(nóng)民收入

2020年，研究區(qū)鄉(xiāng)村人數(shù)73 萬，戶均耕地0.084 hm2，人多地少。從這一角度來看農(nóng)村剩余勞動力仍然存在，向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移和鼓勵農(nóng)民就業(yè)創(chuàng)業(yè)問題照樣不能忽視。研究區(qū)農(nóng)民初中以下文化程度人數(shù)比例高，非農(nóng)生產(chǎn)技能和綜合素質(zhì)偏低。提升農(nóng)民素質(zhì)，一方面可解決農(nóng)民就業(yè)崗位層次低、就業(yè)崗位不穩(wěn)定、崗位收入少、就業(yè)轉(zhuǎn)移率不高等問題[32]；另一方面可以解決農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化需要的科學(xué)技術(shù)運用、經(jīng)濟運行、生產(chǎn)組織管理等專業(yè)知識問題。因此，要多主體多方式多層次多渠道培育高素質(zhì)農(nóng)民，制定農(nóng)民素質(zhì)提升的保障措施和長效機制[33]。