影响农民收入的因素分析

影响农民收入的因素分析张颖 经济学基地班40501105一、问题提出随着经济的发展和社会环境的变化，近年来我国农村出现了许多新情况、新 问题，农民收入也发生了许多新的变化。主要表现在:近年来农民收入绝对量不断 增长,但增长幅度不断下滑;城乡居民家庭收入差距进一步扩大;农民收入内部出 现了严重的失衡;农村居民家庭的收入水平和消费水平极低;农民收入的来源由 以农业收入为主转向来源形式多样化等方面。农民收入增速下滑,城乡收入差距 拉大，农民收入的严重失衡,不仅影响了农民的生产积极性，制约了农村市场的扩 大，使农村消费对国民经济增长的拉动作用减弱，也制约着农村的改革、发展和稳 定，严重阻碍了我国统一的市场经济体制的建立，从而影响到国民经济和社会发 展的全局。二、研究现状当前“三农”问题已成为农业和农村经济工作的中心，增加农民收入是解决“三农”问 题的关键。对于增加我国农民收入的探讨，学术上主要有两种观点:一是从农业、农村本身入 手，通过调整农村产业结构，改变农业生产方式，加快农业科技创新，发展农村经济来增加农 民收入。按照托达罗的理论，发展中国家应改变“重工业、轻农业”的现状，要重视对农业的 投资，大力开发、挖掘农村本身的就业潜力。叶祥松、罗海平(2006)认为解决“三农”问题 必须把发展农村和农业生产力尤其是农业生产力作为根本的出发点和落脚点。张宁(2006) 认为，提高农民收入水平应在推进农业产业化经营、促进农产品加工转化增值方面加大力度。 陈颂东(2006)提出，选择比较优势战略、建立高效率的农业产业体系，应该成为我国农业政策 的基本取向。二是认为农业之所以在发展过程中受到歧视，是因为城市阶层在政治上具有过 大的影响力。农民虽然人数众多，但对于政策的影响力却很小，缺乏政治力量，由此便形成农 民人数众多而政治影响力微弱这种所谓“数量悖论”(MOlson,1985)。因此，增加农民收入 应从政策和制度因素入手，通过政府政策和制度创新，给予农民国民待遇来促进农民增收。实 际上，这两类因素对我国农民收入都发挥了重要作用。三、理论基础学者们提出了许多影响农民收入的因素。如国家财政的投入，国家税收的减 免，农村人民文化水平的提高等等。另外还有有一种流行的说法是解决农民收入 的办法在农村之外。现有的研究大都从理论上进行说明影响农民收入的主要因 素，特别是关于农民收入主要决定于农村之外的说法，大多都是从中国的二元结 构出发，说明农村劳动生产率不高，需要依靠城市化和向城市转移劳动力来解决， 而且也是根本的解决农村居民收入的办法。但很少做有关实证的分析，特别是把 转移劳动力与农村自身的发展联合在一起来分析影响农民收入的根本因素。由于 数据难于统计，在此将农民的农业外收入不加入模型，可能会造成模型的不准确。四、模型设定通过参考诸多相关文献，结合中国农业发展状况，选取农业税收，国家财政对农业的支 出，农副产品收购价指数，作为影响农民收入的因素，考虑建立如下模型： 丫邛0+艮X1+82X2+83X3+84 X4+u 其中：丫代表农民收入(农村居民家庭平均每人纯收入)X1代表对农民征收的农业税X2代表农价指数X3代表国家财政用于农业的支出x4粮食产量（作为农业生产的代表，因为农林牧渔的生产值经过检验是不 显著）年份Y （元）X1农业各 税税（亿 元）X2农价指数（%）X3国家财政用于农业的支出x4粮食产量1990686.3187.8697.4307.8444624.3199171090.6598347.5743529.31992783.99119.17103.4376.0244265.81993921.62125.74113.4440.4545648.819941220.98231.49139.9532.9844510.119951577.74278.09119.9574.9346661.819961926.07369.46104.2700.4350453.519972090.13397.4895.5766.3949417.119982161.98398.8921154.7651229.519992210.34423.587.81085.7650838.620002253.42465.3199.91231.5446217.520012366.4481.7100.81456.7345263.720022475.63717.8599.71580.7645705.820032622.24871.77104.41754.4543069.520042936.40902.19113.12337.6346946.920053254.93936.4101.42450.3148402.2数据来自中国统计年鉴2006五、模型检验1、平稳性检验检验变量检验类型ADF10%的显著水平平稳性X3带截距项，无时间 趋势，在滞后差分 项下选0-3.941873-2.6927一阶平稳X4带截距项，无时间 趋势，在滞后差分 项下选0-3.616871-3.1003一阶平稳Y带截距项，无时间 趋势，在滞后差分 项下选2-2.881293-2.7180一阶平稳X1带截距项，无时间 趋势，在滞后差分 项下选0-2.922971-2.6927一阶平稳X2带截距项，无时间 趋势，在滞后差分 项下选0-3.014422-2.6927一阶平稳XI、x2、x3、x4和y都是一阶单整的。检 验 回 归 残 差 的 平 稳 性 得Augmented Dickey-Fuller Unit Root Test on EADF Test Statistic -3.2824571% Critical Value* -2.77605% Critical Value-1.969910% Critical Value-1.6295T统计量值小于相应的临界值，表明残差序列不存在单位根，是平稳序列，说明农民收入和 国家财政用于农业的支出、粮食产量之间存在协整关系，有长期的均衡关系。2、误差修正模型Dependent Variable: DYMethod: Least SquaresDate: 12/24/07 Time: 17:11Sample(adjusted): 1992 2005Included observations: 14 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C195.405835.414735.5176430.0003DX3-0.0878060.167630-0.5238070.6118DX40.0145110.0133571.0863620.3028E(-1)0.6970730.3253022.1428530.0578R-squared0.541270Mean dependent var181.7807Adjusted R-squared0.403651S.D. dependent var118.5314S.E. of regression91.53424Akaike info criterion12.10626Sum squared resid83785.18Schwarz criterion12.28885Log likelihood-80.74382F-statistic3.933105Durbin-Watson stat1.210979ProbfF-statistic)0.043163因为X4的系数违背经济学意义，所以在短期内认为国家财政支出对农民收入没有影响。 最终得到误差修正模型的估计结果为：eDY=195.4058+0.014511DX4+0.697073e t-13、回归结果Dependent Variable: YVlethod: Least SquaresDate: 12/24/07 Time: 16:25Sample: 1990 2005 ncluded observations: 16VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-2879.4031200.630-2.3982430.0353X11.9156880.6831142.8043460.0171X2-0.4733144.361064-0.1085320.9155X30.2703890.2866000.9434370.3657X40.0793040.0204873.8709600.0026-squared0.959469Mean dependent var1887.386Adjusted R-squared0.944731S.D. dependent var814.9181S.E. of regression191.5823Akaike info criterion13.59882Sum squared resid403741.5Schwarz criterion13.84025_og likelihood-103.7905F-statistic65.09978Durbin-Watson stat1.137959Prob(F-statistic)0.000000Yi=-2879.403 +1.915688X1 -0.473314X2 +0.270389X3-0.079304X4t=(-2.398243)(2.804346)(-0.108532)(0.943437)(3.870960)R-squared=0.959469 Adjusted R-squared=0.944731 F-statistic=65.09978由回归结果看出，尽管回归可决系数R-squared值高达0.959469,回归效果很好，F值显 著F-statistic=65.09978F(6,11)=4.03。若稍加分析不难发现，除P 4以外的估计量T 值均不显著，绝对值都小于当a =0.05时的T统计量七0.0(17)=2.11；而且X1和X2的系数 估计与其经济意义相悖，因此可以推测这一回归模型存在多重共线性。4、 多 重 共 线 性 的 检 验 及 修 正(1 ) 各变量的相关系数矩阵如下图所示：显然，x1和x3之间存在多重共线(2)结合实际情况采用逐步回归法：分别做y对x1, x2, x3, x4,的一元回归为：虽然 x1的修正的可决系数最大，但由于它的系数违背经济学意义，所以将其剔除。如图：Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/24/07 Time: 16:43Sample: 1990 2005Included observations: 16VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C741.0291129.678057143780.0001X12.6591980.25237410.536740.0000R-squared0.888020Mean dependent var1887.386Adjusted R-squared0.880022S.D. dependent var814.9181S.E. of regression282.2701Akaike info criterion14.24007Sum squared resid1115470.Schwarz criterion14.33665Log likelihood-111.9206F-statistic111.0229Durbin-Watson stat0.490457Prob(F-statistic)0.000000除x1夕卜，x3的修正的可决系数最大，如图:Dependent Variable: Y vlethod: Least Squares Date: 12/24/07 Time: 16:41加入乂4后的可绝系数变大，F统计量Sample: 1990 2005 ncluded observations: 16VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C714.1985144.79304.9325220.0002X31.0978130.1148299.5604270.0000-squared0.067175Mean dependent var1887.386Adjusted R-squared0.057687S.D. dependent var814.91813.E. of regression307.4225Akaike info criterion14.410793um squared resid1323120.Schwarz criterion14.50737_og likelihood-113.2863F-statistic91.40177Durbin-Watson stat0.309087Prob(F-statistic).000000所以将x3保留。在x3的基础上对x2, x4进行逐步回归。Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/24/07 Time: 16:44Sample: 1990 2005VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-2901.4671059.543-2.7384140.0169X31.0463350.08762411.941230.0000X40.0786450.0229243.4306310.0045R-squared0.930287Mean dependent var1887.386Adjusted R-squared0.919562S.D. dependent var814.9181S.E. of regression231.1231Akaike info criterion13.09114Sum squared resid694432.6Schwarz criterion14.03600Log likelihood-100.1291F-statistic86.74003Durbin-Watson stat1.250800Prob(F-statistic)0.000000Included observations: 16也很大，如图：而在x3和x4的基础上再加入乂2的结果修正的可决系数没有增大，并且检验无法通过。所以修正后的结果为：Y=-2901.467+1.046335X3 +0.078645X5+ut (-2.738414)( 11.94123)( 3.430631)R-squared=0.930287 Adjusted R-squared=0.919562F-statistic=86.74003DW=1.2508085、自相关检验DW 检验：DW=1.250808，在 1%的显著水平下，查 DW 表，n=16,k=2,得到 dl=0.74,dv=1.25, 由于DW=1.250808 dv.。所以根据判定定理得到，随机误差项不存在自相关。6、异方差检验现用white检验得White Heteroskedasticity TestF-statistic0.617829Probability0.650991Obs*R-squared2.935205Probability0.560727I Test Equation:Dependent Variable: RESIDE Method: Least Squares Date: 12/24/07 Time: 16:47Sample: 1990 2005Included observations: 16VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-630196.83252667.-0.1937480.0499X3-11.0023152.45025-0.2265440.0249X3哼0.0096640.0195570.4941400.6309X430.71331137.84560.2228090.0278X华2-0.0003490.001458-0.2393960.0152nR2=2.935205,在5%的显著水平下，查先2分布表，先2的临界值为9.48773,因为nR29.48773，表明不存在异方差。再用ARCH检验得:ARCH Test:F-statistic0.100959Probability0.746592Obs*R-squared0.124676Probability0.724017I Test Equation:Dependent Variable: RESIDEMethod: Least SquaresDate: 12/23/07 Time: 14:44Sample(adjusted): 1991 2005Included observations: 15 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C46232.6614209.753.2535870.0063RESID2(-1)-0.0901880.273222-0.3300890.7466R-squared0.000312Mean dependent var42332.83Adjusted R-squared-0.067972S.D. dependent var29580.99S.E. of regression30570.07Akaike info criterion23.61752Sum squared resid1.22E+10Schwarz criterion23.71193Log likelihood-175.1314F-statistic0.100959Durbin-Watson stat1.993310Prob(F-statistic)0.746592(n-p) R2=0.12468，查 2临界值为 3.84146, (n-p) R23.84146,所以不存在异方差。六、模型缺陷由于本人的水平有限，再加上数据难于收集，在模型的设定上存在以下的问题：许多影响农民收入的因素未能在模型中得到体现。第一，在建立模型的初期，我试图引入进城打工的农民工数据来解释目前农村劳动力的 转移给农民实际收入带来的提高，但是数据的收集十分困难。我又想到利用非农业人口在总 的农民中所占比重作为替代变量来进行变量的引入。在对模型的初步拟合中，对于非农人口 在农民中的比重这一重要变量，我们通过多重共线性检验，异方差检验、自相关性的检验 以及相应的修正，均不能改变模型中解释变量关于因变量的系数的符号，拟合结果与现实的 经济意义相悖，最终我们放弃了这一变量的引入。然而在现实的经济中，目前已经有很大一部分农民的主要收入来源于外出打工，今后农 民增收的一个主要途径就是向城市转移，向城镇扩散，但是农村剩余劳动力的城市化进程又 有多方面的实际操作性难度。国家也已经出台了相应的许多政策措施来加快农村剩余劳动力 的向外转移。例如取消户籍制度，严惩拖欠农民工工资的单位等，加大对农民工的社会保 障等。第二，此模型选取了农业税收作为解释变量，但在进行检验的时候，其系数违背了经济 意义，而之前我还试图将GDP引入模型中，但平稳性检验不能通过，且存在严重的自相关问 题，所以将我认为的几个主要变量舍弃，但我认为我的模型本身还是存在着严重的问题。由于本人的理论和实践知识都很有限，认识问题的角度也比较片面，在模型的建立与修 正上，不能做到面面俱到，在模型分析上，也存在一定的问题。鉴于以上的模型缺陷，我诚 恳地希望读者能根据实际情况进行批评指正。七、结论1、在模型的假设时，我们假定了经济变量国家的财政对农业的支出，农业各税和农产 品收购价格指数、粮食产量等对农民收入的影响，而从最终确定的模型来看，只保留了国家 财政用于农业的支出和粮食产量对农业收入的影响，政府应当尽量减少政府支出的中间环 节，通过规范化和透明化的支出政策支持农村经济发展，促进农民增收；在加大政府投入的 同时，应利用财政、金融、税收等优惠政策吸引民间资金及外资加大对农业的科技投入，以 改变我国农业投资收益率过低的现状，形成农业投资收益的良性循环，从而在根本上解决农 民增收这一问题。2、农民的主要收入还是来自农业生产，要向提高粮食产量就要提高我国的机械化水平， 提高单位产量。增产问题是农业根本的问题。首先，农户应该掌握更多的农业科学知识，并 且在实际的农活中运用科学技术和现代化的机器设备。其次，国家应该组织更多的专业人才 致力于旧品种的改良和新品种的开发，提高粮食的产量。再次，在粮食生产和流通领域，要 想保障种粮农户的正常经济收益，不仅需要政府采取以“多给、少取、搞活”为中心的深化 粮食生产和流通体制改革的政策，而且有赖于农民自己利益代表者的培育及其经济组织的发 展与壮大八、参考文献提高农民收入方法探索李廷荣著中国农业出版社农民收入、农民负担与结构调整夏永祥等著中国农业出版社农民收入与劳动力转移中国农业出版社农民收入增长问题研究鲜祖德主编中国统计出版社中国农业发展阶段中国农业出版社编计量经济学庞皓李南成西南财经大学出版社