陕西农民收入增长的主要特征及农民收入计量经济学研究


陕西农民收入增长的主要特征及农民收入计量经济学研究
自 2004 年以来中央又连续发了五个一号文件,并出台了一系列扶持“三农”政策,农 村经济在城乡统筹中迅速发展, 农民增收又进入新的高峰期。 2004 年到 2007 年进入新一 从 轮的快速增长期,我省农民收入扭转了徘徊不前的局面,连续四年增幅超过两位数,2004 年增长 11.3%,2005 年增长 9.9%,2006 年增长 10.1%,2007 年增长 17.1%。2007 年比 2003 年增长 57.8%,年平均递增 12.1%。扣除物价因素后,2007 年我省农民纯收入比 2006 年实 际增长 10.0%(略高于全国平均水平),超过了省委、省政府制订的农民纯收入年度增长目 标。这一阶段农民收入不仅延续了前三阶段的增长特征,而且又呈现出新的增长特征。 ㈠ 工资性收入的大幅度上升加快了农民收入的增长 农村居民的工资性收入是农村劳务经济发展的综合体现。 随着国民经济的快速发展, 以 农村剩余劳动力外出就业为标志的农村劳务经济也快速发展。 劳务经济的发展, 不仅对农村 经济和整个社会国民经济的发展起到了积极有效的作用, 也使农村劳动力自由流动的范围和 空间得到有效拓展, 极大推动了农民工资性收入的增加, 为农民收入的增长做出了重要的贡 献。 2004 年,陕西农民人均工资性收入已经达到 690 元,占同期农民人均纯收入的 37%,随 着农村经济体制改革的不断深入, 国家有关农村经济政策的不断出台, 农村劳务经济发展迅 猛,农民劳务收入快速增加,成为农民增收的一大亮点,农民工资性收入占纯收入的比重加 速上升,其位置和作用已成为对农民增收具有重要影响的因素。到 2007 年,陕西农民人均 工资性收入 1036 元, 2004 年增长了近 1 倍, 比 年平均工资性收入的增长速度达到了 13.9%, 占纯收入的比重也由 2004 年的 37%提高到 2007 年的 39%,提高了 2 个百分点。近年来,农 民工资性收入对农民纯收入的贡献已超过三分之一,2007 年贡献将近达到二分之一。已成 为农民收入增长的重要因素。

图 6 2003 年—2007 年陕西工资性收入与人均纯收入的关系

㈡ 家庭经营收入的增加支撑了农民收入的增长 改革开放 30 年,从农民收入结构变化看,可分为三个阶段:1978-1992 年,农民人均 纯收入的 70%以上来自农业经营,为农业主导型纯收入结构期;1993-1999 年为混合型纯收 入结构期, 农民人均纯收入由农业经营占主导, 积极向农业与非农业二分型纯收入结构迈进; 2000 年以后为农业与非农业二分型纯收入结构期, 这一阶段显著特点是农村劳动重新分工, 收入构成多元化,农民收入走出一产业独大的阶段,来自农业的纯收入所占比例下降到 50% 以下, 非农业纯收入上升到 50%以上。 2007 年, 我省农民来自农业的收入占四成二, 来自二、 三产业的收入占一成弱,劳务收入占四成。 2004 年, 陕西农民人均家庭经营纯收入 1028 元, 2007 年达到了 1346 元, 到 增幅为 30.9%, 其中农业纯收入由 2004 年的 848 元增加到 2007 年的 1113 元,增长 31.3%;非农产业纯收 入由 2004 年的 185 元增加到 2007 年的 233 元,增长 25.9%,非农产业的增长速度与农业生 产的增长速度成二分型。这一阶段显著特点是农村劳动重新分工,收入构成多元化,农民收 入走出一产业独大的阶段,来自农业的纯收入所占比例下降到 50%以下,非农业纯收入上升 到 50%以上。农村经济在适应整个社会经济发展的同时,农村产业结构也在不断进行调整, 为我省农民收入的增长拓宽了新的空间。 ㈢ 农产品市场化程度的提高促进了农民收入的增长 一般来说,农民收入中现金收入的比重提高,其收入水平越高,增收质量也越高,反之 亦然。市场经济的不断完善和发展,促进了农产品商品率的提高,市场需求对农民收入的影 响不断增大,农民收入中现金收入的比重逐步加大。2007 年,陕西农民人均现金纯收入为 2330 元,比 2004 年的 1476 元增加 0.6 倍,年平均递增 15%。现金收入占纯收入的比重达到 88%,比 2004 年的 79.1%提高了 8.9 个百分点。农民现金收入增长对纯收入的增长贡献远远 超过了实物收入。 ㈣ 劳动力文化素质的提高保证了农民收入的增长 社会经济的发展, 经济发展方式的转变, 生产力水平的提高, 现代科学技术的广泛应用, 对劳动力的素质要求越来越高。多年来,我省在加快经济发展的同时,不断深化教育体制改 革,认真抓好基础教育,大力普及九年制义务教育,注重对农村教育的投入,极大地提高了 我省农村劳动力的文化素质, 增强了农村劳动力参与社会就业的能力, 为农民收入的增长起 到了重要作用。

据农村住户调查资料,2007 年,按农村劳动力文化程度分组,小学及以下文化程度的 农户人均纯收入 2460 元, 中学文化程度的农户为 2625 元, 中专以上文化程度的农户为 3164 元,分别比 2004 年增长了 0.5 倍、1.6 倍、0.5 倍。同时,随着整个农村劳动力文化素质的 提高,高文化程度的户数在农户中所占的比重不断增加。2007 年农村拥有中专以上文化程 度的户数占 5.9%,比 2004 年增加了 0.4 个百分点;中学文化程度的户数占 84.2%,比 2004 年增加了 2.6 个百分点; 小学以下文化程度的户数占 9.7%, 2004 年下降了 3.3 个百分点。 比 数据表明,劳动力文化程度与收入呈现正相关关系,提高农村劳动力文化层次,是加快农民 增收的有效举措。 ㈤ 国家的惠农政策保障了农民收入的持续增长 2004 年,中央决定逐步取消农业税,使农民真正得到了实惠,从减负方面对农民收入 的增加做出了巨大贡献。当年我省农民人均农业税费支出下降了 34%,目前农民基本没有农 业税费支出。2007 年,省委、省政府加大力度落实惠农、强农政策取得显著成效,全省农 民惠农政策性收入人均首次突破百元,达到 102 元。其中,退耕还林还草补贴由 2004 年人 均 26 元增加到 2007 年的 58 元,粮食直补(包括良种补贴)由 2004 年人均 5.24 元增加到 2007 年的 23 元,全省所有县(市、区)实现了新型农村合作医疗制度,人均报销医疗费由 2004 年人均 0 元增加到 2007 年的 13 元,惠农政策补贴成为农民增收的重要因素之一。 陕西农民收入计量经济学研究 农业是国民经济的基础, 只有农业得到了发展才能保障其他产业的发展, 才能持续提高 农民收入。就现阶段来看,农民不仅存在着增收难的现象,各地区农民收入的差异也在呈现 扩大化趋势。如何减少差距,使得农民收入在不断增加的同时,不会出现明显的两级分化, 奠定和谐社会的基石,从和谐农村开始。农民增收本身是一个系统工程,而影响农民收入增 长的既有农业内部因素,也有外部环境因素,并且农民收入本身也包含了多种收入成分。 因此, 我们在本文的分析中首先将农民收入分为农业收入和非农业收入,然后分别运用通径分析法 和生产函数法测算影响农民农业收入和非农业收入的主要因素和次要因素,并对影响因素按 影响程度进行排序。 ㈠ 分析方法

1.通径分析法 通径分析是数量遗传学家 Sewall Wright 于 1921 年提出来,经遗传育种学者不断改进 统计技术。它通过对自变量和因变量之间的相关分解来研究因变量 和完善形成的一种多元统计 统计 (性状)的相对重要性,已在众多领域广泛应用。通径分析法是简单相关分析的继续,旨在将 简单相关系数分解为许多部分,以显示某一变量对因变量的直接作用效果和间接作用效果。 设 y 为因变量,即农民人均纯收入,x1 、x2 、?, x p 等 p 个自变量表示影响农民人均纯收 入的因素。利用计量分析软件,通过最小二乘法容易得回归方程:

Y = r1 y x 1 + r2 y x 2 + r3 y x 3 + ?+ rpy x p
通径分析旨在对 riy 进行分解为 X i 对 Y 的直接作用效果和 X i 通过 X j 对应变量 Y 的间接作用效果,具体见下列联立方程

中 bi 是 X i 对因变量 y 的直接通径系数; rij 为 X i 与 X j 的相关系数; bj ·rij 为间接通径,代表 Xi 通过 X j 对因变量 Y 的间接影响效果; riy 为 X i 与 y 简单相关系 数。即有 riy = bi + Σj ≠1bj rij 在通径分析中,分别称 R2i= b2i, R2ij = 2bi rij bj , 为 Xi 对 Y 的直接决定系数和 X i 与 X j 通过相关路对 Y 的间接决定系数。 决策系数 R2(i) 反映了 Xi 通过 X1 , X2 , ?Xp 的相关网对 Y 的综合决定作用。 不仅包括了 Xi 对 Y 的直接决定作用 R2i,还包括了与 Xi 有 关的间接决定系数 Σj ≠1R2ij = 2 Σj ≠1bi rij bj ,间接决定系数 R2ij 既包含了 X i 通过 X j 对 Y 的决定作用,也包含了 X j 通过 X i 对 Y 的决定作用。 需要注意的是: ①通径系数不同于偏回归系数,是无单位的相对系数,是可以彼此比较 的相对数,从而反映了各自变量对因变量的直接效应。②决策系数可进一步说明自变量对因 变量的决定程度。 利用 R2(i) 值可以把各变量对 Y 的综合作用由大到小排序,排序最大的变 量为主要决策变量,但未必它的直接决定作用大;排序最小的变量,若其中决策系数为负,则 为主要限制性变量,但未必它的直接决定作用小。 2.生产函数法 笔者这里采用 Cobb2Douglass 函数。该函数是 20 世纪 20 年代后期,由美国的数学家 科布(C. W. Cobb) 和经济学家道格拉斯( P. H. Douglas) 提出,所以也叫科布- 道格拉斯 生产函数。其一般形式为:

Q = f ( L , K) , Q = A K L

α β

其中 Q 是产出,而 A 则是以科技进步因素为主的综合要素生产率, K 是投入的资本, L 是投入的劳动力,α 和 β 分别为资本和劳动力对产出的弹性系数。其中, 可以从上述公式 方便地推导出资本增长、劳动力增长、科技进步各要素在产出增长中的贡献率,将两边对时 间 t 求导,则有: 资本增长贡献率:ηK =α×Z/ Y ( Z = d K/ K, Y = dQ/ Q) ; 劳动增长贡献率:ηl =β×W/ Y (W = dL/ L) ; 科技进步贡献率:ηS = 1 - ηk - ηl 。 由于影响农民劳动报酬的因素很多,因此本文所用的生产函数是扩展了的 Cobb2Douglass 函数:Q = A ( t) X 1 ΛX k 献率: ηi =βi ×( d Xi / Xi ) / Y ( y = dQ/ Q) ; 科技进步贡献率:ηs = 1 - η1 - Λ- ηk 。 对于各参数值 βi 的估计, 我们首先对扩展了的 Cobb2Douglass 函数 Q = A ( t) Xβ1lΛXβkk 两边取对数,得到如下对数模型: l nQ = lnA ( t) +β1 ×ln( x1 ) +Λ+βk ×ln( xk ) 这样将 Cobb2Douglass 函数线性化,再用回归分析法,就可以得到各参数值。最后将各 样本值和各参数值代入各因素贡献率的计算公式:ηi =βi ×( d Xi / Xi ) / Y ( Y = dQ/ Q) ,科技进步贡献率 ηs = 1 - β1 ×η1 - Λ- βk ×ηk ,求出各影响因素对农民收入 的贡献率。 ㈡ 农业收入实证分析 1.农业收入各影响因素实证分析的假设条件及指标选取。 我们运用通径分析法和生产函 数法分析农民农业收入各影响因素时是建立在以下几点假设之上的: A 当农民总收入既定时,农业生产资料价格越高,农业生产成本就越高,则农民农业收入就越 低。 B 当农业生产成本既定时,农产品收购价格越高,则农民农业收入越高。 C 当农产品收购价格和农业生产资料价格既定的情况下,农民对农业生产投入越多,即在化 肥的边际效益还大于其边际成本时,化肥的使用量增加则农业收入越多;同理,若家庭经营费 用投入的边际效益大于边际成本,继续增加其投入势必增加农业收入;在一定的技术水平条 件下,耕地面积增加,粮食产量势必增加,同样增加农业收入。 D 当农产品收购价格和农业生产资料价格、化肥的使用量和耕地面积都既定的情况下,农业 基础设施条件越好,则农民农业收入会越多越稳定。 综上所述,笔者根据《陕西统计年鉴》1985 - 2007 年各期数据,选取农产品收购价格指 数(以 1985 年为基期) 、农业生产资料价格指数(以 1985 年为基期) 、农村工业品零售价 格指数(以 1985 年为基期) 、成灾率(成灾面积除以总播种面积) 、年末实有耕地面积、有 效耕地面积的化肥使用量、家庭经营费用支出等七项指标。 2.农业收入各影响因素通径分析过程
βl βk

。其中 Q 是农民收入, A 是综合要素生产率,

Xi 是影响农民收入增长的各因素, β1 +Λ+βk = 1 , 很容易推导出各影响因素 Xi 的贡

设 Y 为农业收入, X1 代表农产品收购价格指数, X2 代表农业生产资料价格指数, X3 代表成灾率, X4 代表年末实有耕地面积, X5 代表有效耕地面积的化肥使用量, X6 代表家 庭经营费用支出、X7 代表农村工业品零售价格指数。运用 SPSS 统计分析软件,对 1985 2007 年的以上各统计数据标准化后进行通径分析,发现农村工业品零售价格指数和农业生 产资料价格指数存在很强的相关性,影响模型的建立,剔除农村工业品零售价格指数之后,所 得结果比较理想。R2 为 0. 990 , F 值为 254. 590 , D2W 值为 1. 874 ,模型估计较好,基 本不存在序列相关。
表 12 变 量 X1 X2 X3 X4 X5 X6 X1 0.567 0.558 0.329 0.129 0.545 0.535 X2 -0.722 -0.734 -0.431 -0.252 -0.711 -0.681 通径系数 X3 -0.023 -0.023 -0.039 -0.012 -0.024 -0.023 X4 0.012 0.017 0.016 0.051 0.018 0.014 X5 0.539 0.543 0.344 0.193 0.560 0.548 X6 0.562 0.553 0.356 0.167 0.582 0.595

表 13 变 量 X1

直接通径系数和简单相关系数对比 X2 0.567 0.935 -0.734 0.914 X3 -0.039 0.575 X4 0.051 0.276 X5 0.560 0.970 X6 0.595 0.988

直接通径 bi 简单相关系数 riy

由表 12 和表 13 可以看出,直接通径 b6 > b5 > b4 > b3 > b2 ,从与 Y 的相关性看, r6 y > r5 y > r1 y > r2 y > r3 y > r4 y , 另外 b6 、b1 、b5 、b4 与 r6 y 、r1 y 、r5 y 、r4 y 符号一致,说明这四项指标对农业收入的直接效应是正的, 通过加大农民家庭经营 费用支出、 提高农产品收购价格、 加大化肥使用量和扩大耕地面积可直接提高农民农业收入, 但耕地面积这一指标的直接通径系数虽与简单相关系数符号一致, 直接通径系数却很小, 接近于零,说明其直接效应不是十分明显。而 b2 、b3 与 r2 y 、r3 y 符号相反,并且差异 很大, 说明这两个指标对农业收入的直接效应是负的,正向效果是通过其他因素间接作用形 成的。 通过计算各指标的决策系数, 并对决策系数按大小排序,可进一步了解各影响因素对农 业收入的影响程度。 决策系数公式: R (i) = 2bi riy - b , 可计算出: R (1) = 0. 738801 , R (2)= - 1. 880508 , R (3) = - 0. 046371 ,
2 2 2 2 2

R (4) = 0. 025551 , R (5) =0. 7728 , R (6) = 0. 821695 。 依上述计算结果,可以进行如下排序:R (6) > R (5) > R (1) >R (4) > R (3) >R (2),说 明对农民农业收入起正向作用的主要因素为增加农民家庭经营费用支出、提高化肥使用量、 提高农产品收购价格指数,而扩大耕地面积虽然也能增加农业收入,但效果不如前三个指标 明显。农业生产资料价格指数是制约农民农业收入增长的主要因素,成灾率虽对农业收入起 制约作用,但其制约作用远小于农业生产资料价格指数。 3.生产函数法测算农业收入各影响因素贡献率 在通径分析的基础上,同时可以得到如下线性回归模型: lnY = - 13. 460 + 1. 269 X1 - 1. 899 X2 - 0. 177 X3 +01828 X4 + 1. 520 X5 + 0. 448 X6( - 2. 854) ( 2. 454) ( - 2. 851) ( - 1. 198) (11989) (2. 816) (3. 114) 根据年均增长率的计算公式: 年均增长率=(期末期/ 期初值)
1/(n – 1) 2 2 2 2 2 2 2 2

2

-1

以及各影响因素 Xi 的贡献率公式 ηi=βi ×( d Xi / Xi ) / Y ( Y = dQ/ Q) , 可测算出 1985 - 2007 年各影响因素对农业收入增长所作的贡献率:农产品收购价格指 数的贡献率 η1 = 0. 449437 ,农业生产资料价格指数的贡献率 η2 = 0. 61494 ,成灾率的 贡献率 η3 = - 0. 0345 ,有效耕地面积的贡献率 η4 = 0. 036791 ,有效耕地面积化肥使用 量的贡献率 η5 = 0. 583197 ,家庭经营费用支出的贡献率 η6=0. 55695 。 剩余要素贡献率不仅包括科技进步贡献率,还包含了其他影响因素的贡献率,把前面的 各个贡献率代入该公式 ηs =1 - η1 - Λ- ηk ,可得 ηs = 0. 02307 ,剩余要素贡献率 为 2. 3 % 。按照各影响因素对农业收入增长贡献率的大小排 序:η5 >η6 >η1 >η4 >η3 >η2,说明该模型没有忽略主要影响因素。不难发现,同通径 分析的结果基本一致。对农民农业收入起正向作用的影响因素分别为,增加化肥使用量、提 高家庭经营费用支出以及提高农产品收购价格指数,扩大耕地面积虽对农业收入增长起正向 作用,但其贡献率与上述三指标相比,显得微不足道。同样的,对农业收入增长起主要制约作 用的是农业生产资料价格指数,成灾率也是阻碍农业收入持续增长的因素之一,但其阻碍作 用远小于农业生产资料价格指数。 签发:李忠义 课题主持人:刘鸿儒 课题组成员:罗卫国 陈兴峰 张晓萍 艾宁 沈晓梅 核稿:陈兴峰 高宇


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