綠色發展視角下西藏農牧民收入增長研究
——基于多元線性回歸分析

龔賢 鄭長德 肖怡然

(1.西南民族大學西南民族研究院，四川成都610041；2.成都市委黨校，四川成都610110；3.西南石油大學財經學院,四川成都610112)

一、問題的提出

黨的十九大報告指出，綠色發展是人與自然和諧共生的現代化建設的客觀需要，是以“綠水青山就是金山銀山”理念推動新時代中國特色社會主義思想在生態文明建設方面的重大實踐，有利于形成綠色低碳循環發展方式和生活方式，促進生產發展、生活富裕、生態良好[1]。2015年8月，習近平總書記在中央第六次西藏工作座談會上指出，“要堅持生態保護第一，采取綜合舉措，加大對青藏高原空氣污染源、土地荒漠化的控制和治理，加大草地、濕地、天然林保護力度?！盵2]由此可見，西藏作為資源富集區、水系源頭區、生態屏障區、邊疆地區和貧困地區，在生態環境硬約束趨緊的情況下，就應圍繞綠色GDP做好生態經濟發展大文章，正確處理生態環境保護與經濟增長的辯證關系，加強生態系統建設，推動綠色特色產業發展，不斷提高經濟發展的軟硬環境，發展和鞏固先進的社會生產力，釋放經濟主體活力，全方位、多層次、寬領域增加農牧民收入，全面實現西藏經濟社會可持續發展。

西部大開發以來，西藏地區發展經濟的政策更明朗、速度更快、效果更好。從2000—2015年，西藏農牧民人均可支配收入增長了6.22倍、人均消費支出增長了4.99倍(見圖1)。總體來講，西藏地區農牧民的可支配收入和消費水平都有明顯提高，但是人民群眾對美好生活的向往與區域發展不平衡不充分的矛盾依然客觀存在。進入新時代，西藏應牢固樹立“綠水青山就是金山銀山”理念，把生態資源優勢轉化為經濟社會發展優勢，把生態資本轉化為發展資本，努力實現生態保護、經濟發展、民生改善互促共贏，積極建設“資源節約型、環境友好型”社會，促進經濟持續、穩定、健康發展，以綠色創新驅動來發展和鞏固西藏地區農牧經濟，推動農牧民收入長期穩定增長。

圖1：西藏農牧民收入支出關系表

數據來源：1.筆者根據《中國統計年鑒(2016年)》和《西藏統計統計年鑒(2016年)》整理得到；2.2013年前農村居民收支數據來源于獨立開展的農村住戶抽樣調查。

二、文獻回顧

目前，國內外對綠色發展與農民收入增長關系的研究成果頗豐，大多集中在綠色經濟、可持續發展、低碳經濟、環境保護、能源消費等領域。1962年，美國的雷切爾·卡森在《寂靜的春天》里首次關注環境，自此開始引起人們對生態環境保護的重視[3]。Vinod.Thomas(1999)把經濟發展與增長的質量作為發展速度的有力補充，認為經濟發展質量是構成增長進程的關鍵性內容，其中最重要的就是環境發展的可持續性[4]。Godwell Nhamo(2014)認為“可持續發展—綠色增長—可持續發展”這樣的循環對發展中國家產生了巨大影響，資源集約化發展和過度消費的問題只有通過綠色增長才能得以有效解決[5]。黃靜、葛斐、穆月英(2009)以新疆為例，通過引入勞動力受教育水平、農業機械化程度、農業生產要素投入、城鎮化水平等因素分析了影響農民收入增長的一般情況并提出有效措施[6]。賈立(2015)采用1978—2013年的相關數據，運用因子分析的方法揭示了農業基礎面因素、農村科技面因素對中國農民收入增長的正向促進作用，而農村金融與資本面因素則相反[7]。張曉莉(2007)認為，西藏農業的可持續發展，就是以不破壞農業再生資源、不降低環境質量為代價換取農業的發展，要把保護生態環境和提高農業資源的利用與滿足人類需要相結合,達到食物安全、生態合理和發展持續之目的[8]。沈宏益(2013)認為，要從根本和長遠解決西藏農牧民持續增收等問題，就應由“輸血型”財政向“輸血型+造血型”經濟職能轉化的新型財政支農政策[9]。徐瑞華(2009)運用主成分回歸模型對影響西藏農牧民收入的因素進行分析發現，西藏農牧民增收主要靠政府的投資拉動[10]。

從已有的研究來看，大多數學者認為農民收入增長的主要動力來自于需求增長和投資拉動，而對于在生態保護優先綠色發展背景下，以創新驅動模式來促進農牧民收入增長問題的研究還比較稀少。當前，世界各國都在推行以能耗低、污染小、排放少為基礎的低碳經濟發展模式，這勢必會為人類社會實現農業文明、農村進步、農民增收帶來前所未有的機遇。在綠色發展的基礎上，研究以西藏為代表的邊疆少數民族地區農牧民收入增長對于治邊穩藏意義重大、影響深遠。

三、實證分析

(一)變量選取和數據收集

西藏綠色經濟增長受到宏觀經濟政策、地理區位、資源稟賦結構、農業現代化水平、勞動力素質等多種因素影響，要想把各種影響農牧民收入增長的因素都分解出來，幾乎是不可能實現的。為了比較準確地判斷在保護良好生態前提下，實現西藏農牧民收入增長的一些較強影響因素，本文在借鑒國內外專家學者研究農牧民收入增長已有成果的基礎上，按照數據可得、指標可計算的原則并結合西藏農牧業經濟發展的現狀選取了以下變量(見表1)。在確定影響西藏農牧民收入增長的這些指標后，筆者通過《中國統計年鑒》《西藏統計年鑒》、國家統計信息網等渠道收集整理了相關數據，為了消除數量和計量單位上的差別，對各項數據指標進行了無量綱化處理。

表1：變量及變量說明

(二)模型構建

多元線性回歸模型是指含有多個解釋變量的線性回歸模型，用于解釋被解釋變量與其他多個解釋變量之間的線性關系[8]。根據前文所述，可以將影響西藏農牧民收入增長的回歸模型設計為：

y=α0+α1x1+α2x2+……+αpxp+μ

上式中，α1是常數項，α1…αp是回歸系數，μ是隨機誤差。當α≥2時，上式便是多元線性回歸模型。

(三)實證分析

1.運用統計軟件對西藏農牧民人均可支配收入及其影響因素的數據進行描述性統計(見表2)，同時Pearson相關性檢驗后發現sig.=0<0.05，通過單尾檢驗，說明農牧民收入與這些影響因素呈正相關關系。

表2：變量描述性統計

數據來源：筆者計算得出。

2.通過“向后”的方法一次性將所有變量引入方程，并依次按照與被解釋變量相關性大小剔除相關性較小的各變量，直到所有變量都符合選入標準為止。經回歸后的模型匯總表(見表3)、方差分析(ANOVAa)表(見表4)如下：

表3：模型匯總表g

表4：方差分析(ANOVAa)表

表5：回歸系數表a

農用化肥施用折純量(萬噸)307.304206.9690.1151.4850.212 農藥使用量(萬噸)-21796.7443824.792-0.180-5.6990.0054 (常量)-32715.5986055.873 -5.4020.003 農牧民人均消費支出(元)-0.3970.191-0.243-2.0840.092 第一產業從業人口比例(%)195.23753.4060.7263.6560.015 糧食產量(萬噸)110.82123.1860.1404.7800.005 農林牧副漁業總產值比例(%)-163.42243.879-0.465-3.7240.014 農業機械總動力(萬千瓦)17.9573.1571.1915.6870.002 農作物總播種面積(千公頃)98.38618.6830.3245.2660.003 農用化肥施用折純量(萬噸)266.135220.7320.1001.2060.282 農藥使用量(萬噸)-21408.0564112.608-0.177-5.2050.0035 (常量)-27332.3674243.155 -6.4420.001 農牧民人均消費支出(元)-0.2150.121-0.132-1.7820.125 第一產業從業人口比例(%)162.80247.8480.6053.4020.014 糧食產量(萬噸)101.39822.6390.1284.4790.004 農林牧副漁業總產值比例(%)-170.40745.109-0.484-3.7780.009 農業機械總動力(萬千瓦)15.6642.6141.0395.9920.001 農作物總播種面積(千公頃)94.94019.1480.3134.9580.003 農藥使用量(萬噸)-19127.8103787.509-0.158-5.0500.0026 (常量)-24241.0354433.100 -5.4680.001 第一產業從業人口比例(%)118.38246.7550.4402.5320.039 糧食產量(萬噸)80.91522.3280.1023.6240.008 農林牧副漁業總產值比例(%)-138.24847.328-0.393-2.9210.022 農業機械總動力(萬千瓦)12.6802.2980.8415.5190.001 農作物總播種面積(千公頃)91.15321.7860.3004.1840.004 農藥使用量(萬噸)-17054.5344126.400-0.141-4.1330.004

a.因變量：農牧民人均可支配收入(元)

3.根據回歸系數表(見表5)，由數據非標準化系數B的數值可知，在“向后”回歸過程中依次建立的6個回歸模型如下：

模型1：Y=-50580.784-1.656X1+480.560X2+65.578X3-219.473X4+345.438X5+39.407X6+134.799X7+977.797X8-18346.482X9-6.170X10-67.997X11

模型2：Y=-60986.570-1.500X1+504.699X2+111.438X3-201.575X4+372.008X5+38.242X6+137.761X7+137.761X8-24931.340X9-4.825X10

模型3：Y=-40820.767-0.608X1+299.208X2+110.243X3-182.028X4+206.747X5+24.093X6+104.808X7+307.304X8-21796.744X9

模型4：Y=-32715.598-0.397X1+195.237X2+110.821X3-163.422X4+17.957X6+98.386X7+266.135X8-21408.056X9

模型5：Y=-27332.367-0.215X1+162.802X2+101.398X3-170.407X4+15.664X6+94.940X7-19127.810X9

模型6：Y=-24241.035+118.382X2+80.915X3-138.248X4+12.680X6+91.153X7-17054.534X9

從模型1到模型6，依次剔除了每萬人中大中專生人數比例、牲畜出欄數量、農業工業總產值比例、農用化肥施用折純量、農牧民人均消費支出等5個相關性較小的變量。從t統計量(表5)對應的相伴概率顯著性水平均小于0.05可以判斷，只有模型6符合最終的回歸方程。

(四)模型檢驗

1.擬合優度檢驗：從表3可以看出，模型6中，R2=0.999，調整后的R2=0.997，兩個數值都非常接近于1，表明回歸方程的擬合程度很好，通過擬合優度檢驗。

2.回歸方程的顯著性檢驗：設檢驗的原假設H0與備擇假設H1,設定值為：H0：α2=α3=α4=α6=α7=α9=0，H1：至少有一個αp≠0，且p=2，3，4，6，7，9。由表4得出，模型6中F統計量=816.021，F 統計量服從以(k，n-k-1)為自由度的F分布，在顯著性水平a=0.05，自由度(6，7)下查F分布臨界值表得：F0.05=3.87，得出F=816.021>F0.05=3.87，則拒絕H0：α2=α3=α4=α6=α7=α9=0，說明自變量x2，x3，x4，x6，x7，x9與因變量y之間存在顯著的線性回歸關系。

3.回歸系數的顯著性檢驗：設檢驗的原假設H0與備擇假設H1,設定值為：H0：α2=α3=α4=α6=α7=α9=0，H1：至少有一個αp≠0，且p=2，3，4，6，7，9。如果H0：α2=α3=α4=α6=α7=α9=0為真時，統計量t服從自由度(n-k-1)的t分布，從表6可以看出，t0=-5.468，t2=2.532，t2=3.624，t4=-2.921，t6=5.519，t7=4.184，t9=-4.133。在顯著性水平=0.05時，查t臨界值表得出，t0.05/2(6)=2.447，tp的絕對值>2.447成立，則拒絕原假設H0：α2=α3=α4=α6=α7=α9=0，自變量x2，x3，x4，x6，x7，x9分別是因變量y的主要影響成分，說明回歸系數是顯著的。

從以上結論可以得出，模型6通過多元線性回歸檢驗，所以，回歸方程模型為：

Y=-24241.035+118.382X2+80.915X3-138.248X4+12.680X6+91.153X7-17054.534X9

四、結論與政策建議

(一)結論

文章通過選取的11個影響西藏農牧民收入增長的因素進行線性回歸分析發現，綠色發展背景下西藏農牧民人均可支配收入符合正態分布，第一產業從業人員多、農作物種植面積大、糧食產量高、農業機械化程度高等都會長期促進農牧民收入增長，而農林牧漁業總產值在地區生產總值中比例的減少則會使農牧民收入也隨之減少，說明西藏農牧民收入增長的動力還不夠足，增長方式也還較單一，農牧民增收渠道還有待擴大。

(二)政策建議

西藏要實現綠色發展與農牧民收入持續增長既是建設生態文明、解決“三農”問題的重中之重，也是全面脫貧攻堅、奔康致富“一個民族都不能少”的重大決策部署。因此，要因地制宜抓好農牧民增收工作，確保治邊穩藏工作在頂層設計上更優、在具體抓落實過程中效果更好。具體建議如下：一是在精準扶貧大政策推動下，因地制宜以發展“凈土健康”產業為帶動構建符合高原特征的現代農業產業體系，培養一支懂農業、愛農村、愛農民的具有青藏高原特色的高素質第一產業從業人員隊伍，為區域糧食安全和農牧民持續增收奠定堅實的人力和產業基礎。二是擴大綠色科技成果在農牧業生產中的貢獻率，促進農牧業現代農業科技水平的提升，通過規范化管理、科學化實施、規模化效益的路徑不斷提高農牧業生產的機械化程度和農業生產效率，全面奠定堅實的農牧民收入增長基礎。三是牢固樹立生態優先、綠色發展的觀念，在高原地區大力發展有機農業、生態農業，引導農牧民在農牧業生產中減少對農藥等化學藥物的依賴，促進高原特色綠色農業生態化發展，以此提高農牧民生態價值收入。四是堅持在保護中開發的原則，適當開墾肥力較高、供氮供磷能力較強的土地用作農業生產用地，同時加大土質改造，通過黏摻沙、沙摻粘，種植豌豆等作物，多施有機肥料，使部分土壤質地得到改良，從農作物播種面積上保證糧食產量的增加和農牧民收入的增長。五是加大財政對農牧業生產和教育的投入，通過改善牧區教育環境、提高農牧民子女的入學率、職業教育、技能教育、綠色證書培訓等手段提升農牧民的內在素質，充分體現知識能動性對農牧民增收的強大促進作用。