山東省農民人均純收入影響因素研究

孫義婷 毛美玲

[摘 要]經濟發展新常態背景下，農民收入問題的研究直接關系到我國經濟能否保持中高速增長，是成功跨越中等收入陷阱的一個關鍵，因此對農民人均純收入影響因素問題的研究已經成為學界熱點。文章將以山東省為例，對國內外相關問題研究進行文獻梳理，收集整理1978—2014年數據，進行計量分析，對山東省農民人均純收入的影響因素及相關程度進行探究，尋求增加農民收入的有效途徑。

[關鍵詞]農民人均純收入；人均財政教育支出；農業從業人員比重

[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2019.23.019

1 引 言

農民收入實現平穩增長是我國解決“三農”問題的關鍵。本文將以山東省為例，探究農民純收入增長的相關影響因素，從而找到有效促進收入增長的方法，解決山東農村居民收入增長的問題，促進經濟持續發展。

國內外學者對農民收入研究頗多。道格拉斯諾斯（2002）得出制度因素是經濟增長與發展的核心，是推進經濟增長的重要因素。Balint（2006）強調，農業在科技方面的投入強度對于農場的整體收入而言至關重要。農場要想增加收入，就必須持續提高自身現代化水平，不斷增加農業生產科技含量。柯柄生（2007）研究認為我國農民收入增長速度緩慢，城鄉收入在1978年改革開放以來地區間差異明顯，東部高西部低，從東南沿海向西部內陸地區遞減。[1]陳賢銀（2008）和朱強（2010）認為應大力提升農民素質教育，提高農民和國家對于再教育問題的認識深度，加大對農民教育的投入。上述多為全國或部分城市某個方面或年份的研究，對于山東省1978—2014年大數據下的農民人均純收入影響因素研究是比較缺乏的，本文將以此為切入點，進行研究。

2 數據來源及變量選取

2.1 數據來源

來自《山東省統計年鑒》與《中國統計年鑒》，部分數據通過軟件整理得出。

2.2 變量選取

（1）山東省農村居民人均純收入，用Y表示，單位：元；

（2）山東省人均財政教育支出，用Χ1表示，單位：元/人；

（3）山東省農村居民家庭農作物人均耕地，用Χ2表示，單位：人/平方米；

（4）山東省農業機械總動力，用Χ3表示，單位：萬千瓦；

（5）農業從業人員比重，用Χ4表示，單位：%；

（6）山東省農村居民農林牧漁人均總產值，用Χ5表示，單位：元/人。

3 實證分析

3.1 計量模型設定

根據山東省實際情況，設立模型：

Yit=α+γncontrolnit+εit

其中，Yit表示山東省農民人均純收入水平，controlnit表示一系列控制變量，εit表示隨機誤差項。

考慮到影響因素及時間節點劃分，構建如下計量模型（μt代表隨機誤差項）：

模型一（1978—2000年）：

Yit=C+β11X1t+β12X2t+β13X3t+β15X5t+μit

模型二（2000—2014年）：

Yit=C+β21X1t+β22X2t+β23X3t+β25X5t+μit

模型三（1978—2014年）：

Yit=C+β31X1t+β32X2t+β33X3t+β34X4t+β35X5t+μit

模型一、二采用回歸法分析，模型三采用時間序列分析。

3.2 序列的平穩性檢驗、協整檢驗及格蘭杰因果檢驗

第一，采用ADF檢驗法檢驗變量平穩性。據結果（表略）可知各個變量的檢驗值>10%的檢驗水平臨界值，即各個變量在0階水平下是非平穩的。變量Y經過兩次差分后在顯著水平5%下拒絕原有單位根假設，變量X1t、X2t、X3t、X4t、X5t表明二階差分后的變量都是平穩的，因此它們是二階單整序列。

第二，協整檢驗采用Johansen多重檢驗法。據結果（表略）可知，在無協整關系條件下，計統計量值為175，明顯大于5%臨界值，說明構建的農民人均純收入模型中有一個長期穩定的協整關系；模型1最終存在3個長期穩定的協整關系。協整方程：

ECM=Y-0.1862X1t-0.9182X2t-0.2522X3t-16.6917X4t-0.4697X5t

從協整方程可得，本文所研究的山東省農村居民人均純收入與各變量間存在著不同程度的正相關關系。從回歸結果看，人均財政教育支出每增加一單位農村居民人均純收入增加0.19單位；農村居民家庭農作物人均耕地、農業機械總動力、農村居民農林牧漁人均總產值增加一單位農村居民人均純收入分別增加0.92單位、0.25單位和0.47單位；產業結構變動中農業從業人員比重降低一單位農村居民人均純收入增加16.69單位。

第三，格蘭杰因果檢驗。據結果可知，X1不是Y的因；X2是Y的因；X3與Y之間不存在因果關系；X4與Y互為因果關系；X5與Y無因果關系。所以，農村居民家庭農作物人均耕地與農業從業人員比重是人均純收入提高的主要原因。

3.3 基于不同時間階段的影響因素實證分析

山東省農民人均純收入與研究的各變量間存在長期穩定的協整關系，但考慮經濟發展的階段性，要對經濟發展的不同階段進行具體分析。本文將以2000年為節點，劃分經濟發展，即構建模型二、三。

3.3.1 階段一（1978—2000年）方程

Yit=514.5448-5.283281X1t-0.374016X2t+0.170064X3t+0.367606X5t+μit

（2.467821） （0.079499） （0.013065） （0.048524）

R2=0.9987 R-2=0.9982

DW=2.2415 F=1828.85

通過軟件回歸分析（表略）可知，R2很高，說明山東省農民人均純收入與相關控制變量間擬合程度比較好；F值比較大，說明模型整體是顯著的。在顯著性水平為10%的前提下，各變量都能通過檢驗，可知1978—2000年，農民人均純收入與人均財政教育支出、農村居民家庭農作物人均耕地存在負相關關系，每變動一單位農民人均純收入將降低5.28單位和0.37單位；與農業機械總動力、農村居民農林牧漁人均總產值存在正相關關系，每變動一單位農民人均純收入將增加0.17單位和0.37單位。

3.3.2 階段二（2000—2014年）方程

Yit=-2480.360+2.348861X1t+3.548493X2t-0.386485X3t+0.476957X5t+μit

（1.160808） （5.602499） （0.288568） （0.235343）

R2=0.9931 R-2=0.9904

DW=1.3460 F=362.30

通過回歸分析（表略）可知，R2很高，F值比較大，山東省農民人均純收入與相關控制變量間擬合程度較好，但是部分變量在顯著性水平為10%的情況下沒通過檢驗，回歸不顯著。根據結果，2000—2014年，農民人均純收入與人均財政教育支出、農村居民家庭農作物人均耕地、農村居民農林牧漁人均總產值變量存在正相關關系，與農業機械總動力間存在負相關關系。

4 結 論

第一，山東省農村居民人均純收入與人均財政教育支出、農村居民家庭農作物人均耕地、農業機械總動力、農業從業人員比重、農村居民農林牧漁人均總產值變量存在長期穩定的協整關系，且呈正相關關系。從回歸結果看，人均財政教育支出每增加一單位農村居民人均純收入增加0.19單位；農村居民家庭農作物人均耕地、農業機械總動力、農村居民農林牧漁人均總產值增加一單位農村居民人均純收入分別增加0.92單位、0.25單位和0.47單位；同時，農業從業人員比重降低一單位使農村居民人均純收入增加16.69單位。

第二，通過格蘭杰因果檢驗可得，農村居民家庭農作物人均耕地與農業從業人員比重是農村居民人均純收入提高的主要原因。從要素稟賦角度分析，農村居民家庭農作物人均耕地屬于自然資源稟賦，農業從業人員比重屬于生產要素的跨部門流動。

第三，通過分階段討論山東省農民人均純收入影響因素可以得到，人均財政教育支出、農村居民家庭農作物人均耕地對山東省農民人均純收入呈先“抑制”后“促進”趨勢；而農業機械總動力呈先“促進”后“抑制”的趨勢；農村居民農林牧漁人均總產值對山東省農民人均純收入一直起促進作用。

參考文獻：

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