农民收入影响因素分析 关键词: 农村家庭人均纯收入 农产品收购价格指数 农作物播种面积 财政用于农业的支出 一、引言： 中国现阶段农民的收入水平非常低，这表现在农民作为一个整体所取得的收入刚够维持生存所需要的水平，且从发展来看增长缓慢，与城市居民收入的差距呈扩大状。我国农民收人的增加明显减缓，由此引发了一系列严重的社会经济矛盾：农民对农业投资的积极性降低，农业的基础地位减弱。严重影响农民购买力的稳步提高，不利于农村市场的开拓。 对于农民收人增加减缓这一社会经济现象，增加农民收人是我国社会经济发展在特定发展阶段遇到的一个大问题，也是党中央高度重视和社会普遍关注的大问题。对于这一问题的认识和理解，具有十分重大的理论意义和现实意义。 二、模型的建立和分析 （一）农民收入增长的趋势分析 农民收入实际增长经历了几个阶段。我国经济体制改革是从农村开始，1978年联产承包责任制实施，极大调动农民生产积极性，又加上大幅度提高农产品价格等一系列利农政策的出台，使得农民收入再上新台阶，1978～1985年间总增长1.33倍。随着中国经济改革从农村转向城市，农民收入增长开始逐渐放缓，由于经济过热，中国经济转入治理整顿，乡镇企业吸纳农村剩余劳动力能力急剧下降，进城农民纷纷返乡，非农收入大幅度下降。剔除价格因素后，农民实际收入1988、1989年分别下降0.61%、6.3%。90年代初期，由于卖粮难问题的出现，农民收入增长低于产量增长。之后，敞开按保护价收购农民粮食的政策实施，极大的调动农民生产积极性，在连年创高产的同时，农民收入大幅度增加。然而从1997年开始,到2003年，全国农民人均纯收人的增幅已连续7年没有一年超过5%，最高的年份增长4.8%，最低的年份只增长了2. 1%,仅相当于同期城镇居民收人年均增长幅度的一半。 因素的选择 影响农民收入增长的因素很多，我们选择了农产品收购价格指数、农作物播种面积、农业生产物质条件以及国家财政用于农业的支出。 农产品收购价格指数可以看作是提高农业生产积极性的一个重要因素。农作物播种面积增加，无疑是增加农民农业收入总额的一个重要方面，在农村人口总数一定的条件下，对提高农民人均收入起着非常重要的作用。农业生产物质条件是农业生产的物质保证,我们选取其中有代表性的农村用电量为代表.国家财政用于农业的支出，特别是对农业的科技支出，调动地方财政和农民自身等各方面对农业投入的积极性。 至于以上因素是否对农民收入具有显著影响，还需我们进一步用模型来检验。 模型的建立 使用多元线性回归模型：Y =C+C2X2+C3X3+C4X4+C5X5 其中 Y代表农村家庭人均纯收入（元／人） X2代表农产品收购价格指数 X3代表农作物播种面积（千公顷） X4代表农村用电量(亿千瓦时) X5代表财政用于农业的支出(亿元) 数据如下： Y X2 X3 X4 X5 1983 309.8 104.4 143993 428.1 1.81 1984 355.3 104 144221 464 2.18 1985 397.69 108.6 143626 508.9 1.95 1986 423.8 106.4 144204 586.7 2.7 1987 462.6 112 144957 658.8 2.28 1988 544.9 123 144866 712 2.39 1989 601.5 115 146554 790.5 2.48 1990 686.31 97.4 148363 844.5 3.11 1991 708.6 98 149586 963.2 2.93 1992 784 103.4 149008 1106.9 3 1993 921.6 113.4 147741 1244.8 3 1994 1221 139.9 148241 1473.7 3 1995 1577.74 119.9 149879 1655.5 3 1996 1926.1 104.2 152381 1676.5 4.94 1997 2090.1 95.5 153969 1980.1 5.48 1998 2162 92 155706 2042.1 9.14 1999 2210.3 87.8 156373 2173.4 9.13 2000 2253.42 96.4 156300 2421.3 9.78 2001 2366.4 103.1 155708 2610.1 10.28 2002 2475.63 99.7 154636 2993.4 9.88 2003 2622.24 104.4 152415 3432.9 12.43 资料来源：历年《中国农村统计年鉴》 参数估计 用EVIEWS,估计结果为： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 06/07/05 Time: 15:13 Sample(adjusted): 1983 2003 Included observations: 21 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -11376.79 2912.885 -3.905678 0.0013 X2 1.967773 4.511614 0.436157 0.6686 X3 0.077551 0.018302 4.237350 0.0006 X4 0.602589 0.157678 3.821644 0.0015 X5 -6.048939 36.53857 -0.165549 0.8706 R-squared 0.974188 Mean dependent var 1290.525 Adjusted R-squared 0.967735 S.D. dependent var 842.4981 S.E. of regression 151.3322 Akaike info criterion 13.08109 Sum squared resid 366423.0 Schwarz criterion 13.32978 Log likelihood -132.3514 F-statistic 150.9691 Durbin-Watson stat 0.477705 Prob(F-statistic) 0.000000
模型检验： F=150.9691>F0.05(4,16)=2.34 ,可决系数和修正可决系数都很大,表明模型从总体上看农民家庭人均纯收入与各解释变量之间线性关系显著。但是x2 x5 均未通过t检验。 进一步检验解释变量之间的相关系数： X2 X3 X4 X5 X2 1 -0.52288 -0.3035 -0.48627 X3 -0.52288 1 0.869879 0.859566 X4 -0.3035 0.869879 1 0.939695 X5 -0.48627 0.859566 0.939695 1
可以看出x4 与 x5 之间线性相关度最高，模型存在着多重共线性。 （六）修正： ⑴ 运用OLS方法逐一求Y对各个解释变量的回归。结合经济意义和统计检验选出拟合效果最好的一元线性回归方程。经分析，在四个一元回归模型中农民家庭人均纯收入Y对财政用于农业的支出X5的线性关系强，拟合程度好，即： Y = 177.1251669 + 222.9135427X5 (132.3790 ) (21.92991 ) R2=0.844674 Ｓ.Ｅ.=340.6661 F=103.3236 ⑵逐步回归。将其余解释变量逐一代入，从而剔除了解释变量X4,得如下模型： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 06/07/05 Time: 14:46 Sample: 1983 2003 Included observations: 21 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -18266.15 3069.967 -5.949949 0.0000 X2 13.29706 4.563203 2.913974 0.0097 X3 0.117482 0.020161 5.827085 0.0000 X5 112.9168 25.66998 4.398789 0.0004 R-squared 0.950627 Mean dependent var 1290.525 Adjusted R-squared 0.941914 S.D. dependent var 842.4981 S.E. of regression 203.0499 Akaike info criterion 13.63442 Sum squared resid 700897.7 Schwarz criterion 13.83338 Log likelihood -139.1615 F-statistic 109.1066 Durbin-Watson stat 0.924571 Prob(F-statistic) 0.000000 Y=-18266.15+13.29706X2+0.117482X3+112.9168X5 (七)ARCH检验和WHITE检验 ARCH Test: F-statistic 2.119380 Probability 0.143629 Obs*R-squared 5.621658 Probability 0.131540 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 06/16/05 Time: 12:40 Sample(adjusted): 1986 2003 Included observations: 18 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 23945.32 13947.82 1.716778 0.1081 RESID^2(-1) 0.659187 0.266677 2.471855 0.0269 RESID^2(-2) -0.368535 0.306729 -1.201500 0.2495 RESID^2(-3) 0.082424 0.262895 0.313523 0.7585 R-squared 0.312314 Mean dependent var 37673.81 Adjusted R-squared 0.164953 S.D. dependent var 41349.07 S.E. of regression 37785.15 Akaike info criterion 24.11035 Sum squared resid 2.00E+10 Schwarz criterion 24.30821 Log likelihood -212.9932 F-statistic 2.119380 Durbin-Watson stat 1.988779 Prob(F-statistic) 0.143629 White Heteroskedasticity Test: F-statistic 2.614426 Probability 0.064934 Obs*R-squared 11.09653 Probability 0.085439 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 06/16/05 Time: 12:42 Sample: 1983 2003 Included observations: 21 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -10944542 13706040 -0.798520 0.4379 X2 18307.38 10567.62 1.732403 0.1052 X2^2 -79.34233 45.39778 -1.747714 0.1024 X3 120.6223 189.1433 0.637730 0.5339 X3^2 -0.000360 0.000648 -0.555290 0.5875 X5 -9586.036 42831.75 -0.223807 0.8261 X5^2 -59.61886 2580.796 -0.023101 0.9819 R-squared 0.528406 Mean dependent var 33376.08 Adjusted R-squared 0.326294 S.D. dependent var 39685.54 S.E. of regression 32573.72 Akaike info criterion 23.88160 Sum squared resid 1.49E+10 Schwarz criterion 24.22978 Log likelihood -243.7568 F-statistic 2.614426 Durbin-Watson stat 1.464026 Prob(F-statistic) 0.064934 ARCH和WHITE检验均通过,证明模型没有异方差。 （八）自相关检验及自相关的补救 从回归结果中可见，d=0.924571,在显著性水平a＝0.05下,同于d<dL=1.669,表明模型中的误差序列存在一阶正自相关。 利用对数线性回归修正自相关。 Dependent Variable: LY Method: Least Squares Date: 06/16/05 Time: 13:07 Sample: 1983 2003 Included observations: 21 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -252.3280 36.72484 -6.870772 0.0000 LX2 2.081664 0.389170 5.348982 0.0001 LX3 20.90414 3.062334 6.826212 0.0000 LX5 0.330217 0.141198 2.338688 0.0318 R-squared 0.964221 Mean dependent var 6.919061 Adjusted R-squared 0.957908 S.D. dependent var 0.747452 S.E. of regression 0.153351 Akaike info criterion -0.742536 Sum squared resid 0.399779 Schwarz criterion -0.543579 Log likelihood 11.79663 F-statistic 152.7149 Durbin-Watson stat 1.268961 Prob(F-statistic) 0.000000 d值落入不可判断区域，有了明显好转． (九)平稳性检验 对变量1664403*LX2 +行单位根检验，经检验LY,LX2,L X3, L X5 二阶单整，通过了平稳性检验，模型变量之间具有长期稳定性关系。检验结果如下：
对修正后的模型进行异方差检验,顺利通过. （十）结论和分析： Dependent Variable: LY Method: Least Squares Date: 06/16/05 Time: 13:33 Sample: 1983 2003 Included observations: 21 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -252.3280 36.72484 -6.870772 0.0000 LX2 2.081664 0.389170 5.348982 0.0001 LX3 20.90414 3.062334 6.826212 0.0000 LX5 0.330217 0.141198 2.338688 0.0318 R-squared 0.964221 Mean dependent var 6.919061 Adjusted R-squared 0.957908 S.D. dependent var 0.747452 S.E. of regression 0.153351 Akaike info criterion -0.742536 Sum squared resid 0.399779 Schwarz criterion -0.543579 Log likelihood 11.79663 F-statistic 152.7149 Durbin-Watson stat 1.268961 Prob(F-statistic) 0.000000 LY = -252.3279905 + 2.081664403LX2 + 20.9041435LX3 + 0.3302169461LX5
从模型对以上解释变量的分析： 1、农产品收购价格： 不可否认，国家提高农产品收购价格对农民收入的增加的确发挥了重要作用。这种作用在80年代初期和90年代中期表现得尤为明显。但是这种作用越来越小，这主要是因为政府不擅长使用市场价格保护政策。我国农产品收购价格往往在粮食歉收时提价，以刺激供给，而在农产品供过于求需要价格支持时却降价，所以没有起到保护农业生产的作用，反而加剧了农产品市场价格波动幅度，对农业发展不利。此外，目前我国主要农产品的价格已经接近或超过了国际市场，在加入世界贸易组织和农产品贸易自由化的大趋势下，继续大幅度提高政府的粮食收购价格已不可能。事实上，面对国际市场价格水平，我国继续提高粮食收购价格的空间已经非常小，因而靠提价来增加农民收入的作用就会越来越小，提价将不会成为农民增收的重要来源。而且政府对农产品收购价格提高往往伴随着社会物价的全面上涨，导致农业生产成本的全面上升，因而抵消了提价的作用。并且农产品收购价格政策效率普遍较低。据经合组织测算，发达国家价格政策补贴的效率仅为25%左右，而我国价格政策效率可能还要低一些。 2、财政对农业的支持： 从回归结果我们可以看出，财政对农业的支持对农民收入的增加有着重要的作用。公共财政理论和实践也表明，财政支农政策对于一国的农业增长至关重要。财政支农政策的积极作用主要表现在两个方面：其一，财政支农政策是国家调控农业生产进而影响农民收入的一个基本工具；其二，财政支持能有效地解决促进农业增长所必需的众多公共产品的外部性问题并具有规模经济的优势。 因而， 财政支农政策对中国农业增长至关重要，在一定程度上影响着中国农业可持续增长的潜力。 3、耕地面积因素： 耕地面积的保证是确保我国粮食安全的因素之一。由于我国缺乏土地规模经营和劳动生产率提升的稳定源泉，农民收入提高在一定程度上还是依靠耕地的恢复性增长和精细作业。 四、政策建议 （一）根据入世的要求合理调整和改革财政对农业的支持力度： 调整农业绿箱支持政策由于WTO 《农业协定》要求各国约束黄箱政策对农业的干预和支持，1995年以来，许多发达国家政府逐步将国内农业支持转向强化“绿箱”政策措施。中国应充分利用WTO 农业协定“绿箱”政策条款，进一步扩大农业投资规模，调整投入结构，尤其要借鉴国际经验，改革财政管理体制，提高投资效率，把农业国内支持的重点逐步转到绿箱政策，从根本上提高农业竞争力。 １、继续加大对农业基础设施建设、农业科研教育和技术推广、动植物疫病控制体系，质量标准和市场信息等服务体系建设的支持力度，提高农业竞争实力。 2、逐步考虑建立农业收入支持体系。为适应WTO 农业协定的要求，目前许多国家已逐步减少农业价格支持，转向通过建立农业收入支持体系来稳定农业生产者收入。建议首先通过成立政策性农业保险机构入手，向农业生产提供保险。为既能保证农业生产在发生自然灾害时不受大的经济损失，又能使农业保险经营者能正常运行，应由各级财政设立灾害保险补助金，对农业保险提供保费补贴。要逐步扩大农业保险范围，增加保险险种。与此同时，应建立农民收入保险制度、直接收入补贴制度，逐步使之成为保证农业生产者最低收入水平的保障手段。 3、建立农业结构调整支持体系，通过提供优惠信贷等支持措施，解决中国农业进入新阶段和参与国际化进程后，结构性矛盾日益突出、市场竞争力下降的矛盾，支持农业产业化经营，促进农产品加工业、乡镇企业和小城镇发展。 4、建立农业可持续发展支持体系。结合中国西部大开发战略的实施，以生态环境建设为中心，有步骤地退耕还林、还草，加大农村能源和生态农业示范工程建设的投资力度，合理开发利用自然资源，保护生态环境，促进农业可持续发展。 （二）改革农业黄箱支持政策目前中国农业“黄箱”支持尚有一定的空间，但应积极研究和借鉴各国农业支持结构调整经验，将对部分“黄箱”支持措施转向“绿箱”支持的合法名义下来。同时，由于各国虽然对“黄箱”支持和特定农产品支持总量进行了大幅削减，但对部分重点产品却加强了保护，因此，中国在进行农业支持结构调整时也可借鉴国际经验，加强对粮、棉、油、糖等重点农产品的支持。具体来看应做好以下几点： 1、建立健全农产品价格支持体系，保证竞争性农产品的市场稳定。根据WTO 国内支持“微量允许标准”条款，中国对农产品的价格支持与补贴还有一定的调节空间。应充分利用这一有利的条件，对那些竞争性农产品建立灵敏、高效的价格支持体系。 但是，WTO 《农业协定》要求政府提供的价格支持应针对农产品生产者，而不是流通部门。因此，尽管今后价格支持在总量上有一定调控空间，但在支持结构及补贴目标上则需作较大的改革。应通过调整农产品价格支持目标、支持重点，深化农产品流通体系改革，逐步减少对流通环节的补贴，把支持与补贴的重点转向农业生产者。 ２、建立和完善对农业生产资料、信贷以及主要农产品储运、流通、市场信息等的支持服务体系，根据测算，按照WTO 农业协定“微量允许标准”条款规定，政府的非特定农产品支持也有一定的补贴空间，可在目前的基础上增加1768亿元。但也存在同样的问题，需调整支持补贴的目标，由目前对中间环节、流通部门的支持，转向对农业生产者的支持和服务，降低农产品生产成本，提高农产品竞争能力。 三、重新定位粮食收购价格保护政策的运用： 从本文的对农产品收购价格的分析我们已经得出这样的结论：提高价格对增加收入的作用会越来越小。农产品提价不再是提高农民收入的最佳选择，并且带有难以避免的负效应。另外按照加入WTO的农业协定，我们也必须减少对粮食价格的干预，因此我们不能局限于对提价这一宏观手段的运用，而应将着眼点放在加速农村经济发展的总体水平上，增加其发展后劲。但是与此同时我们也不能对粮价保护政策采取全盘否定的态度，政府因该合理的运用市场价格保护机制，稳定农民收入，调动农民的积极性，这也是确保我国粮食安全的重要保证之一。 四、切实保护粮食播种面积，保护我国粮食安全。 我们应合理的配置耕地资源，改变我国耕地资源产权不清及流转不畅的现状以促进土地规模经营水平提高；在转让制度中明确政府的实际主导地位、完善其可操作规范。 此外，重视农业的可持续发展战略，提高农业劳动生产率，实现由粗放型经营向集约式经营的转变，实现农业的规模经营也是解决这一问题的关键所在。 五、其他的政策建议 根据我国的国情，农民收入的增加还面临着许多的问题，我们还有很多的路要走，除了上述的政策加以外我们还应： 进一步加快我国城镇化进程，实现城镇化和农业现代化同步推进；用先进的农业机械推动了农业科技的广泛应用，进而保证了农民收入的增加； 以市场为导向，坚定不移地走农业产业化的道路，实现资源优势向经济优势的转变；大力发展非农产业，面向市场优化农产品结构。这些既是解决当前农业发展突出矛盾的迫切需要 ，又是增强农业发展后劲的战略选择， 既是推动农村经济发展的重大举措 ，又是实现农村社会进步的重要保障。 附：参考文献 《计量经济学》 庞皓主编 西南财大出版社 中国国家统计局历年统计公告 《WTO与农民收入增长研究》 杨俊龙 安徽大学经济学院
