山东省农民人均纯收入影响因素研究
来源:用户上传
作者:
[摘 要]经济发展新常态背景下，农民收入问题的研究直接关系到我国经济能否保持中高速增长，是成功跨越中等收入陷阱的一个关键，因此对农民人均纯收入影响因素问题的研究已经成为学界热点。文章将以山东省为例，对国内外相关问题研究进行文献梳理，收集整理1978—2014年数据，进行计量分析，对山东省农民人均纯收入的影响因素及相关程度进行探究，寻求增加农民收入的有效途径。
[关键词]农民人均纯收入；人均财政教育支出；农业从业人员比重
[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2019.23.019
1 引 言
农民收入实现平稳增长是我国解决“三农”问题的关键。本文将以山东省为例，探究农民纯收入增长的相关影响因素，从而找到有效促进收入增长的方法，解决山东农村居民收入增长的问题，促进经济持续发展。
国内外学者对农民收入研究颇多。道格拉斯诺斯（2002）得出制度因素是经济增长与发展的核心，是推进经济增长的重要因素。Balint（2006）强调，农业在科技方面的投入强度对于农场的整体收入而言至关重要。农场要想增加收入，就必须持续提高自身现代化水平，不断增加农业生产科技含量。柯柄生（2007）研究认为我国农民收入增长速度缓慢，城乡收入在1978年改革开放以来地区间差异明显，东部高西部低，从东南沿海向西部内陆地区递减。[1]陈贤银（2008）和朱强（2010）认为应大力提升农民素质教育，提高农民和国家对于再教育问题的认识深度，加大对农民教育的投入。上述多为全国或部分城市某个方面或年份的研究，对于山东省1978—2014年大数据下的农民人均纯收入影响因素研究是比较缺乏的，本文将以此为切入点，进行研究。
2 数据来源及变量选取
2.1 数据来源
来自《山东省统计年鉴》与《中国统计年鉴》，部分数据通过软件整理得出。
2.2 变量选取
（1）山东省农村居民人均纯收入，用Y表示，单位：元；
（2）山东省人均财政教育支出，用Χ1表示，单位：元/人；
（3）山东省农村居民家庭农作物人均耕地，用Χ2表示，单位：人/平方米；
（4）山东省农业机械总动力，用Χ3表示，单位：万千瓦；
（5）农业从业人员比重，用Χ4表示，单位：%；
（6）山东省农村居民农林牧渔人均总产值，用Χ5表示，单位：元/人。
3 实证分析
3.1 计量模型设定
根据山东省实际情况，设立模型：
Yit=α+γncontrolnit+εit
其中，Yit表示山东省农民人均纯收入水平，controlnit表示一系列控制变量，εit表示随机误差项。
考虑到影响因素及时间节点划分，构建如下计量模型（μt代表随机误差项）：
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、二采用回归法分析，模型三采用时间序列分析。
3.2 序列的平稳性检验、协整检验及格兰杰因果检验
第一，采用ADF检验法检验变量平稳性。据结果（表略）可知各个变量的检验值>10%的检验水平临界值，即各个变量在0阶水平下是非平稳的。变量Y经过两次差分后在显著水平5%下拒绝原有单位根假设，变量X1t、X2t、X3t、X4t、X5t表明二阶差分后的变量都是平稳的，因此它们是二阶单整序列。
第二，协整检验采用Johansen多重检验法。据结果（表略）可知，在无协整关系条件下，计统计量值为175，明显大于5%临界值，说明构建的农民人均纯收入模型中有一个长期稳定的协整关系；模型1最终存在3个长期稳定的协整关系。协整方程：
ECM=Y-0.1862X1t-0.9182X2t-0.2522X3t-16.6917X4t-0.4697X5t
从协整方程可得，本文所研究的山东省农村居民人均纯收入与各变量间存在着不同程度的正相关关系。从回归结果看，人均财政教育支出每增加一单位农村居民人均纯收入增加0.19单位；农村居民家庭农作物人均耕地、农业机械总动力、农村居民农林牧渔人均总产值增加一单位农村居民人均纯收入分别增加0.92单位、0.25单位和0.47单位；产业结构变动中农业从业人员比重降低一单位农村居民人均純收入增加16.69单位。
第三，格兰杰因果检验。据结果可知，X1不是Y的因；X2是Y的因；X3与Y之间不存在因果关系；X4与Y互为因果关系；X5与Y无因果关系。所以，农村居民家庭农作物人均耕地与农业从业人员比重是人均纯收入提高的主要原因。
3.3 基于不同时间阶段的影响因素实证分析
山东省农民人均纯收入与研究的各变量间存在长期稳定的协整关系，但考虑经济发展的阶段性，要对经济发展的不同阶段进行具体分析。本文将以2000年为节点，划分经济发展，即构建模型二、三。
3.3.1 阶段一（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
通过软件回归分析（表略）可知，R2很高，说明山东省农民人均纯收入与相关控制变量间拟合程度比较好；F值比较大，说明模型整体是显著的。在显著性水平为10%的前提下，各变量都能通过检验，可知1978—2000年，农民人均纯收入与人均财政教育支出、农村居民家庭农作物人均耕地存在负相关关系，每变动一单位农民人均纯收入将降低5.28单位和0.37单位；与农业机械总动力、农村居民农林牧渔人均总产值存在正相关关系，每变动一单位农民人均纯收入将增加0.17单位和0.37单位。
3.3.2 阶段二（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
通过回归分析（表略）可知，R2很高，F值比较大，山东省农民人均纯收入与相关控制变量间拟合程度较好，但是部分变量在显著性水平为10%的情况下没通过检验，回归不显著。根据结果，2000—2014年，农民人均纯收入与人均财政教育支出、农村居民家庭农作物人均耕地、农村居民农林牧渔人均总产值变量存在正相关关系，与农业机械总动力间存在负相关关系。
4 结 论
第一，山东省农村居民人均纯收入与人均财政教育支出、农村居民家庭农作物人均耕地、农业机械总动力、农业从业人员比重、农村居民农林牧渔人均总产值变量存在长期稳定的协整关系，且呈正相关关系。从回归结果看，人均财政教育支出每增加一单位农村居民人均纯收入增加0.19单位；农村居民家庭农作物人均耕地、农业机械总动力、农村居民农林牧渔人均总产值增加一单位农村居民人均纯收入分别增加0.92单位、0.25单位和0.47单位；同时，农业从业人员比重降低一单位使农村居民人均纯收入增加16.69单位。
第二，通过格兰杰因果检验可得，农村居民家庭农作物人均耕地与农业从业人员比重是农村居民人均纯收入提高的主要原因。从要素禀赋角度分析，农村居民家庭农作物人均耕地属于自然资源禀赋，农业从业人员比重属于生产要素的跨部门流动。
第三，通过分阶段讨论山东省农民人均纯收入影响因素可以得到，人均财政教育支出、农村居民家庭农作物人均耕地对山东省农民人均纯收入呈先“抑制”后“促进”趋势；而農业机械总动力呈先“促进”后“抑制”的趋势；农村居民农林牧渔人均总产值对山东省农民人均纯收入一直起促进作用。
参考文献：
[1]柯炳生.加快推进现代农业建设的思考[J].红旗文稿，2007（2）：34-35.
[2]ANDREAS FASHMEIR.Citizenship：the rise and fall of a modern concept[M].US：Yale University Press，2007.
[3]TERRY SICULAR.The Urban-rural Gap and Income Inequality in China[J].Review of Income and Wealth，2007（116）.
[4]郭燕枝，刘旭.基于格兰杰因果检验和典型相关的农民收入影响因素研究[J].农业技术经济，2011（10）：92-97.
[5]吴欣颖，任建兰，程钰.基于县域单元的山东省农民人均纯收入时空演变分析[J].安徽师范大学学报（自然科学版），2015（5）：485-491.
[6]王怀亮.山东省农民人均纯收入空间自相关分析[J].合作经济与科技，2015（10）：41-42.
转载注明来源:https://www.xzbu.com/2/view-14940098.htm
