胡虎肇

(福州大學(xué)管理學(xué)院,福建 福州 350002)

1981年福建省農(nóng)村開(kāi)始實(shí)行 “包產(chǎn)到戶”政策,福建省農(nóng)民人均純收入從 231.65元增長(zhǎng)到2007年的5 467.08元,農(nóng)民人均純收入逐年提高。但是從1998開(kāi)始,農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)率一直都處于5%的低水平,同時(shí),城鄉(xiāng)居民及農(nóng)村內(nèi)部收入差距擴(kuò)大、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)缺乏活力等問(wèn)題也開(kāi)始出現(xiàn)。如何增加農(nóng)民收入,成為福建省經(jīng)濟(jì)發(fā)展迫切需要考慮的問(wèn)題。

1 研究現(xiàn)狀及存在的問(wèn)題

王德文、蔡昉 (2003)認(rèn)為,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收入分配對(duì)農(nóng)民收入長(zhǎng)期增長(zhǎng)有顯著作用,工業(yè)化和城市化對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)有推動(dòng)作用[1];朱農(nóng) (2005)認(rèn)為,非農(nóng)產(chǎn)業(yè)和非農(nóng)業(yè)收入在農(nóng)村地區(qū)的發(fā)展中占有非常重要的位置[2]。錢(qián)陳、史晉川 (2006)認(rèn)為,通過(guò)加強(qiáng)城鄉(xiāng)之間的產(chǎn)業(yè)聯(lián)系,加快農(nóng)村人口向城市的轉(zhuǎn)移,不斷提高城市化水平,對(duì)提高農(nóng)村人均收入有著重要意義[3]。陳義三 (2006)認(rèn)為,制度建設(shè)方面的因素、農(nóng)村市場(chǎng)化程度、農(nóng)民自身素質(zhì)是影響福建農(nóng)民收入增長(zhǎng)的決定性因素[4]。蔡勇志、黃麗惠 (2006)認(rèn)為,制約福建農(nóng)民收入的主要因素是農(nóng)民科技文化水平偏低,難以接受先進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù),農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化程度低,農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移困難;城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)是造成農(nóng)民貧困的體制性障礙[5]。國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究顯示出以下特點(diǎn):第一,對(duì)農(nóng)民收入增加的研究主要集中在某幾個(gè)因素上,缺乏綜合性考慮,建立的回歸方程只考慮個(gè)別因素,或者只討論統(tǒng)計(jì)意義顯著的因素,而統(tǒng)計(jì)意義不顯著的因素則未予考慮;第二,進(jìn)行實(shí)證分析時(shí),建立多個(gè)回歸方程,分組計(jì)算并討論各個(gè)因素對(duì)農(nóng)民增收的影響,但沒(méi)有綜合所有因素于同一環(huán)境下進(jìn)行分析比較。

2 數(shù)據(jù)說(shuō)明及指標(biāo)選取

本文數(shù)據(jù)均來(lái)源于歷年 《福建省統(tǒng)計(jì)年鑒》。人均耕地面積的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)到2005年,2006年、2007年的數(shù)據(jù)采用三階移動(dòng)平均數(shù)據(jù)補(bǔ)充;城鎮(zhèn)人口比的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)到2002年,此后數(shù)據(jù)采用三階移動(dòng)平均補(bǔ)齊。

參考相關(guān)文獻(xiàn)資料,根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論及實(shí)證研究影響農(nóng)民收入及其增長(zhǎng)的主要因素,本文建立模型所選用的因變量是福建省農(nóng)村居民人均純收入,自變量分別是:(1)按農(nóng)村勞動(dòng)力計(jì)算的人均耕地面積X1;(2)城鎮(zhèn)化水平X2:以福建省城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎乇硎?體現(xiàn)出區(qū)域經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變化;(3)城鄉(xiāng)居民收入差距X3:以福建省城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入除以農(nóng)村居民人均純收入表示;(4)農(nóng)民人均工資性收入X4;(5)農(nóng)民人均家庭純經(jīng)營(yíng)收入X5;(6)人均第一產(chǎn)業(yè)GDP為X6;(7)人均第二產(chǎn)業(yè)GDP為X 7;(8)人均第三產(chǎn)業(yè)GDP為X8;(9)第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)比X9:反映農(nóng)業(yè)的勞動(dòng)力資源的變化。

3 模型的建立

主成分分析通過(guò)構(gòu)造原始變量的線性組合,得到一組互不相關(guān)的能反映原始變量絕大部分信息的新變量。從中挑出幾個(gè)新的變量,使它們含有盡可能多原始變量的信息,然后將其作為自變量,進(jìn)行回歸分析。這樣,采用主成分回歸方法,就可以在解決原始變量多重共線性問(wèn)題的同時(shí)保持了原始變量大部分信息。

考慮到所選變量單位的不一致性 (人均收入、人均GDP的指標(biāo)都是萬(wàn)元/人,人均耕地面積的單位是畝/人,城鎮(zhèn)化水平、城鄉(xiāng)收入差距、非農(nóng)就業(yè)比為比值,無(wú)量綱),本文在做主成分分析時(shí)將從相關(guān)矩陣出發(fā)求得主成分。

從表1中可以看到,第一主成分的特征根為8.16,能夠解釋總變異的90.67%;第二主成分的特征根為0.46,解釋了總變異的5.18%;第三個(gè)主成分的特征根為0.32,解釋了總變異的3.55%;前兩個(gè)主成分的累積貢獻(xiàn)率已經(jīng)達(dá)到95.85%,前三個(gè)主成分的累積貢獻(xiàn)率已經(jīng)達(dá)到99.4%,說(shuō)明前三個(gè)主成分已經(jīng)反映了9個(gè)指標(biāo)信息的99.4%,因而確定主成分的個(gè)數(shù)為3,計(jì)算因子載荷矩陣。

表2中,X*i(i=1,2,…9)為 Xi的標(biāo)準(zhǔn)指標(biāo)變量。,其中,μ表示各個(gè)指標(biāo)的均值,表示標(biāo)準(zhǔn)差。從表2可以看到,第一主成分在X*4、X*5、X*6、X*7、X*8上有幾乎相等的正載荷,它衡量了整個(gè)社會(huì)的人均收入增長(zhǎng),可稱(chēng)之為人均收入增長(zhǎng)因子;第二主成分在城鎮(zhèn)化水平上有較大的負(fù)載荷,稱(chēng)之為城鎮(zhèn)化水平高低因子;第三主成分在城鄉(xiāng)收入差距上有較大負(fù)載荷,故可稱(chēng)之為城鄉(xiāng)收入差距大小因子。將Xi=σX*i+μ代入到主成分表達(dá)式中,得到主成分關(guān)于原始變量的系數(shù),如表3所示。

表1 相關(guān)矩陣的特征根、貢獻(xiàn)率及累計(jì)貢獻(xiàn)率

表2 因子載荷矩陣

表3 主成分系數(shù)矩陣

計(jì)算出各個(gè)主成分,將其當(dāng)做自變量,農(nóng)民人均純收入作為因變量,進(jìn)行OLS估計(jì):

R2=0.997 F=2151.838 DW=0.96

將F1、F2、F3分別用 X1、X2、…X9代換,得到農(nóng)民人均收入關(guān)于各個(gè)指標(biāo)的回歸表達(dá)式為:Y=-0.018463X1+0.022204X2-0.049079X3+0.43668X4+0.34857X5+0.213X6+0.021689X7+0.0617141X 8+0.25932X9+0.0651

4 結(jié)果分析

福建省農(nóng)民人均純收入與人均耕地面積負(fù)相關(guān),即人均耕地面積每增加1畝,農(nóng)民的收入就相應(yīng)減少0.018 5萬(wàn)元,這與黑龍江等省的實(shí)證情況完全相反[6]。城鎮(zhèn)化水平對(duì)農(nóng)民收入有正向作用,城鎮(zhèn)化水平每提高1個(gè)單位,農(nóng)民人均純收入就提高0.022萬(wàn)元;根據(jù)同期相同的研究方法進(jìn)行實(shí)證,江蘇省城鎮(zhèn)化水平每提高1個(gè)單位,農(nóng)民人均純收入增加0.265萬(wàn)元[7],其提高幅度是福建省的十倍。城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)民的收入有負(fù)影響,城鄉(xiāng)收入差距每下降1個(gè)單位,農(nóng)民收入增加0.049萬(wàn)元。根據(jù)王德文、蔡昉等人的實(shí)證,從全國(guó)來(lái)看,城鄉(xiāng)收入差距降低1%,農(nóng)民收入增加0.003%[8],也充分說(shuō)明福建省較大的城鄉(xiāng)收入差距已經(jīng)成為阻礙農(nóng)民收入的主要因素。農(nóng)民的工資性收入提高1個(gè)單位,農(nóng)民人均純收入增加0.437萬(wàn)元,該系數(shù)是所有系數(shù)中最大的,說(shuō)明人均工資性收入是福建農(nóng)民收入的最大來(lái)源。農(nóng)民人均家庭純經(jīng)營(yíng)收入增加1個(gè)單位,收入增加 0.349萬(wàn)元。人均第一、二、三產(chǎn)業(yè)的回歸系數(shù)分別為:0.213、0.022、0.062,這三者跟農(nóng)民純收入都是正相關(guān),說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的確能促進(jìn)農(nóng)民人均收入的增加。人均第一、三產(chǎn)業(yè)GDP的增加對(duì)農(nóng)民收入增加的貢獻(xiàn)較為明顯,人均第一產(chǎn)業(yè)每增加一個(gè)單位,人均收入增加0.213萬(wàn)元,其增幅小于工資性收入和家庭經(jīng)營(yíng)收入對(duì)人均收入的貢獻(xiàn),這也說(shuō)明農(nóng)林漁牧并沒(méi)有真正成為農(nóng)民增收的主要來(lái)源。非農(nóng)人口比與人均純收入負(fù)相關(guān),這也說(shuō)明福建省將過(guò)多的勞動(dòng)力投入在第一產(chǎn)業(yè),并不會(huì)給農(nóng)民增加收入。只有將勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移到二、三產(chǎn)業(yè),才能促進(jìn)人均收入的增長(zhǎng)。

5 政策建議

5.1 加快農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移

福建省農(nóng)村有大量的富余勞動(dòng)力,充分利用這些富余的農(nóng)村勞動(dòng)力將有助于農(nóng)民收入的增加。勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的方式并不只有外出打工一種方式,發(fā)展農(nóng)村私營(yíng)企業(yè)、個(gè)體經(jīng)濟(jì),提高農(nóng)村內(nèi)部的經(jīng)濟(jì)活力,同樣能轉(zhuǎn)移農(nóng)村富余的勞動(dòng)力。

5.2 加快城鎮(zhèn)化進(jìn)程

城鎮(zhèn)化水平的提高能夠促進(jìn)農(nóng)民收入的增加,在所有實(shí)證類(lèi)的文獻(xiàn)中都證實(shí)了這點(diǎn)。福建地貌多是山地丘陵,森林覆蓋率位居全國(guó)前列,不適合發(fā)展人口眾多的大城市,可以發(fā)展具有福建特色,生態(tài)環(huán)境良好,適宜居住的小城鎮(zhèn)。將小城鎮(zhèn)建設(shè)和大城市輻射相結(jié)合,使小城鎮(zhèn)能夠參與大城市的產(chǎn)業(yè)分工,形成產(chǎn)業(yè)集聚、就業(yè)增加、市場(chǎng)擴(kuò)大的局面,實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)生產(chǎn)要素的重新配置。在個(gè)別地區(qū),比如廈漳泉地區(qū),可以試行建立 “成都模式”的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)。

5.3 收入再分配

通過(guò)稅收政策、財(cái)政政策,調(diào)整國(guó)民收入在城鄉(xiāng)之間的再分配,縮小城鄉(xiāng)之間收入差距,這將對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)有長(zhǎng)期的影響。減少稅費(fèi)收繳,建立農(nóng)村基本的醫(yī)療、衛(wèi)生保障,可以促進(jìn)農(nóng)村的物質(zhì)資本積累,有助于提高農(nóng)村的自主投資,為農(nóng)民收入的長(zhǎng)期增長(zhǎng)創(chuàng)造條件。

5.4 消除 “城鄉(xiāng)兩制”現(xiàn)象

建立城鄉(xiāng)一體的統(tǒng)一就業(yè)制度和勞動(dòng)力市場(chǎng),建立農(nóng)民工社會(huì)保障制度,加強(qiáng)農(nóng)民工權(quán)益保護(hù),做好農(nóng)民子女教育工作,大力推動(dòng)流動(dòng)農(nóng)民工實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)工人化和市民化,促進(jìn)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力向第二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。

5.5 加強(qiáng)閩臺(tái)農(nóng)業(yè)合作

臺(tái)灣和福建具有相似的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境,相互之間可以考慮產(chǎn)業(yè)的分工與合作,合理選取重點(diǎn)合作產(chǎn)業(yè)與合作方式,加強(qiáng)行業(yè)協(xié)會(huì)之間的溝通與協(xié)作,加強(qiáng)閩臺(tái)農(nóng)業(yè)科技交流與合作,實(shí)現(xiàn)兩地生產(chǎn)要素的融合,共同提高農(nóng)產(chǎn)品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。

[1]王德文,蔡昉.宏觀經(jīng)濟(jì)政策調(diào)整與農(nóng)民增收[J].中國(guó)農(nóng)村觀察,2003(4):2-12.

[2]朱農(nóng).貧困、不平等和農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展[J].經(jīng)濟(jì)學(xué),2005,5(1):167-188.

[3]錢(qián)陳,史晉川.城市化、結(jié)構(gòu)變動(dòng)與農(nóng)業(yè)發(fā)展-基于城鄉(xiāng)兩部門(mén)的動(dòng)態(tài)一般均衡分析 [J].經(jīng)濟(jì)學(xué),2006,6(1):57-74.

[4]陳義三.福建農(nóng)民增收的影響因素分析及對(duì)策[J].中國(guó)西部科技,2006(25):2-3.

[5]蔡勇志,黃麗惠.影響福建省農(nóng)民增收的主要因素分析 [J].河南財(cái)政稅務(wù)高等專(zhuān)科學(xué)校學(xué)報(bào),2006,20(5):5-6.

[6]高善金,張廣文.基于主成分回歸模型分析影響黑龍江省農(nóng)民收入的主要因素 [J].商場(chǎng)現(xiàn)代化,2009(4):210-211.

[7]辜子寅.基于主成分回歸模型在江蘇省農(nóng)民增收研究中的應(yīng)用[J].統(tǒng)計(jì)教育,2009(4):21-24.

[8]王德文,蔡昉.十五期間農(nóng)民收入變化趨勢(shì)及建議 [J].中國(guó)經(jīng)貿(mào)導(dǎo)刊,2003(3):11.