□祝坤艷
(鄭州科技學(xué)院工商管理學(xué)院河南鄭州450064)
河南土地集中化發(fā)展與農(nóng)民收入倍增關(guān)系研究
□祝坤艷
(鄭州科技學(xué)院工商管理學(xué)院河南鄭州450064)
“三農(nóng)問題”一直以來都是經(jīng)濟發(fā)展的熱點問題,土地集中化發(fā)展是當前農(nóng)村改革趨勢,是土地流轉(zhuǎn)的結(jié)果,是影響農(nóng)民收入的關(guān)鍵因素。河南作為農(nóng)業(yè)大省,解決好農(nóng)村土地問題,實現(xiàn)農(nóng)民收入倍增顯得尤為重要。通過對1979-2014年河南土地和農(nóng)民收入相關(guān)數(shù)據(jù)的運用,利用PSS20分析土地集中化發(fā)展和提高農(nóng)村居民收入、實現(xiàn)農(nóng)民收入倍增的關(guān)系并預(yù)測2020年農(nóng)民收入,證實農(nóng)民收入倍增的可行性。
土地集中化;農(nóng)民收入;倍增
本文DOI:10.16675/j.cnki.cn14-1065/f.2016.02.20
通過對農(nóng)村土地集中化發(fā)展和農(nóng)民收入的現(xiàn)狀分析,可以發(fā)現(xiàn)實現(xiàn)農(nóng)民收入倍增目標關(guān)鍵是農(nóng)民收入增加,然而在農(nóng)民增收方面還有很多亟待解決的問題。土地集中化發(fā)展是土地流轉(zhuǎn)的趨勢,土地流轉(zhuǎn)主要從兩個方面影響農(nóng)民收入:一是通過增加家庭經(jīng)營性收入增加農(nóng)民收入;二是通過增加工資性收入增加農(nóng)民收入。具體如何影響農(nóng)民收入增加,影響的程度如何。本章通過相關(guān)性分析,探討土地集中化發(fā)展對實現(xiàn)農(nóng)民收入倍增目標的影響。
家庭經(jīng)營性收入是河南農(nóng)村土地集中化發(fā)展過程中影響農(nóng)民收入的主要途徑之一。土地集中化發(fā)展可以實現(xiàn)適度規(guī)模經(jīng)營,從而可以提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率,增加農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入。以家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制為主經(jīng)營方式,極大的調(diào)動了農(nóng)民生產(chǎn)積極性,但是隨著農(nóng)業(yè)機械化、現(xiàn)代化、集約化、智能化的發(fā)展,這種經(jīng)營方式越來越多的暴露很多問題。單個、分散的農(nóng)戶,無法適應(yīng)現(xiàn)代規(guī)模農(nóng)業(yè)的需求,農(nóng)業(yè)機械化優(yōu)勢在農(nóng)業(yè)中得不到有效發(fā)揮,農(nóng)業(yè)經(jīng)營成本居高不下,很多農(nóng)民棄耕進城務(wù)工,導(dǎo)致大量耕地荒廢,糧食總量減少,對河南經(jīng)濟發(fā)展無法起到積極作用。
工資性收入是河南農(nóng)村土地集中化發(fā)展過程中影響農(nóng)民收入的另一個重要途徑。改革開放初期,由于農(nóng)業(yè)技術(shù)水平的限制,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主要依靠人力。當時的農(nóng)民工資性收入較低。隨著農(nóng)業(yè)技術(shù)水平逐步提高,土地經(jīng)營對勞動力的需求越來越少,農(nóng)業(yè)部門出現(xiàn)勞動力剩余。同時,我國經(jīng)濟形勢越來越好,勞動密集型產(chǎn)業(yè)也被大力發(fā)展,上世紀90年代開始農(nóng)村剩余勞動力開始大批進城務(wù)工,從而增加了農(nóng)民的工資性收入。但是由于農(nóng)村家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制的限制,農(nóng)村勞動力在轉(zhuǎn)移過程中受到很多限制,農(nóng)忙時需要辭工或請假回家進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn),阻礙了工資性收入的增長。農(nóng)村土地改革的推進,使土地集中化發(fā)展速度越來越快,勞動力被解放出來,同時,城鎮(zhèn)化的發(fā)展,農(nóng)民進城變得更加容易,工資性收入得到進一步增長。
通過分析,可以得出土地集中化發(fā)展主要是通過家庭經(jīng)營性收入和工資收入兩個途徑影響農(nóng)民收入,因此本節(jié)運用實證分析方法進一步說明土地集中化發(fā)展影響通過這兩種途徑對農(nóng)民收入增加的影響程度。
表2 -1變量之間的正態(tài)性檢驗表
2.1變量描述
為了研究河南務(wù)農(nóng)人員人均經(jīng)營土地面積、務(wù)農(nóng)人均糧食產(chǎn)量、非農(nóng)就業(yè)比例對河南農(nóng)民人均實際收入存在什么影響,特選取1979-2014年數(shù)據(jù),運用spss20,采用多元回歸對其進行數(shù)據(jù)分析。其中運用x1表示河南務(wù)農(nóng)人員人均經(jīng)營土地面積、用x2表示務(wù)農(nóng)人均糧食產(chǎn)量、用x3表示非農(nóng)就業(yè)比例、用y表示河南農(nóng)民人均實際收入。
2.2變量的正態(tài)性檢驗和相關(guān)性檢驗
在進行多元回歸分析之前首先應(yīng)對變量之間的正態(tài)性和相關(guān)性進行檢驗。Spss20運行的結(jié)果如表2-1所示。
上述檢驗的原假設(shè)是變量均服從正態(tài)分布,從上表變量檢驗的P值來看,y、x1、x2、x3的檢驗p值都大于0.05的置信水平,于是不能拒絕變量服從正態(tài)分布的假設(shè),所以變量都服從正態(tài)分布。
表2 -2變量之間的相關(guān)性檢驗表
從表2-2可以看到,因變量y與自變量x1、x2、x3之間的相關(guān)系數(shù)分別為0.756、0.972、0.921,相關(guān)系數(shù)都非常高,所以變量之間可構(gòu)建回歸方程。
2.3回歸模型構(gòu)建
表2 -3模型匯總表
表2 -4模型系數(shù)表
從表2-3中可以看到回歸方程的回歸平方和為0.982,回歸方程相當顯著。
從表2-4可以看到回歸模型系數(shù)的檢驗p值均小于0.05的置信水平,所以在0.05的置信水平下回歸模型的系數(shù)是顯著的。綜上所述,模型的顯著性檢驗通過。
2.4回歸模型殘差檢驗
為了檢驗回歸模型中是否存在異方差,于是運用回歸預(yù)測值與殘差之間的散點圖進行檢驗,若散點圖分布雜亂無章,說明模型不存在異方差,反之則存在異方差。
圖2 -1回歸預(yù)測值與殘差的散點圖
從上圖中可以看到殘差圖分布雜亂無章,說明回歸模型中不存在異方差。說明模型是合理的。
2.5模型解釋
根據(jù)表2-4可得回歸方程為y=562.831x1+ 1135.025x2+1367.678x3-1230.958,從回歸方程的系數(shù)來看,增加一單位的x1(河南務(wù)農(nóng)人員人均經(jīng)營土地面積)可使y(表示河南農(nóng)民人均實際收入)增加562.831單位,增加一單位的x2(務(wù)農(nóng)人均糧食產(chǎn)量)可使y(表示河南農(nóng)民人均實際收入)增加1 135.02單位,增加一單位的x3可使y(表示河南農(nóng)民人均實際收入)增加1 367.678單位。綜上所述,x1、x2、x3對y存在顯著的影響。
圖3 -1各模型的擬合效果圖
表3 -1模型匯總的參數(shù)估計表
為了進一步研究y(河南農(nóng)民人均實際收入)隨著時間的變化,出現(xiàn)何種趨勢變化,預(yù)測2020年是否可以實現(xiàn)收入倍增目標,于是引入趨勢分析法對其進行分析。Spss20軟件運行的結(jié)果如表3-1所示。
結(jié)合圖3-1和表3-1分析的結(jié)果來看,二次、三次、增長、指數(shù)模型的R方都達到0.97以上,其中三次方的模型R方為0.994達到最大,所以選取三次方模型作為最優(yōu)的擬合模型。
根據(jù)模型的系數(shù)可得三次方模型為:y=39.218t-2.558t^2+0.081t^3,運用該模型對2016-2020年收入的預(yù)測可得。
表3 -2三次方模型的預(yù)測值表
從表3-2可以看到未來5年河南農(nóng)民人均實際收入預(yù)測值出現(xiàn)明顯的增長趨勢,農(nóng)民的生活水平越來越好。相比2010年的農(nóng)民實際人均純收入1329.74元,2018年的河南農(nóng)民人均實際收入預(yù)測值2659.92元剛好是2010年的人均收入的2倍。意味著2018年河南將提前實現(xiàn)農(nóng)民人均實際收入倍增目標。從而也證明了倍增目標的可行性。
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1004-7026(2016)02-0034-02中國圖書分類號:F323.8
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河南省教育廳科學(xué)技術(shù)研究重點項目“土地集中化發(fā)展背景下實現(xiàn)河南省農(nóng)民收入倍增問題研究”階段性成果(14A790027)。
祝坤艷(1984-),女,河南鄭州人,講師,碩士研究生,研究方向:區(qū)域經(jīng)濟。