蔡旺

摘 要： 家庭是社會最基本的單元。增加農(nóng)村家庭收入是“三農(nóng)”工作的核心，是鄉(xiāng)村振興的促進(jìn)劑。如何提高農(nóng)民人均收入，是我國全面建成小康社會的重點(diǎn)。加快蔬菜產(chǎn)業(yè)培育是提高農(nóng)民人均收入的有效途徑。從影響蔬菜產(chǎn)業(yè)培育的多個因素中選取蔬菜播種面積、蔬菜產(chǎn)量、蔬菜出口量、蔬菜出口額、蔬菜平均商品率這5個因子，采用全國1990—2016年相關(guān)數(shù)據(jù)，運(yùn)用多元回歸分析的方法，研究蔬菜產(chǎn)業(yè)培育對農(nóng)民人均收入的影響效應(yīng)。結(jié)果表明，蔬菜產(chǎn)量和蔬菜出口額對農(nóng)民人均收入的影響顯著，而蔬菜播種面積、蔬菜出口量和蔬菜平均商品率對農(nóng)民人均收入的影響并不顯著?；诖?，應(yīng)充分利用科技力量，提高蔬菜產(chǎn)量，加快蔬菜流通效率，以增加農(nóng)民收入;應(yīng)繼續(xù)增大蔬菜出口額，實(shí)現(xiàn)更大的蔬菜貿(mào)易順差，以促進(jìn)農(nóng)民持續(xù)增收。

關(guān)鍵詞： 蔬菜產(chǎn)業(yè)培育; 農(nóng)民人均收入; 影響效應(yīng); 多元回歸分析

1 問題的提出

習(xí)近平總書記在2013年12月中央農(nóng)村工作會議強(qiáng)調(diào)：“小康不小康，關(guān)鍵看老鄉(xiāng)。一定要看到，農(nóng)業(yè)還是‘四化同步的短腿，農(nóng)村還是全面建成小康社會的短板。中國要強(qiáng)，農(nóng)業(yè)必須強(qiáng);中國要美，農(nóng)村必須美;中國要富，農(nóng)民必須富。農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)穩(wěn)固，農(nóng)村和諧穩(wěn)定，農(nóng)民安居樂業(yè)，整個大局就有保障，各項(xiàng)工作都會比較主動?！盵1] 家庭是社會最基本的單元，家庭收入是家庭幸福生活的保證。農(nóng)村家庭是實(shí)現(xiàn)全面小康路上的薄弱環(huán)節(jié)，如何實(shí)現(xiàn)農(nóng)村家庭收入的不斷增長？這不僅是“三農(nóng)”工作的中心，而且也是鄉(xiāng)村振興的重頭戲，更是推進(jìn)“四個全面”的重要一環(huán)。

農(nóng)村居民家庭人均年家庭經(jīng)營總收入，簡稱為農(nóng)民人均收入，是指農(nóng)村居民家庭當(dāng)年從各個來源渠道得到的總收入。農(nóng)民人均收入水平的高低，集中反映了一個國家的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)狀況。自改革開放以來，我國農(nóng)民人均收入獲得大幅度提升。這得益于國家出臺了很多惠民政策，以及農(nóng)民本身的努力奮斗。但是，目前我國農(nóng)民人均收入與城鎮(zhèn)居民人均收入相比，還是存在較大差距。因此，研究影響農(nóng)民人均收入的制約因素，千方百計(jì)增加農(nóng)民人均收入，是我國當(dāng)前乃至今后相當(dāng)長一段時(shí)間內(nèi)解決“三農(nóng)”問題的重中之重。

國內(nèi)對增加農(nóng)民人均收入進(jìn)行了大量研究，既有規(guī)范分析，又有實(shí)證研究。建議采取深掘農(nóng)村土地制度改革、農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合、郊縣經(jīng)濟(jì)和特色鎮(zhèn)等措施增加農(nóng)民收入[2]。認(rèn)為農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)面因素和農(nóng)村科技面因素對農(nóng)民收入增長具有正向促進(jìn)作用，而農(nóng)村金融與資本面因素對農(nóng)民收入增長具有負(fù)向效應(yīng)[3]。通過加強(qiáng)頂層設(shè)計(jì)、增加系統(tǒng)思考、優(yōu)化政策環(huán)境和產(chǎn)業(yè)環(huán)境，突出土地資本、健康資本、金融資本的作用等促進(jìn)農(nóng)民收入持續(xù)增長[4]。應(yīng)建立財(cái)政支農(nóng)資金的投入機(jī)制，創(chuàng)新財(cái)政支農(nóng)資金的投入方式，確保農(nóng)民收入持續(xù)增長[5]。認(rèn)為農(nóng)業(yè)信貸對農(nóng)民增收具有較大的促進(jìn)作用，存在正相關(guān)[6]。通過實(shí)證分析，認(rèn)為財(cái)政支農(nóng)比農(nóng)業(yè)貸款更能有效地促進(jìn)農(nóng)民收入增長[7]。對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)活躍度影響農(nóng)民收入的區(qū)域差異進(jìn)行分析[8]。這些研究大部分跳出農(nóng)業(yè)來談農(nóng)民增收，少有就農(nóng)業(yè)本身做文章，也就是從外向性來分析，而不是從根本性來剖析。農(nóng)業(yè)農(nóng)村農(nóng)民是一體的，農(nóng)民的本在農(nóng)業(yè)農(nóng)村，必須就農(nóng)談農(nóng)。農(nóng)民的主要收入還是在農(nóng)業(yè)，必須增加農(nóng)民在農(nóng)業(yè)板塊的生產(chǎn)經(jīng)營性收入。

增加農(nóng)民人均收入的方法有很多，比如家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營收入、家庭在鄉(xiāng)從事非農(nóng)經(jīng)營收入、外出務(wù)工收入、集體經(jīng)濟(jì)收入、財(cái)產(chǎn)投資性收入、轉(zhuǎn)移性收入、租賃變賣財(cái)產(chǎn)收入、親友贈送等各種收入。其中家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營收入是實(shí)行家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制后農(nóng)村家庭收入的最主要方式。而種植業(yè)與畜牧業(yè)是家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營收入中最重要的兩大類。蔬菜是我國種植業(yè)中僅次于糧食的第二大農(nóng)作物。國家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)，2016年我國蔬菜面積為22 32.828萬hm2左右，產(chǎn)量達(dá)79 779.71萬t，1 a（年）產(chǎn)能可以滿足150億人的吃菜需求，相當(dāng)于全球人口的2倍[9-10]。世界糧農(nóng)組織統(tǒng)計(jì)，我國蔬菜的人均占有量為世界平均水平的3倍多。我國農(nóng)民的蔬菜生產(chǎn)收入占人均純收入的10%，占農(nóng)民現(xiàn)金收入的25%～33%[11]。建國以來，我國非常重視蔬菜產(chǎn)業(yè)培育，農(nóng)民通過種植、出售蔬菜獲得的收入也大幅增加，蔬菜產(chǎn)業(yè)培育對農(nóng)民人均收入的變化有著一定程度的影響。

2 模型設(shè)定及實(shí)證分析

選用農(nóng)村人均收入作為因變量（Y），蔬菜培育的5個因子作為自變量。這5個自變量分別是蔬菜播種面積（X1）、蔬菜產(chǎn)量（X2）、蔬菜出口量（X3）、蔬菜出口額（X4）、蔬菜平均商品率（X5）。借助Eviews 9.0，采用多元回歸分析的方法，研究5個自變量對因變量的影響。

2.1 變量定義

各變量的定義見表1。

2.2 數(shù)據(jù)來源

為全面了解蔬菜產(chǎn)業(yè)培育對我國農(nóng)民收入的影響，本文選取 1990—2016年的數(shù)據(jù)展開研究。與該研究有關(guān)的6種數(shù)據(jù)的具體出處詳見表2。

2.3 描述性分析

各變量的統(tǒng)計(jì)性描述見表3。

表 3顯示，1990—2016 年農(nóng)民人均收入和蔬菜產(chǎn)業(yè)培育各變量的值存在較大差異。農(nóng)民人均收入（用“農(nóng)村居民家庭人均年總收入”代替）的均值為5 694.16元，但最高達(dá)16 751.20元，而最低僅990.40元，變動范圍為 15 760.8元，高低兩者相差達(dá)16.91倍?？梢?，農(nóng)民人均收入增幅明顯。至于蔬菜播種面積、蔬菜產(chǎn)量、蔬菜出口量、蔬菜出口額和蔬菜平均商品率的高低相差倍數(shù)，通過計(jì)算，分別為3.52、4.73、8.50、20.76、1.10倍。由此可看出，在蔬菜產(chǎn)業(yè)培育的5變量中，蔬菜出口額的增幅最大，超過20倍。

2.4 散點(diǎn)圖繪制

在Eviews 9.0中分別繪制X1、X2、X3、X4、X5與Y的散點(diǎn)圖，詳見圖1～5。

從上述5個散點(diǎn)圖可看出，蔬菜播種面積、蔬菜產(chǎn)量、蔬菜出口量、蔬菜出口額、蔬菜平均商品率與農(nóng)民人均收入間不存在非線性關(guān)系。

2.5 模型構(gòu)建

可見，各個自變量與因變量大體上均呈現(xiàn)線性關(guān)系，故可建立回歸模型來研究蔬菜產(chǎn)業(yè)培育與農(nóng)民人均收入的關(guān)系，建立的模型如下：

ln（Y）=α+β1ln（X1）+β2ln（X2）+β3ln（X3）+β4ln（X4）+β5ln（X5）+μi。

式中各變量的定義詳見表1，μi表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。此外，在過往實(shí)證研究中，筆者經(jīng)常遇到數(shù)據(jù)出現(xiàn)異方差，以及量綱等非正常情況。為確保研究結(jié)果經(jīng)受得住檢驗(yàn)，筆者在實(shí)證過程中對全部數(shù)據(jù)都進(jìn)行了取對數(shù)處理。

2.6 計(jì)算結(jié)果

用Eviews 9.0軟件進(jìn)行的回歸分析，結(jié)果如表4所示。

根據(jù)表4數(shù)據(jù)，模型估計(jì)的結(jié)果為：

ln（Y）=-12.4+0.26ln（X1）+0.62ln（X2）-0.5ln（X3）+0.84ln（X4）+0.88ln（X5） （模型1）。

3 模型檢驗(yàn)與預(yù)測

3.1 模型檢驗(yàn)

3.1.1 經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn) 結(jié)合表4與模型1，可得出表5的結(jié)論。

3.1.2 模型基本檢驗(yàn) （1）擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：在回歸分析中，R2=0.989 7，調(diào)整后R2=0.987 3?？梢?，可決系數(shù)和修正的可決系數(shù)都很高，說明模型對樣本的擬合很好。

（2）F檢驗(yàn)：針對H0：β1=β2=β3=β4=β5=0，給定顯著性水平α=0.05，由于F檢驗(yàn)的概率值=0.00<0.05，故應(yīng)該拒絕原假設(shè)，說明模型1的回歸方程顯著，即X1、X2、X3、X4、X5聯(lián)合起來對Y有顯著影響。

（3）t檢驗(yàn)：分別針對H0：βi（i=1，2，3，4，5），給定顯著性水平α=0.05，由表4可知，各個βi的P值分別是0.419 7、0.022 6、0.000 9、0.000 0和0.681 5。可見，X2、X3和X4通過了假設(shè)檢驗(yàn)，而X1和X5則未通過，說明模型1還存在問題。究其原因，這很可能是由于變量間存在多重共線性引起的。

3.1.3 多重共線性檢驗(yàn) 計(jì)算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，結(jié)果如表6所示。

一般情況下，如果每2個解釋變量的簡單相關(guān)系數(shù)比較高，如大于0.8，則可認(rèn)為存在著較嚴(yán)重的多重共線性。從表6可看出，5個自變量內(nèi)部確實(shí)存在著多重共線性問題。

3.1.4 修正多重共線性 實(shí)務(wù)中，檢驗(yàn)和解決多重共線性問題，可采用逐步回歸法?，F(xiàn)借用Eviews 9.0進(jìn)行逐步回歸。逐步回歸后的結(jié)果詳見表7。

從表7可以看到，在原始的X1、X2、X3、X4、X5 5個自變量中，通過采用逐步回歸的方法，排除了X1、X3、X5 3個變量。則消除多重共線性后新的估計(jì)模型為：

ln（Y）=-4.94+0.47ln（X2）+0.66ln（X4）? （模型2）

模型2中，Y為農(nóng)民人均收入;X2為蔬菜產(chǎn)量;X4為蔬菜出口額。

3.1.5 異方差性檢驗(yàn) 實(shí)務(wù)中，為診斷模型中是否存在異方差性，通常采用懷特（White）檢驗(yàn)。具體檢驗(yàn)結(jié)果，詳見表8。

此檢驗(yàn)中，樣本數(shù)可決系數(shù)（nR2）=10.3769，在給定顯著性水平α=0.05下，查χ2分布表，得臨界值χ20.05（5）=11.0705。可見，nR2<χ20.05（5），故接受原假設(shè)，表明模型不存在異方差。所以，最終的模型即為模型2。

3.2 模型預(yù)測

由上述分析過程可知：農(nóng)民人均收入和蔬菜產(chǎn)量、蔬菜出口額之間存在多元線性回歸關(guān)系。因此，可根據(jù)模型2，預(yù)測出農(nóng)民人均收入。表9是農(nóng)民人均收入的模型值與實(shí)際值對比。

由表9可知，除1996、1997、1998、2010、2011年這5個年份外，其他年份的模型值和實(shí)際值都差別不大，整體而言，農(nóng)民人均收入模型值與實(shí)際值沒有顯著差異?？梢?，模型2是合理的，能夠據(jù)此用來預(yù)測將來的農(nóng)民人均收入。因此，最終模型為：

ln（Y）=-4.94+0.47ln（X2）+0.66ln（X4）。

該模型中，Y為農(nóng)民人均收入;X2為蔬菜產(chǎn)量;X4為蔬菜出口額。

4 結(jié)論與政策建議

4.1 研究結(jié)論

通過上述一系列的分析，可見農(nóng)民人均收入與蔬菜產(chǎn)量、蔬菜出口額存在緊密的聯(lián)系，并且蔬菜產(chǎn)量和蔬菜出口額這2個因素能直接影響農(nóng)民人均收入，特別是蔬菜出口額的影響頗為明顯。此外，本文在進(jìn)行模型預(yù)測后還進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，1990—2016年農(nóng)民人均收入的模型值與實(shí)際值基本吻合，這再度佐證了本研究的科學(xué)性。當(dāng)然，在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)生活中，蔬菜面積、蔬菜出口量和蔬菜平均商品率這3個因素，也會對農(nóng)民人均收入產(chǎn)生一定的影響，只是屬于間接影響罷了。

農(nóng)民人均收入與蔬菜種植面積、蔬菜出口量、蔬菜平均商品率這3個因素應(yīng)有直接關(guān)系，但本研究表明沒有直接影響。本研究分析：（1）蔬菜種植面積越大，并不等于蔬菜產(chǎn)量越大。因?yàn)槭卟松a(chǎn)受種子、水源、氣候、設(shè)施設(shè)備、自然條件等因素影響很大，有可能“廣種薄收”，甚至“廣種絕收”，導(dǎo)致農(nóng)民收入并無增加。（2）也許有些農(nóng)民種植的部分蔬菜產(chǎn)品質(zhì)量有欠缺，外觀有瑕疵，在國際市場上缺乏競爭力，出口平均價(jià)格偏低，甚至出現(xiàn)售價(jià)低于成本的情況，導(dǎo)致出口數(shù)量越多，虧損越嚴(yán)重，而農(nóng)民收入并無實(shí)質(zhì)性增加。（3）雖然蔬菜平均商品率提高，但可能利潤發(fā)生了轉(zhuǎn)移。如出現(xiàn)了“兩頭叫，中間笑”的情況，即蔬菜流通方賺了大額利潤。

因此，若要增加農(nóng)民人均收入，可以圍繞提高蔬菜產(chǎn)量和增大蔬菜出口額這兩個方向大做文章。

4.2 政策建議

為達(dá)到增加農(nóng)民人均收入之目的，在蔬菜產(chǎn)業(yè)培育中，應(yīng)做到有的放矢，努力實(shí)現(xiàn)以下2點(diǎn)：

4.2.1 充分利用科技力量 蔬菜產(chǎn)量受很多因素的影響，如蔬菜種子、蔬菜生產(chǎn)設(shè)施設(shè)備、蔬菜種植管理、蔬菜種植人員素質(zhì)、科技水平、氣候條件、土壤肥力、土壤含水量、水源狀況、流通渠道、營銷力度、消費(fèi)行情等。首先，為了規(guī)避自然災(zāi)害，應(yīng)大力發(fā)展設(shè)施蔬菜，增加設(shè)施蔬菜種植量，擴(kuò)大設(shè)施蔬菜規(guī)模，增加設(shè)施蔬菜產(chǎn)量。其次，從供給側(cè)發(fā)力，多施有機(jī)肥，多用物理方法驅(qū)蟲，少用或不用農(nóng)藥，提高蔬菜品質(zhì)，多生產(chǎn)綠色有機(jī)蔬菜。然后，采用科學(xué)的蔬菜流通方法，進(jìn)行蔬菜的科學(xué)化加工，綠色包裝，冷鏈運(yùn)輸，減少蔬菜的損耗率，提高蔬菜保有量。最后，倡導(dǎo)健康營養(yǎng)的飲食消費(fèi)方式，擴(kuò)大蔬菜消費(fèi)量，進(jìn)而促進(jìn)蔬菜生產(chǎn)量。

4.2.2 繼續(xù)增大蔬菜出口額 我國是世界蔬菜出口大國，2010—2016年我國蔬菜進(jìn)口額和出口額整體上均呈增長趨勢。在農(nóng)作物出口中，只有蔬菜實(shí)現(xiàn)貿(mào)易順差，其余農(nóng)作物均為貿(mào)易逆差。首先，對外加大蔬菜產(chǎn)品宣傳力度，大力發(fā)展地理標(biāo)志產(chǎn)品，做好品牌建設(shè)，推出一系列的優(yōu)質(zhì)蔬菜品種品牌，形成出口競爭優(yōu)勢。其次，加大與國外先進(jìn)蔬菜生產(chǎn)國的交流力度，引進(jìn)或者自行開發(fā)先進(jìn)技術(shù)，生產(chǎn)出更多質(zhì)優(yōu)的蔬菜，提高蔬菜單價(jià)，做大出口業(yè)務(wù)。然后，擴(kuò)大對外開放力度，將蔬菜出口到更多的國家和地區(qū)，實(shí)現(xiàn)蔬菜出口額總量的增加。最后，按照世界糧農(nóng)組織制定的蔬菜質(zhì)量要求，改進(jìn)蔬菜品質(zhì)，擴(kuò)大蔬菜出口額。

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