高士林

(南京林業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，南京 210037)

1 引言

多年來，中央發(fā)布的一號文件都以“三農(nóng)”作為主題，多次強(qiáng)調(diào)加強(qiáng)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化建設(shè)，提高農(nóng)村居民收入，縮小城鄉(xiāng)收入差距。十九屆五中全會提出“優(yōu)先農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展，深化農(nóng)村改革”。促進(jìn)農(nóng)村低收入人口持續(xù)增收，是鞏固拓展脫貧攻堅成果的基礎(chǔ)任務(wù)，也是縮小城鄉(xiāng)之間和農(nóng)村內(nèi)部收入差距的主要內(nèi)容[1]。從基礎(chǔ)建設(shè)、城鄉(xiāng)融合、財政金融各方面推進(jìn)農(nóng)村發(fā)展，有效破解農(nóng)民增收難題。

蘆千文等(2020)[2]基于新冠肺炎疫情沖擊的背景下進(jìn)行研究，認(rèn)為農(nóng)村公共衛(wèi)生服務(wù)體系薄弱對于農(nóng)村居民收入受影響程度較大。張志新等(2020)[3]認(rèn)為農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對于農(nóng)民收入增加具有顯著作用，尤其是家庭經(jīng)營性收入部分。胡偉艷等(2017)[4]以武漢市為例，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村所在位置到市中心的距離與農(nóng)村居民收入存在負(fù)相關(guān)。任曉紅等(2018)[5]認(rèn)為農(nóng)村的交通設(shè)施對農(nóng)村居民工資性收入具有顯著的正向影響。韓長根等(2017)[6]的研究表明互聯(lián)網(wǎng)普及能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距,有效破解城鄉(xiāng)居民收入差距擴(kuò)大的難題。劉曉倩等(2018)[7]研究發(fā)現(xiàn)使用互聯(lián)網(wǎng)可以提高當(dāng)?shù)剞r(nóng)副產(chǎn)品價值,從而提高收入。除此之外，也可以提高居民就業(yè)以及創(chuàng)業(yè)水平，從而增加工資性收入和經(jīng)營性收入。王森(2018)[8]研究得出城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)居民收入差距具有負(fù)向影響,即城鎮(zhèn)化率越高,城鄉(xiāng)居民之間的收入差距越小。徐家鵬等(2017)[9]研究認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對于當(dāng)?shù)貐^(qū)域城鄉(xiāng)收入差距存在顯著的負(fù)效應(yīng)。楊玲(2017)[10]認(rèn)為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)與農(nóng)村居民收入來源之間存在著非常顯著的相關(guān)性。劉賽紅等(2019)[11]研究認(rèn)為增加農(nóng)村信貸投入和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機(jī)械化配給能夠推動農(nóng)業(yè)振興，從而減緩城鄉(xiāng)居民收入差距。

綜上所述，關(guān)于農(nóng)村居民收入的影響因素大部分學(xué)者已經(jīng)進(jìn)行深入研究，其中包含的影響因素也是非常豐富。但是，當(dāng)前各種因素對于農(nóng)村居民收入影響大小比較的研究相對不足，本文通過主成分分析研究各項因素對于農(nóng)村居民收入影響程度。

2 數(shù)據(jù)來源、指標(biāo)選擇和研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于2007—2018年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國金融統(tǒng)計年鑒》《中國衛(wèi)生與健康統(tǒng)計年鑒》《交通運輸部統(tǒng)計公報》。

2.2 指標(biāo)選取

農(nóng)村居民可支配收入(Y)：農(nóng)村居民可支配收入=可支配收入既包括現(xiàn)金，也包括實物收入。按照收入的來源，可支配收入包含四項，分別為：工資性收入、經(jīng)營凈收入、財產(chǎn)凈收入和轉(zhuǎn)移凈收入。

表1 農(nóng)村居民收入影響因素指標(biāo)

3 影響中國農(nóng)村居民收入的實證研究

3.1 KMO測度、Bartlett的球形度檢驗

表2 KMO和Bartlett檢驗

3.2 主成分提取

從表3可以看出，共提取出2個主成分，方差解釋率分別是87.245%、9.767%，累積方差解釋率為97.012%。主成分對應(yīng)的加權(quán)后方差解釋率依次為：87.245/97.012=89.93%；9.767/97.012=10.07%。

表3 方差解釋率表格

從表4可以看出，所有變量對應(yīng)的公因子方差均高于0.4，這意味著初始變量與提取的主成分之間有著很強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性，主成分可以代表初始變量。

表4 載荷系數(shù)表格

基于表5的分析結(jié)果可以得到以下模型：

表5 成分得分系數(shù)矩陣

F1=0.102×農(nóng)作物總播種面積X1+0.099×每千農(nóng)業(yè)人口鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院床位數(shù)X2-0.053×每千人口鄉(xiāng)村醫(yī)生與衛(wèi)生員數(shù)X3+0.085×農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力X4+0.103×農(nóng)村用電量X5+0.104×農(nóng)村公路總里程數(shù)X6+0.104×城市化率X7+0.103×農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率X8+0.098×二三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重X9+0.103×國家財政用于三農(nóng)的支出X10+0.104×涉農(nóng)貸款X11

(1)

F2=0.116×農(nóng)作物總播種面積X1+0.158×每千農(nóng)業(yè)人口鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院床位數(shù)X2+0.773×每千人口鄉(xiāng)村醫(yī)生與衛(wèi)生員數(shù)X3+0.477×農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力X4+0.045×農(nóng)村用電量X5+0.060×農(nóng)村公路總里程數(shù)X6-0.070×城市化率X7+0.059×農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率X8-0.204×二三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重X9-0.070×國家財政用于三農(nóng)的支出X10-0.088×涉農(nóng)貸款X11

(2)

3.3 多元線性回歸分析

以農(nóng)村居民可支配收入作為被解釋變量，主成分F1和F2作為解釋變量建立回歸模型：

Y=f(F1,F2)

(3)

從表6可以看出：

表6 OLS回歸分析結(jié)果

模型R2值為0.996，意味著F1、F2可以解釋農(nóng)村居民可支配收入Y的99.6%變化。其中F檢驗，F(xiàn)=938.362，p=0.000<0.05，表明F1和F2會對農(nóng)村居民可支配收入Y產(chǎn)生影響。

最終回歸方程：

Y=0.236F1-0.124F2+4010.257

(4)

其中：D-W值為3.011 1.875；自由度n=12

(5)

Y=0.009688X1+0.003772X2-0.10836X3-0.039088X4+0.018728X5+0.017104X6+0.033224X7+0.016992X8+0.048424X9+0.032988X10+0.035456X11

(6)

基于(6)式可知，系數(shù)為正的因素之于農(nóng)民收入的彈性均為正值，即它們都在不同程度上有助于拉高農(nóng)民收入水準(zhǔn)。依據(jù)農(nóng)民增收影響因素的貢獻(xiàn)程度將其排序為：二三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重X9>涉農(nóng)貸款X11>城市化率X7>國家財政用于三農(nóng)的支出X10>農(nóng)村用電量X5>農(nóng)村公路總里程數(shù)X6>農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率X8>農(nóng)作物總播種面積X1>每千農(nóng)業(yè)人口鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院床位數(shù)X2。

4 結(jié)論與建議

4.1 研究結(jié)論

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素、農(nóng)村醫(yī)療條件、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)、農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施、城鄉(xiāng)融合度、農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、財政信貸支農(nóng)等都是推動農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展、提高農(nóng)民居民收入水平的重要因素。財政信貸支農(nóng)、農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鄉(xiāng)融合度對農(nóng)民收入有較大貢獻(xiàn)，其中二三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重、涉農(nóng)貸款、城市化率以及國家財政用于三農(nóng)的支出的效果最為顯著。農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)村居民收入的影響表現(xiàn)在產(chǎn)業(yè)融合比重，產(chǎn)業(yè)融合度越高，農(nóng)村居民收入水平越好[12]。相比之下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)對農(nóng)村居民收入的效果較小。這是由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)受到農(nóng)村自然資源的限制，并且初級農(nóng)產(chǎn)品利潤率相比加工品較低，所以對于農(nóng)村居民收入影響較小。

基于主成分回歸分析結(jié)果，影響中國農(nóng)村居民收入增長的因素涉及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素、農(nóng)村醫(yī)療條件、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)、農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施、城鄉(xiāng)融合度、農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、財政信貸支農(nóng)等多個方面，結(jié)合當(dāng)下農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展現(xiàn)狀及其影響因素，提出以下提高農(nóng)村居民收入的建議。

4.2 建議

①提升財政支農(nóng)水平，完善金融支農(nóng)機(jī)制。財政支農(nóng)投入是農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展的有力支撐，充足的支農(nóng)資金能夠顯著提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件。加強(qiáng)財政支農(nóng)水平，提高財政資金用于支農(nóng)的比重，保證每年財政支農(nóng)資金能夠滿足需求，緩解農(nóng)業(yè)投資的低收益率。構(gòu)建并完善金融支農(nóng)機(jī)制，大力發(fā)展普惠金融，加強(qiáng)農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)對于農(nóng)村信貸管理，保障農(nóng)村信貸資金安全準(zhǔn)確流向最需要的領(lǐng)域，引導(dǎo)社會資本流入農(nóng)村。確保財政支農(nóng)資金合理分配，并重點投入農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合和設(shè)施建設(shè)領(lǐng)域。

②深化農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合，提高農(nóng)副產(chǎn)品價值。農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)村生產(chǎn)要素進(jìn)行配置，能夠重構(gòu)農(nóng)村居民的收入分配機(jī)制。目前我國農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展較弱，持續(xù)推進(jìn)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，加強(qiáng)政策與資金的扶持，保障各新型經(jīng)營主體在產(chǎn)業(yè)化過程中的持續(xù)發(fā)展和壯大。發(fā)展旅游農(nóng)業(yè)、休閑農(nóng)業(yè)等，提升新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體多元化職能水平。

③提升農(nóng)村保障水平，降低農(nóng)業(yè)風(fēng)險損失。建立健全農(nóng)村保障機(jī)制能夠減少農(nóng)村居民受農(nóng)業(yè)風(fēng)險的影響程度，有效穩(wěn)定農(nóng)村居民收入安全。健全農(nóng)業(yè)保險保障機(jī)制，提高農(nóng)業(yè)保險的廣度與深度，強(qiáng)化市場上商業(yè)化保險的賠保能力，健全風(fēng)險分散的能力，減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收益的損失[13]。