农业技术经济 2004年第5期
农民家庭经营性纯收入影响因素的贡献分析
陈 艳 王雅鹏
(华中农业大学经贸学院 武汉 430070)
X
内容摘要 我国农民人均纯收入由家庭经营纯收入、劳动报酬收入、转移性和财产性收入组成,家庭经营性纯收入在农民人均纯收入中的比重虽然逐年下降,但当前仍然是农民收入的主体,其重要地位不言而喻。因此,笔者考察了1978)2002年影响我国农民家庭经营性纯收入的各因素,并测算了各因素对家庭经营性纯收入增长的贡献份额,分析当前增加农民家庭经营性纯收入的政策措施。
关键词 家庭经营性纯收入 增长 因素 贡献 分析
一、实证分析
(一)模型简介 笔者这里采用Cobb-Douglass函数,其一般形式为Q=f(L,K),Q=AKALB。其中Q是产出,而A则是以科技进步因素为主的综合要素生产率,K是投入的资本,L是投入的劳动
力,A和B分别为资本和劳动力对产出的弹性系数,其中A+B=1,可以从上述公式方便地推导出资本增长、劳动力增长、科技进步各要素在产出增长中的贡献率,将两边对时间t求导,则有
资本增长贡献率:GZ/Y(Z=dK/K,Y=dQ/Q)z=A劳动力增长贡献率:Gl=BW/Y(W=dL/L)
科技进步贡献率:Gs=1-Gz-Gl
由于影响农民家庭经营收入的因素很多,因此本文所用的生产函数是扩展了的Cobb-Douglass函数:Q=A(t)X1B1,XkBk
其中B1+,+Bk=1,Xi是各影响因素,其贡献率Gi=Bi(dXi/Xi)/Y(Y=dQ/Q),科技进步贡献率Gs=1-B1G1-,-BkGk
笔者对扩展了的Cobb-Douglass函数Q=A(t)X1B1,XkBk两边取对数,得到如下对数模型:lnQ=lnA(t)+B1ln(x1)+,+Bkln(xk)
这样将Cobb-Douglass函数线性化,再用回归分析法,就可以得到各参数值。最后将各样本值代入各因素贡献率的计算公式,求出各影响因素对农民收入的贡献率。
X本文是/十一五0农业和农村经济发展重大问题前期研究委托课题/建立促进农民收入稳定增长长效机制研究0的阶段性研究成果
陈 艳等:农民家庭经营性纯收入影响因素的贡献分析
(二)假设条件 农民的家庭经营性纯收入主要是指农民通过经营家庭承包的土地而获得实物和货币收入,笔者运用该模型分析农民家庭经营性纯收入各影响因素的贡献率时是建立在以下几点假设之上的。(1)当农民总收入既定时,农业生产资料价格越高,农业生产成本就越高,农民家庭经营性纯收入则越低。农业生产成本主要包括农业生产资料的投入、农业劳动力的投入。其中农业劳动力的投入对于农民来讲是不需要用资金去购买的;相反农业生产资料是农业生产必备的物质基础,构成农业生产成本的主体;若农业生产资料价格上涨,势必导致农业生产成本的直接上升。(2)当农业生产成本既定时,农产品收购价格越高,则农民家庭经营性纯收入越高。若农副产品收购价格高,表示农民出售相同数量的农产品获得总收入就多,农民的收益就大;在成本既定的情况下,收益越大,则纯收入就越多。(3)当农产品收购价格和农业生产资料价格既定的情况下,农产品的数量越多,则农民的纯收入就越高。在化肥的边际效益还大于其边际成本时,化肥的使用量增加,则增加农产品产量,进而增加农民收入;同时在相同的技术水平条件下,耕地面积增加,粮食产量势必增加,同样增加农民收入。(4)当农产品收购价格和农业生产资料价格、化肥的使用量和耕地面积都既定的情况下,农业基础设施条件越好,农业灾害越少,农村的经济环境越稳定,则农民的人均纯收入会越多。
(三)具体实证分析
本文数据选自5中国统计年鉴6各期,运用逐步回归方法,得到如下对数线性回归模型:lnY=-18.701+2.125ln(X1)-3.954ln(X2)+0.317ln(X3)-0.276ln(X4)+0.733ln(X5)+2.861ln(X6) (-2.829) (4.089) (-4.159) (1.015) (-1.291) (1.166) (6.154)
回归模型的复相关系数R2为0.990,F值为123.785,DW值为1.379,模型估计较好,基本不存在序列相关。其中Y代表农民的家庭经营性纯收入,X1代表农产品收购价格指数,X2代表农业生产资料指数,X3代表财政支农资金,X4代表成灾率,X5代表耕地面积,X6代表化肥使用量。各影响因素对农民家庭经营性纯收入各年的贡献率见下表1:1997)2001年贡献率计算出现较大波动,主要是因为1998)2000年间连续3年农民家庭经营性纯收入绝对值下降,其家庭经营性纯收入增长率为极小的负值,所以导致各因素的贡献率极大,出现了失真,而且这期间的剩余要素贡献率都很大,甚至远远超过1,说明在这一阶段还遗漏了重要的解释变量,另行分析。
整体上看,从1979)1996年间,对农民家庭经营性纯收入的增长贡献最大的是农产品收购价格指数的上升和化肥使用量的加大,其次财政支农支出对家庭经营性纯收入的增长也起到了一定的贡献作用;相反对农民家庭经营性纯收入起主要制约的因素是农业生产资料价格的上升,另外农业灾害和耕地面积减少也制约了农民家庭经营性纯收入的增长。基本上验证了前面的假设。
分阶段来看,1978)1984年改革之初,化肥使用量的增加对农民家庭经营性纯收入的增长起到了实质性的作用,从模型上看,农产品收购价格指数和农业生产资料价格指数上升的幅度都不大,收入增长主要来自于农产品产量的大幅度增加。
1984)1988年农产品收购价格指数和化肥使用量同时对农民家庭经营性纯收入的增长起到了决定作用,但具体分析就会发现,农产品收购价格上升对收入的正效应几乎被农业生产资料价格上升对收入的负效应所抵消;现实情况是:尽管1984)1988年农副产品收购价格有所上升,但和工业品价格相比其上升幅度依然过小,特别是粮食、棉花和油料等大宗农产品,在1987)1988年间,价格上升幅度大都低于农业生产资料价格。工业品以及农业生产资料涨价并且赶上或超过农产品价格水平,使得曾一度改善的工农产品交换条件又开始恶化了。其后果是农业的物质费用不断增加,
)
农业技术经济 2004年第5期
而收益明显下降。
表1 因素贡献率分析表 (%)
年份[***********][***********][***********][***********][***********]79)1984年1984)1988年1988)1992年1992)1996年1979)1996年
农产品收购价格
贡献率
0.530.510.290.190.731.652.642.793.184.39-0.39-5.141.191.673.011.870.56-1.5346.0027.676.143.300.2672.6190.6461.8241.007
农业生产资料价格贡献率
-0.12-0.16-0.36-0.08-0.91-1.03-2.25-1.94-3.64-8.62-1.07-12.06-1.78-2.41-2.53-2.33-1.34-0.55-19.45-9.02-3.280.71-0.136-2.249-5.434-1.977-1.152
-0.440.150.050.150.220.950.200.190.860.273.770.360.270.240.110.330.36-23.26
1.65-2.542.21-0.0110.3041.090.2150.143支农支出贡献率
成灾率贡献率-0.470.87000-0.75
00.42-0.34
00.71-10.560.480.10-0.280.510.11-1.11-15.051.334.241.24-0.012-0.278-1.9420.053-0.025
耕地面积贡献率-0.01-0.01-0.01
0-0.03-0.07-0.09-0.03-0.01-0.01
0-0.01-0.03-0.01-0.01
00.02-0.05
0-15.950.37-0.16-0.006-0.035-0.012
0-0.008
化肥投入贡献率1.400.541.890.4610.494.151.061.323.631.6022.771.802.49-0.49
111.46-15.74-2.32-1.033.260.6601.3376.2240.7970.987
剩余要素贡献率-0.34-0.32-0.960.370.060.49-4.40-1.500.300.75-0.122.24-1.02-1.101.06-0.150.322.4228.50-2.37-2.90-9.560.239-0.6980.4300.0880.047
注:任何1年的各因素增长贡献率之和为1,如贡献率为正,则表示该因素对收入增长是正效应,否则是负效应。1991年的结果有异常,其原因是该年的洪涝灾害所致
1988)1992年农业生产资料价格上涨是制约农民家庭经营性纯收入增长的最主要因素,而化肥使用量的增加依然是农民家庭经营性纯收入增长的主要原因,农产品收购价格指数上涨对农民家庭经营性纯收入增长也起到了一定的作用。由于上一阶段农业生产资料价格上涨幅度过大,虽然政府在这一阶段增加化肥等农业生产资料的平价供应量,对化肥、农药、农膜等实行专营,以控制其价格过快上涨;提高粮棉油等主要农产品收购价格,但因为农产品收购价格上涨幅度不大,其效果也并不明显。
1992)1996年同1984)1988年一样,农产品收购价格指数和化肥使用量同时对农民家庭经营性纯收入的增长起到了决定作用,但由于农业生产资料价格上涨,农产品收购价格上涨对增收的正效应完全被农业生产资料价格上涨对增收的负效应所抵消。1994年和1996年农产品收购价格分别提高39.9%(其中粮食为46.6%)和22.2%(其中粮食为41%),我国农民的名义收入年均增长率
陈 艳等:农民家庭经营性纯收入影响因素的贡献分析
高达22.16%,扣除价格上涨因素,同期农民的实际收入年均仍增长5.6%,属于增长较快时期。
1997)2002年运用同样的方法另外进行分析,因为1998年发生的特大洪涝灾害,所以1998年也可以说是特殊年份,如果排除1998年的影响,综合考察,发现这一阶段农民家庭经营性纯收入增长的59%依然来源于农产品收购价格的上升,25%来源于化肥使用量的投入,但显然化肥使用量的继续投入已经没有前几个阶段的贡献大。该阶段的方程如下:
lnY=0.254+0.205ln(X1)+0.805ln(X2)-0.0506ln(X3)
(-0.156) (5.440) (3.625) (-0.991)
R2为0.971,F值为11.006,X1代表农产品收购指数,X2代表化肥使用量,X3代表年末拥有生产性固定资产原值。
表2 1997)2002年因素贡献率分析 (%)
年份[***********]0120021997)2002剔除1998年的阶段贡献率
农产品收购价格贡献率
-0.1293.8892.3390.5180.278-0.0341.1430.594
化肥投入贡献率
0.413-4.429-0.651-0.2900.9170.877-0.5270.253
年末拥有生产性固定资产贡献率
-0.0510.2060.0770.462-0.097-0.1810.0700.042
剩余要素贡献率
0.7671.334-0.7650.310-0.0980.3380.6860.110
二、结 语
1.加大对农业的投入。主要是改善农业基础设施,充分利用WTO/绿箱政策0,加强农业公共基础设施建设,改善农业生产条件。
2.搞活农村市场经济,规范农业生产资料市场。要加大对农业生产资料市场不法商贩的打击
力度,规范市场秩序:在政府宏观调控下允许各种经济成分参与供给,增加供应渠道;确立农业社会化服务、市场服务规则,根据市场需要建立各种市场服务机构,特别是农业技术服务组织体系,以满足农民对科技的需求;改善农产品零售与批发市场、农产品运输能力、储藏保鲜设施及农村通讯设施,完善市场规则,提高市场组织和管理能力、打破垄断,创造公平竞争的环境。
参考文献
1.谢启南,韩兆洲.统计学原理.暨南大学出版社,20022.金水著.应用微观经济学.清华大学出版社,2001
3.彭代彦.农民进城的就业壁垒对农民收入增长和城乡收入差距的影响.华中科技大学学报(人文社会科学版),2002(3)4.王雅鹏等.有关农民收人问题的理论浅析.南方经济,2001(5)5.陈 艳等.农民收入增长环境分析.调研世界,2002(5)
责任编辑 吕新业
)
农业技术经济 2004年第5期
农民家庭经营性纯收入影响因素的贡献分析
陈 艳 王雅鹏
(华中农业大学经贸学院 武汉 430070)
X
内容摘要 我国农民人均纯收入由家庭经营纯收入、劳动报酬收入、转移性和财产性收入组成,家庭经营性纯收入在农民人均纯收入中的比重虽然逐年下降,但当前仍然是农民收入的主体,其重要地位不言而喻。因此,笔者考察了1978)2002年影响我国农民家庭经营性纯收入的各因素,并测算了各因素对家庭经营性纯收入增长的贡献份额,分析当前增加农民家庭经营性纯收入的政策措施。
关键词 家庭经营性纯收入 增长 因素 贡献 分析
一、实证分析
(一)模型简介 笔者这里采用Cobb-Douglass函数,其一般形式为Q=f(L,K),Q=AKALB。其中Q是产出,而A则是以科技进步因素为主的综合要素生产率,K是投入的资本,L是投入的劳动
力,A和B分别为资本和劳动力对产出的弹性系数,其中A+B=1,可以从上述公式方便地推导出资本增长、劳动力增长、科技进步各要素在产出增长中的贡献率,将两边对时间t求导,则有
资本增长贡献率:GZ/Y(Z=dK/K,Y=dQ/Q)z=A劳动力增长贡献率:Gl=BW/Y(W=dL/L)
科技进步贡献率:Gs=1-Gz-Gl
由于影响农民家庭经营收入的因素很多,因此本文所用的生产函数是扩展了的Cobb-Douglass函数:Q=A(t)X1B1,XkBk
其中B1+,+Bk=1,Xi是各影响因素,其贡献率Gi=Bi(dXi/Xi)/Y(Y=dQ/Q),科技进步贡献率Gs=1-B1G1-,-BkGk
笔者对扩展了的Cobb-Douglass函数Q=A(t)X1B1,XkBk两边取对数,得到如下对数模型:lnQ=lnA(t)+B1ln(x1)+,+Bkln(xk)
这样将Cobb-Douglass函数线性化,再用回归分析法,就可以得到各参数值。最后将各样本值代入各因素贡献率的计算公式,求出各影响因素对农民收入的贡献率。
X本文是/十一五0农业和农村经济发展重大问题前期研究委托课题/建立促进农民收入稳定增长长效机制研究0的阶段性研究成果
陈 艳等:农民家庭经营性纯收入影响因素的贡献分析
(二)假设条件 农民的家庭经营性纯收入主要是指农民通过经营家庭承包的土地而获得实物和货币收入,笔者运用该模型分析农民家庭经营性纯收入各影响因素的贡献率时是建立在以下几点假设之上的。(1)当农民总收入既定时,农业生产资料价格越高,农业生产成本就越高,农民家庭经营性纯收入则越低。农业生产成本主要包括农业生产资料的投入、农业劳动力的投入。其中农业劳动力的投入对于农民来讲是不需要用资金去购买的;相反农业生产资料是农业生产必备的物质基础,构成农业生产成本的主体;若农业生产资料价格上涨,势必导致农业生产成本的直接上升。(2)当农业生产成本既定时,农产品收购价格越高,则农民家庭经营性纯收入越高。若农副产品收购价格高,表示农民出售相同数量的农产品获得总收入就多,农民的收益就大;在成本既定的情况下,收益越大,则纯收入就越多。(3)当农产品收购价格和农业生产资料价格既定的情况下,农产品的数量越多,则农民的纯收入就越高。在化肥的边际效益还大于其边际成本时,化肥的使用量增加,则增加农产品产量,进而增加农民收入;同时在相同的技术水平条件下,耕地面积增加,粮食产量势必增加,同样增加农民收入。(4)当农产品收购价格和农业生产资料价格、化肥的使用量和耕地面积都既定的情况下,农业基础设施条件越好,农业灾害越少,农村的经济环境越稳定,则农民的人均纯收入会越多。
(三)具体实证分析
本文数据选自5中国统计年鉴6各期,运用逐步回归方法,得到如下对数线性回归模型:lnY=-18.701+2.125ln(X1)-3.954ln(X2)+0.317ln(X3)-0.276ln(X4)+0.733ln(X5)+2.861ln(X6) (-2.829) (4.089) (-4.159) (1.015) (-1.291) (1.166) (6.154)
回归模型的复相关系数R2为0.990,F值为123.785,DW值为1.379,模型估计较好,基本不存在序列相关。其中Y代表农民的家庭经营性纯收入,X1代表农产品收购价格指数,X2代表农业生产资料指数,X3代表财政支农资金,X4代表成灾率,X5代表耕地面积,X6代表化肥使用量。各影响因素对农民家庭经营性纯收入各年的贡献率见下表1:1997)2001年贡献率计算出现较大波动,主要是因为1998)2000年间连续3年农民家庭经营性纯收入绝对值下降,其家庭经营性纯收入增长率为极小的负值,所以导致各因素的贡献率极大,出现了失真,而且这期间的剩余要素贡献率都很大,甚至远远超过1,说明在这一阶段还遗漏了重要的解释变量,另行分析。
整体上看,从1979)1996年间,对农民家庭经营性纯收入的增长贡献最大的是农产品收购价格指数的上升和化肥使用量的加大,其次财政支农支出对家庭经营性纯收入的增长也起到了一定的贡献作用;相反对农民家庭经营性纯收入起主要制约的因素是农业生产资料价格的上升,另外农业灾害和耕地面积减少也制约了农民家庭经营性纯收入的增长。基本上验证了前面的假设。
分阶段来看,1978)1984年改革之初,化肥使用量的增加对农民家庭经营性纯收入的增长起到了实质性的作用,从模型上看,农产品收购价格指数和农业生产资料价格指数上升的幅度都不大,收入增长主要来自于农产品产量的大幅度增加。
1984)1988年农产品收购价格指数和化肥使用量同时对农民家庭经营性纯收入的增长起到了决定作用,但具体分析就会发现,农产品收购价格上升对收入的正效应几乎被农业生产资料价格上升对收入的负效应所抵消;现实情况是:尽管1984)1988年农副产品收购价格有所上升,但和工业品价格相比其上升幅度依然过小,特别是粮食、棉花和油料等大宗农产品,在1987)1988年间,价格上升幅度大都低于农业生产资料价格。工业品以及农业生产资料涨价并且赶上或超过农产品价格水平,使得曾一度改善的工农产品交换条件又开始恶化了。其后果是农业的物质费用不断增加,
)
农业技术经济 2004年第5期
而收益明显下降。
表1 因素贡献率分析表 (%)
年份[***********][***********][***********][***********][***********]79)1984年1984)1988年1988)1992年1992)1996年1979)1996年
农产品收购价格
贡献率
0.530.510.290.190.731.652.642.793.184.39-0.39-5.141.191.673.011.870.56-1.5346.0027.676.143.300.2672.6190.6461.8241.007
农业生产资料价格贡献率
-0.12-0.16-0.36-0.08-0.91-1.03-2.25-1.94-3.64-8.62-1.07-12.06-1.78-2.41-2.53-2.33-1.34-0.55-19.45-9.02-3.280.71-0.136-2.249-5.434-1.977-1.152
-0.440.150.050.150.220.950.200.190.860.273.770.360.270.240.110.330.36-23.26
1.65-2.542.21-0.0110.3041.090.2150.143支农支出贡献率
成灾率贡献率-0.470.87000-0.75
00.42-0.34
00.71-10.560.480.10-0.280.510.11-1.11-15.051.334.241.24-0.012-0.278-1.9420.053-0.025
耕地面积贡献率-0.01-0.01-0.01
0-0.03-0.07-0.09-0.03-0.01-0.01
0-0.01-0.03-0.01-0.01
00.02-0.05
0-15.950.37-0.16-0.006-0.035-0.012
0-0.008
化肥投入贡献率1.400.541.890.4610.494.151.061.323.631.6022.771.802.49-0.49
111.46-15.74-2.32-1.033.260.6601.3376.2240.7970.987
剩余要素贡献率-0.34-0.32-0.960.370.060.49-4.40-1.500.300.75-0.122.24-1.02-1.101.06-0.150.322.4228.50-2.37-2.90-9.560.239-0.6980.4300.0880.047
注:任何1年的各因素增长贡献率之和为1,如贡献率为正,则表示该因素对收入增长是正效应,否则是负效应。1991年的结果有异常,其原因是该年的洪涝灾害所致
1988)1992年农业生产资料价格上涨是制约农民家庭经营性纯收入增长的最主要因素,而化肥使用量的增加依然是农民家庭经营性纯收入增长的主要原因,农产品收购价格指数上涨对农民家庭经营性纯收入增长也起到了一定的作用。由于上一阶段农业生产资料价格上涨幅度过大,虽然政府在这一阶段增加化肥等农业生产资料的平价供应量,对化肥、农药、农膜等实行专营,以控制其价格过快上涨;提高粮棉油等主要农产品收购价格,但因为农产品收购价格上涨幅度不大,其效果也并不明显。
1992)1996年同1984)1988年一样,农产品收购价格指数和化肥使用量同时对农民家庭经营性纯收入的增长起到了决定作用,但由于农业生产资料价格上涨,农产品收购价格上涨对增收的正效应完全被农业生产资料价格上涨对增收的负效应所抵消。1994年和1996年农产品收购价格分别提高39.9%(其中粮食为46.6%)和22.2%(其中粮食为41%),我国农民的名义收入年均增长率
陈 艳等:农民家庭经营性纯收入影响因素的贡献分析
高达22.16%,扣除价格上涨因素,同期农民的实际收入年均仍增长5.6%,属于增长较快时期。
1997)2002年运用同样的方法另外进行分析,因为1998年发生的特大洪涝灾害,所以1998年也可以说是特殊年份,如果排除1998年的影响,综合考察,发现这一阶段农民家庭经营性纯收入增长的59%依然来源于农产品收购价格的上升,25%来源于化肥使用量的投入,但显然化肥使用量的继续投入已经没有前几个阶段的贡献大。该阶段的方程如下:
lnY=0.254+0.205ln(X1)+0.805ln(X2)-0.0506ln(X3)
(-0.156) (5.440) (3.625) (-0.991)
R2为0.971,F值为11.006,X1代表农产品收购指数,X2代表化肥使用量,X3代表年末拥有生产性固定资产原值。
表2 1997)2002年因素贡献率分析 (%)
年份[***********]0120021997)2002剔除1998年的阶段贡献率
农产品收购价格贡献率
-0.1293.8892.3390.5180.278-0.0341.1430.594
化肥投入贡献率
0.413-4.429-0.651-0.2900.9170.877-0.5270.253
年末拥有生产性固定资产贡献率
-0.0510.2060.0770.462-0.097-0.1810.0700.042
剩余要素贡献率
0.7671.334-0.7650.310-0.0980.3380.6860.110
二、结 语
1.加大对农业的投入。主要是改善农业基础设施,充分利用WTO/绿箱政策0,加强农业公共基础设施建设,改善农业生产条件。
2.搞活农村市场经济,规范农业生产资料市场。要加大对农业生产资料市场不法商贩的打击
力度,规范市场秩序:在政府宏观调控下允许各种经济成分参与供给,增加供应渠道;确立农业社会化服务、市场服务规则,根据市场需要建立各种市场服务机构,特别是农业技术服务组织体系,以满足农民对科技的需求;改善农产品零售与批发市场、农产品运输能力、储藏保鲜设施及农村通讯设施,完善市场规则,提高市场组织和管理能力、打破垄断,创造公平竞争的环境。
参考文献
1.谢启南,韩兆洲.统计学原理.暨南大学出版社,20022.金水著.应用微观经济学.清华大学出版社,2001
3.彭代彦.农民进城的就业壁垒对农民收入增长和城乡收入差距的影响.华中科技大学学报(人文社会科学版),2002(3)4.王雅鹏等.有关农民收人问题的理论浅析.南方经济,2001(5)5.陈 艳等.农民收入增长环境分析.调研世界,2002(5)
责任编辑 吕新业
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