摘 要:将影响农民增收的制度性和非制度性因素综合考虑,运用johanson协整检验和误差修正模型进行实证分析。研究结果表明:与非制度因素相比,制度因素在农民增收中的影响力更大。
关键词:农民增收;制度;二元化经济体制
自2007年8月由美国次贷危机引发的金融危机席卷美国、欧盟和日本等主要世界金融市场时,“出口”和“投资”对我国经济增长的拉动效应逐渐减弱。为了保持我国经济持续健康平稳地增长,当务之急是扩大内需。而扩大内需的关键是农民增收。
1 变量和数据来源
1.1 变量选择
1.1.1 制度因素
(1)土地产权制度(x1)。
由于农民土地产权制度的改革有明显的时间界限,本文据此对农民增收的土地产权制度进行量化。以土地产权政策的改革为界限,对其赋值,介于0—1之间,越接近0说明农民增收的壁垒越高,越接近1说明农民增收的壁垒越低。1978—2003年取0.3,1984—2003年取0.5,2004—2007年取0.7,这种赋值在一定程度上反映土地产权制度的变化。
(2)户籍制度 (x2)。
本文同样给其赋于0—1之间的值以便量化。越接近0说明户籍制度越严格,农民增收的壁垒越高,越接近于1说明户籍制度越宽松,农民增收的可能性越高。赋予1978—1983,1984—1985,1986—1993,1994—2007的值分别是0.1,0.3,0.5,0.7,这在一定程度上说明了户籍制度的变动。Www.11665.COm
(3)社会保障制度 (x3)。
本文按照社会保障制度的改革时间给其赋0—1之间的值。越是接近0说明社保制度越不完善,农民增收的可能性越小,反之,则较大。赋予1978—1991,1992—2000,2001—2006,2007的值分别是0.1,0.3,0.5,0.7,这在一定程度上说明了社会保障制度的变动。
1.1.2 非制度因素
(1)农村工业化程度(x7),用乡镇企业就业人数除以农村劳动力表示。
(2)人均农业财政支出(x5),用农业财政支出除以农村人口得到。
(3)农产品价格指数(x6),用全社会食品类零售商品价格指数替代,并以1978 年为基期。
(4)农产品总产量(x8),用粮食、棉花、油料、麻类、甘蔗、甜菜、烟草、蚕丝、茶叶、水果的年产量加总表示。
1.2 数据来源
本文采用的数据样本期为1978年—2007年。农民收入(x)这一因变量用农民人均纯收入表示。
2 模型,实证检验与结果分析
2.1模型建立
将待检验的制度因素,非制度因素与农民纯收入之间建立如下模型:
模型一:lxt=f(x1,x2,x3,x4)。
模型二:lxt=g(x5,x6,x7,lx8)。
其中f表示制度因素与农民增收之间的函数关系,g表示非制度因素与农民增收之间的函数关系。t表示年数,t=1,2,…30。
2.2 单位根检验
对于经济时间序列模型来说,在对变量的协整检验之前,必须验证变量的平稳性。而验证变量是否平稳的过程就是单位根检验。本文主要采用pp(phillips—perron)检验。
对各变量进行pp检验结果如表1所示。从表中可以看到,变量lx,x1,x2,x3,x4,x5,x6,x7,lx8的pp统计量均大于在各显著水平下的临界值。故而不能拒绝各序列存在单位根的原假设,是非平稳的。进而对各变量进行一阶差分,结果显示:△lx,△x1,△x2,△x3,△x4,△x6的pp统计量大于1%临界值,△x5,△x7,△lx8的pp统计量大于5%临界值。表明在95%的显著性水平下拒绝存在单位根的原假设,认为各序列是平稳的一阶单整的时间序列。
注:表中用△表示一阶差分,用**表示在1%的显著性水平下拒绝存在单位根的原假设,即在1%的显著水平下认为序列是稳定的,用*表示在5%的显著性水平下拒绝存在单位根的原假设,即在5%的显著水平下认为序列是稳定的。
2.3 协整检验及结果分析
根据协整理论,同阶单整序列可以进行协整检验。本文采用johanson检验对影响农民增收(lx)的制度性因素(x1,x2,x3,x4)和非制度性因素(x5,x6,x7,lx8)分别进行协整检验,以考察制度性因素,非制度性因素和农民纯收入之间是否存在长期稳定的均衡关系。协整检验的结果如表2所示,我们可以得知制度性因素中的各变量、非制度因素中的各变量与农民纯收入之间都存在协整关系。相应的协整系数标准化如表3所示。检验的结果与理论分析是一致的,即制度因素中土地产权制度(x1)、户籍制度(x2)、社会保障制度(x3)都与农民增收呈现正相关关系,wto政策与农民增收呈现负相关关系;非制度因素中各变量与农民增收均呈正相关关系。即说明制度越健全,非制度因素越是有利于农民增收,农民增收的程度就越大。制度因素中对农民增收的影响力由大到小的顺序是社会保障制度(x3)、土地产权制度(x1)、户籍制度(x2)与wto政策(x4);而非制度因素中对农民增收影响力的先后次序为农产品产量(lx8)、农村工业化程度(x5)、农产品价格(x7)与农民人均财政支出(x6)。
注:用*表示协整似然比大于5%临界值,即制度因素和非制度因素与农民纯收入之间存在长期稳定的均衡关系。
注: std.err.表示渐进标准误差,cons表示常数项。
2.4 误差修正模型
误差修正模型是建立在协整理论基础上,是一种长短期结合的、具有高度稳定性的模型。根据以上两个协整关系建立相应的两个误差修正模型,滞后期数为协整方程中的滞后期数减1。去掉不显著的变量从而得到较简洁的误差修正模型如下:
模型一:
△lx= -0.13+ 0.11△lx-1- 0.63△x1-1- 0.65△x2 +
(3.57)(-0.57) (0.99) (0.334)
0.48△x2-1+ 0.51△x3-1+ 0.66△x4-1+ 0.43 ecm-1
(-1.01)(-1.08)(-0.58)(-3.16)
模型二:
△lx = -0.24 + 0.04△x5-1+ 0.04△x5-3+ 0.005△x6-2+
(1.13)(-0.96)(-1.2)(-1.55)
0.01△x7-2.2△lx8+2.9△lx8-1+1.6△lx8-3+ 1.1ecm-1
(-2.02)(1.01)(-0.8)(-0.93)(-1.92)
从以上两个协整方程的误差修正模型来看,短期波动和长期均衡是影响农民增收的波动的两部分。
3 结论和政策建议
(1)制度因素是制约农民增收的深层次原因,即区位劣势,改革和完善制度因素事在必行。
首先,社会保障制度急需加强。一方面,在政府用于社会保障的财政资金中,农村少而城市多,差距鲜明。另一方面,伴随着家庭规模的小型化、子女外出务工和农村人口老龄化的加剧,农村的家庭保障功能持续削弱。
其次,土地产权虚位,侵害了农民土地财产收益。农村土地集体所有制是目前“三农”问题和贫困问题的首要根源。
最后,分割城乡的户籍制度是阻碍农民增收的又一道枷锁。二元户籍制度使大量农民长期束缚在土地上而不能自由流动,严重阻碍农村剩余劳动力转移。
(2)非制度因素对农民收入增长都有促进作用,呈现明显的区位优势。
首先,农产品产量和农村工业化程度是农民收入的主要影响因素,这在一定程度上说明规模化大生产和转移农村剩余劳动力有助于农民增加收入。一方面,目前的农村家庭联产承包责任制,是以土地小块经营为基础的,这就从根本上排斥了土地的规模经营,限制了土地收益的空间。需完善土地管理,加强土地流转。另一方面,大力推进农村剩余劳动力合理有序地转移,提高非农产业收入水平。
其次,政府对农产品的支持价格与支农惠农政策也有助于农民收入的增加。
综上所述,目前为了增加农民收入,缩小城乡差距,实现农村经济的现代化,必须改革分割城乡的二元化经济体制和增强政府支农惠农的政策。
参考文献
[1]蔡昉,林毅夫.中国经济[m].北京:中国财政经济出版社,2003.
[2]尚启君.我国农业劳动力收入增长的阶段性变化原因分析[j].农村经济,1998,(5).
[3]李强,何晓斌.试析我国农民收入状况[j].经济学动态,2002,(9).
