本文摘要：摘 要：在后扶貧時代，促進(jìn)農(nóng)民收入持續(xù)較快增長，對鞏固脫貧攻堅成果和推進(jìn)其與鄉(xiāng)村振興有效銜接具有重要意義。文章以20012020年我國時間序列數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，結(jié)合鄉(xiāng)村振興的四大路徑，利用因子分析法提取公因子和因子載荷，并構(gòu)建SVAR模型進(jìn)行實證分析。結(jié)果表明：信息化
摘 要：在“后扶貧時代”，促進(jìn)農(nóng)民收入持續(xù)較快增長，對鞏固脫貧攻堅成果和推進(jìn)其與鄉(xiāng)村振興有效銜接具有重要意義。文章以2001—2020年我國時間序列數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，結(jié)合鄉(xiāng)村振興的四大路徑，利用因子分析法提取公因子和因子載荷，并構(gòu)建SVAR模型進(jìn)行實證分析。結(jié)果表明：信息化的長期增收效應(yīng)大于城市化的長期增收效應(yīng);在短期內(nèi)，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)改革與農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易市場化有助于農(nóng)民增收;農(nóng)業(yè)生產(chǎn)科技投入和農(nóng)業(yè)信息化的長期增收效應(yīng)高于短期增收效應(yīng)。
關(guān)鍵詞：后扶貧時代;農(nóng)民增收;因子分析;SVAR模型
引言
近年來，我國宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨的不確定性增加，農(nóng)民增收速度放緩，如何促進(jìn)農(nóng)民持續(xù)較快增收受到各界關(guān)注，促進(jìn)農(nóng)民增收不僅是鞏固脫貧攻堅成果的重要抓手，更是實現(xiàn)共同富裕目標(biāo)的必然選擇。2019 年中央一號文件提出要“增加農(nóng)民收入”，2020 年中央一號文件指出要“多渠道促進(jìn)農(nóng)民增收”，習(xí)近平同志也強(qiáng)調(diào)“農(nóng)業(yè)農(nóng)村工作，說一千、道一萬，農(nóng)民收入是關(guān)鍵”。
農(nóng)民問題是“三農(nóng)”問題的核心，增加農(nóng)民收入是實現(xiàn)共同富裕的必然要求。雖然2020年我國鄉(xiāng)村人口占比下降至 36.11%，但絕對數(shù)量仍然達(dá)到了5.6億左右。農(nóng)民收入增長關(guān)系到農(nóng)民個體獲得感和幸福感的提升，關(guān)系到鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的有效落實，也關(guān)系到新時代城鄉(xiāng)融合發(fā)展。由此可見，客觀分析農(nóng)民增收的影響因素具有重要的理論與實踐意義。
1 研究設(shè)計
1.1 變量界定
貧困地區(qū)農(nóng)民收入是農(nóng)民持續(xù)增收的重點和難點，脫貧攻堅的成功經(jīng)驗，為“后扶貧時代”以鄉(xiāng)村振興為契機(jī)促進(jìn)農(nóng)民增收提供了現(xiàn)實借鑒。從全國脫貧攻堅取得的成果來看，貧困地區(qū)農(nóng)村居民人均可支配收入，從2013年的6079元增長到2020年的12588元，年均增長11.6%，增速持續(xù)快于全國農(nóng)村平均水平，比其高出2.3個百分點。這主要得益于城市化水平提高、農(nóng)民人力資本水平提升、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平提升、農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、農(nóng)業(yè)市場化和農(nóng)業(yè)信息化的統(tǒng)籌協(xié)調(diào)發(fā)展為貧困地區(qū)、貧困群眾拓展增收渠道、穩(wěn)定就業(yè)收入注入了強(qiáng)勁動力。
1.2 數(shù)據(jù)描述分析
本文 2001—2019 年的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》，2020年相關(guān)數(shù)據(jù)來自2021年的《中國統(tǒng)計摘要》《國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》、Wind資訊等。從城鄉(xiāng)居民收入的相對比值來看，1983 年我國城鄉(xiāng)居民收入的比值為1.82，2000年我國城鄉(xiāng)居民收入的比值為 2.79，2010 年這一比值為 3.23，2015 年該比值為 2.73，2020年該比值為2.56。本文統(tǒng)計了1978—2020年我國城鄉(xiāng)居民收入及比值的變動趨勢，1983 年該比值達(dá)到最低點;1984年起，該比值雖有波動，但在2009年達(dá)到頂峰，此后逐年遞減，但是減速下降。但從城鄉(xiāng)居民收入的絕對數(shù)額來看，兩者的差距呈擴(kuò)大趨勢。
1.3 研究假設(shè)
本文受到王澤潤等(2020)[1]、何茜(2020)[2]研究的啟發(fā)，認(rèn)為農(nóng)民人力資本、城市化、農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易市場化、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)科技投資和農(nóng)業(yè)信息化對農(nóng)民增收存在直接或者間接作用效應(yīng)以及長期或者短期效應(yīng)。本文錨定脫貧攻堅取得的成果和數(shù)據(jù)分析趨勢，確定“后扶貧時代”農(nóng)民增收的關(guān)鍵影響因素，基于明瑟收入方程( Mincer income equation )[3]ln wage = a + b*edu + c*exp +d*exp2 進(jìn)行擴(kuò)展，加入表1中的解釋變量，提出以下假設(shè)：假設(shè)1：農(nóng)民人力資本的長期增收效應(yīng)大于城市化的長期增收效應(yīng)。假設(shè)2：農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)改革與農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易市場化在短期內(nèi)促進(jìn)農(nóng)民收入增長。假設(shè)3：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)科技投資和農(nóng)業(yè)信息化的長期增收效應(yīng)大于短期增收效應(yīng)。
2 實證分析
2.1 因子分析與主成分分析法
相比，因子分析法更側(cè)重于對被觀測變量之間的相關(guān)關(guān)系或者協(xié)方差之間的結(jié)構(gòu)進(jìn)行分析。因子分析的關(guān)鍵在于確定若干個對因變量產(chǎn)生潛在影響但是不能觀察的隨機(jī)變量來刻畫諸多變量之間的相關(guān)關(guān)系或者協(xié)方差關(guān)系[4]。
本文基于因子數(shù)目 m = 5 ，借鑒姜長云(2018)[5]、劉合光(2018)[6]對鄉(xiāng)村振興四大路徑的概括，以及王澤潤等(2020)[1]的公因子提取方法，對表1中15個變量提取公共因子，每一個綜合指標(biāo)對應(yīng)表1中的若干個變量，計算方法與表1相同。為了避免在因子分析時出現(xiàn)變量載荷不明確的情況，采取方差最大化的正交因子旋轉(zhuǎn)方法得到更顯著的因子，在總方差變動不大時結(jié)束旋轉(zhuǎn)。
2.2 結(jié)構(gòu)VAR模型分析
一般來講，簡化形式的 VAR 模型沒有確定變量之間當(dāng)期相關(guān)關(guān)系的形式，當(dāng)期相關(guān)關(guān)系隱藏在VAR模型右端的誤差項之中，通常被當(dāng)成無法解釋的隨機(jī)擾動[2]。
農(nóng)民收入對城市化沖擊的反應(yīng)在第2期達(dá)到頂峰，在第3期轉(zhuǎn)化成負(fù)效應(yīng)，在其余滯后期趨于0;農(nóng)民收入對農(nóng)民人力資本沖擊的反應(yīng)在第1期至第3期為正效應(yīng)，且在第3期達(dá)到頂峰，在第5期達(dá)到最低點，在其余滯后期趨于0，這證實了假設(shè)1，長期和短期效應(yīng)有待于通過方差分解進(jìn)一步檢驗。
農(nóng)民收入對農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)沖擊的反應(yīng)在各滯后期為負(fù)效應(yīng)，并且在0值上下波動;農(nóng)民收入對農(nóng)業(yè)科技投入沖擊的反應(yīng)在第1期至第2期為負(fù)效應(yīng)，在第3期達(dá)到頂峰，在其余各期圍繞0值波動，假設(shè)2得到證實。農(nóng)民收入對對外貿(mào)易沖擊的反應(yīng)在各個滯后期圍繞0值波動;農(nóng)民收入對信息化沖擊的反應(yīng)在第2期達(dá)到谷底，在第3期至第5期為正，在其余各期圍繞0值波動，假設(shè)3得到證實，長期和短期效應(yīng)有待于通過方差分解進(jìn)一步檢驗。
農(nóng)民收入自身貢獻(xiàn)率在第1期至第5期逐漸下降，在第6和第7期有所增加，第8期至第10期略微下降并穩(wěn)定在50%左右;城市化的貢獻(xiàn)率在第3期達(dá)到最大值，在其余各期波動不大，且穩(wěn)定在略低于10%的水平;信息化的貢獻(xiàn)率在第1期至第3期略低于城市化的貢獻(xiàn)率，自第 4 期開始高于城市化的貢獻(xiàn)率，在其余各期逐步穩(wěn)定在略高于10%的水平。
農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的貢獻(xiàn)率逐步增加，到第4期達(dá)到最大值，其余各期有所下降且穩(wěn)定在5%的水平;農(nóng)業(yè)科技投入的貢獻(xiàn)率在第4期達(dá)到最大值，在其余各期穩(wěn)定在略高于農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)貢獻(xiàn)率的水平;對外貿(mào)易的貢獻(xiàn)率在第5期以前低于農(nóng)村科技水平的貢獻(xiàn)率，在第5期以后與其非常接近，進(jìn)一步證實了假設(shè)2;人力資本的貢獻(xiàn)率最低。方差分析結(jié)果與因子分析結(jié)果基本一致，進(jìn)一步證實了假設(shè)3。
3 結(jié)論與建議
3.1 結(jié)論
本文結(jié)合鄉(xiāng)村振興的四大路徑，提取公共因子進(jìn)行模型構(gòu)建和實證分析得到如下結(jié)論：城市化和農(nóng)民人力資本水平變量序列平穩(wěn)且為1階單整，結(jié)合SVAR回歸結(jié)果可知，城市化和農(nóng)民人力資本水平均在1%置信水平上顯著促進(jìn)農(nóng)民收入增長，信息化的長期增收效應(yīng)大于城市化的長期增收效應(yīng)。農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易具有顯著正效應(yīng)，作用效應(yīng)大小略低于城市化和信息化水平，且兩者對農(nóng)民收入的影響持續(xù)時間久，與因子分析結(jié)果一致。
在短期內(nèi)，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)改革與農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易市場化有助于農(nóng)民增收。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)科技投入和農(nóng)業(yè)信息化的作用顯著，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)科技投入的方差貢獻(xiàn)率低于農(nóng)業(yè)信息化方差貢獻(xiàn)率，兩者對農(nóng)民收入的影響持續(xù)期相似。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)科技投入和農(nóng)業(yè)信息化的長期增收效應(yīng)高于短期增收效應(yīng)。
3.2 建議
(1)振興鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)，提升農(nóng)民人力資本，夯實農(nóng)民增收基礎(chǔ)。一是堅持新型城市化和鄉(xiāng)村振興融合發(fā)展，充分發(fā)揮城市化對鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的輻射帶動作用，為農(nóng)民在更大范圍內(nèi)創(chuàng)造就業(yè)機(jī)會，增加農(nóng)民工資收入。二是堅持以培育有文化、懂技術(shù)、善經(jīng)營、會管理的高素質(zhì)農(nóng)民為目標(biāo)，提高農(nóng)民勞動和經(jīng)營效率，促進(jìn)農(nóng)民工資收入和經(jīng)營收入穩(wěn)定增長。
(2)構(gòu)建現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營體系，發(fā)展優(yōu)勢特色產(chǎn)業(yè)，多渠道增加農(nóng)民收入。一是積極構(gòu)建現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)體系和經(jīng)營體系，大力發(fā)展智慧農(nóng)業(yè)，推進(jìn)作物種植自動化、精細(xì)化，提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，提高農(nóng)民經(jīng)營收入。二是在鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域，實施精準(zhǔn)招商，推進(jìn)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型與特色產(chǎn)業(yè)提升，大力發(fā)展優(yōu)勢特色產(chǎn)業(yè)集群，推動優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)軍高端市場，通過農(nóng)業(yè)提質(zhì)增效促進(jìn)農(nóng)民增收。
(3)激發(fā)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易市場活力，提升農(nóng)業(yè)信息化水平，為農(nóng)民增收注入新動力。一是全面盤活農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易市場，出臺優(yōu)惠措施，打通農(nóng)產(chǎn)品交易中的堵點、淤點，形成農(nóng)民持續(xù)增收的新動力。二是引導(dǎo)地方政府和項目承擔(dān)單位加大科技投入力度，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)農(nóng)村信息技術(shù)設(shè)施建設(shè)，加快現(xiàn)代信息技術(shù)與農(nóng)業(yè)深度融合，推進(jìn)農(nóng)業(yè)科技成果向現(xiàn)實生產(chǎn)力的轉(zhuǎn)化，注重高附加值農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)和加工，以科技力量促進(jìn)農(nóng)民增收。
參考文獻(xiàn)：
[1]王澤潤,吳振磊,白永秀,等.區(qū)域性扶貧政策的增長與分配效應(yīng)——基于集中連片特困區(qū)的經(jīng)驗證據(jù)[J].中國軟科學(xué),2020,(10).
[2]何茜.中國城鄉(xiāng)居民收入差距來源的結(jié)構(gòu)分解[J].統(tǒng)計與決策,2020,(20).
[3]李子奈,潘文卿.計量經(jīng)濟(jì)學(xué)(第四版)[M].北京:高等教育出版社,2015.
[4]高鐵梅.計量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模[M].北京:清華大學(xué)出版社,2009.
[5]姜長云.科學(xué)理解推進(jìn)鄉(xiāng)村振興的重大戰(zhàn)略導(dǎo)向[J].管理世界,2018,34(4).
[6]劉合光.鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的關(guān)鍵點、發(fā)展路徑與風(fēng)險規(guī)避[J].新疆師范大學(xué)學(xué)報(哲學(xué)社會科學(xué)版),2018,39(3).
作者：常文濤1，杜賓彬2
轉(zhuǎn)載請注明來自發(fā)表學(xué)術(shù)論文網(wǎng)：http:///jjlw/30050.html
