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1、促進(jìn)農(nóng)民增收 縮小城鄉(xiāng)收入差距 摘 要：本文基于1996-2011年四川省數(shù)據(jù)，從農(nóng)村人均純收入與人均GDP之比、鄉(xiāng)村就業(yè)人員數(shù)與總就業(yè)人員數(shù)之比、全社會(huì)固定投資總額占GDP比重、文盲率等因素出發(fā)對(duì)四川省城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)行實(shí)證分析。發(fā)現(xiàn)這四個(gè)因素中，農(nóng)村人均純收入與人均GDP之比對(duì)于縮小城鄉(xiāng)差距影響最大。增加農(nóng)民收入，是縮小城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)鍵。 關(guān)鍵詞：城鄉(xiāng)收入差距；城鄉(xiāng)收入比；促進(jìn)農(nóng)民增收；縮小城鄉(xiāng)差距 中圖分類號(hào)：F323.8 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A doi：10.3969/j.issn.1672-3309（x）.2013.06.53 文章編號(hào)：1672-3

2、309（2013）06-120-03 2011年在社科院報(bào)告《中國(guó)城市發(fā)展報(bào)告NO.4聚焦民生》中指出，我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距為3.23：1，成為世界上城鄉(xiāng)收入差距最大的國(guó)家之一。從全國(guó)范圍來(lái)看，不同區(qū)域，城鄉(xiāng)收入差距是不同的。我國(guó)城鄉(xiāng)收入比呈東部 一、四川省城鄉(xiāng)收入差距的現(xiàn)狀 （一）我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的總體狀況 2005年，國(guó)際勞工組織的數(shù)據(jù)顯示，絕大多數(shù)國(guó)家的城鄉(xiāng)人均收入比都小于1.6，只有3個(gè)國(guó)家超過(guò)了2，中國(guó)名列其中。而美、英等西方發(fā)達(dá)國(guó)家的城鄉(xiāng)收入差距一般是在1.5左右。我國(guó)城鄉(xiāng)收入比在改革開(kāi)放初期為2：1，2002年上升為3.11：1，之

3、后10年，我國(guó)城鄉(xiāng)收入比一直在3以上。由于政策、體制、資源稟賦等的不同，不同區(qū)域之間的城鄉(xiāng)居民收入必然存在差異。從圖1、圖2中可以看到，東部、中部地區(qū)城鄉(xiāng)收入比低于全國(guó)平均水平，而西部城鄉(xiāng)收入比，大于全國(guó)平均水平。城鄉(xiāng)居民收入比在東、中、西部地區(qū)之間存在規(guī)律變動(dòng)，東部中部。 （二）四川省城鄉(xiāng)收入差距現(xiàn)狀 2007年6月7日，成都市被國(guó)家發(fā)改委批準(zhǔn)設(shè)立為全國(guó)統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革試驗(yàn)區(qū)。隨后，四川省在城鄉(xiāng)統(tǒng)籌方面做了大量工作。至今，四川省城鄉(xiāng)統(tǒng)籌已有成效。2007年四川省農(nóng)村居民人均純收入3546.69元，2011年增至6128.55元，年均增長(zhǎng)18.2%。2011年四川省

4、城鄉(xiāng)收入比為2.92，是近6年以來(lái)首次下降到3以下。雖然，已有成效，但我們更應(yīng)該看到其中的不足。一方面，四川省自1990年來(lái)，城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)擴(kuò)大，從1990年的932.24元，增至2011年的11770.45元。另一方面，根據(jù)國(guó)際標(biāo)準(zhǔn)，城鄉(xiāng)收入比的合理范圍是2：1。顯然，四川省的城鄉(xiāng)收入比遠(yuǎn)非合理水平。促進(jìn)農(nóng)民增收，縮小城鄉(xiāng)差距，仍將是四川省今后工作的重點(diǎn)。 二、四川省城鄉(xiāng)收入差距的影響因素分析 影響城鄉(xiāng)收入差距的因素包括政治、經(jīng)濟(jì)、文化、社會(huì)等各方面，具體來(lái)說(shuō)可以包括：國(guó)家為提高農(nóng)民收入水平而采取的政策和措施；人民文化教育水平的提升；國(guó)家社會(huì)福利政策的影響；固定資產(chǎn)

5、投資帶來(lái)的機(jī)會(huì)不均等。本文將選取指標(biāo)：農(nóng)村人均純收入與人均GDP之比、鄉(xiāng)村就業(yè)人員數(shù)與總就業(yè)人員數(shù)之比、全社會(huì)固定投資總額占GDP比重、文盲率等。 （一） 確定模型 從圖3、圖4、圖5、圖6，各變量與Y的關(guān)系圖中可以發(fā)現(xiàn)X1、X2、X3與Y的關(guān)系為線性或?qū)?shù)關(guān)系，而X4與Y的關(guān)系不確定。 因此，可以初步確定模型：Y=α+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+ε 其中，Y為四川省城鄉(xiāng)收入差距，X1為農(nóng)村人均純收入與人均GDP之比，X2為鄉(xiāng)村就業(yè)人員數(shù)與總就業(yè)人員數(shù)之比，X3為全社會(huì)固定投資總額占GDP比重，X4為文盲率。 （二）回歸分析

6、 用eviews軟件進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如下： Y=51538.44 - 1428.421X1 - 62669.40X2 + 5341.312X3- 84.79995X4 （2.375099） （-0.756289） （-0.437805） （-1.787600） （4.762022） R^2=0.975799 DW=1.347956 F=161.2807 可決系數(shù)為0.967229，說(shuō)明模型擬合度較高。F=81.16501，且Prob.（F-statistic）=0，結(jié)果顯著。但是，模型中x1、x2、X4的prob.>0.05，且X1、X2不能

7、通過(guò)t檢驗(yàn)。因此，模型可能存在多重共線性。 （三）各因素間的相關(guān)性分析 如上表格，X1、X2之間具有高度的正相關(guān)性，X1、X3，X2、X3之間具有高度的負(fù)相關(guān)性。也就是農(nóng)村人均純收入與人均GDP的比值與鄉(xiāng)村就業(yè)人數(shù)與總就業(yè)人數(shù)的比值之間具有高度正相關(guān)性。而全社會(huì)固定投資總額占GDP比重與農(nóng)村人均純收入與人均GDP之比、鄉(xiāng)村就業(yè)人員數(shù)與總就業(yè)人員數(shù)之比則負(fù)相關(guān)。 （四）逐步回歸分析 為消除變量間的共線性，進(jìn)行逐步回歸分析。 1、分別對(duì)Y、X1 ，Y 、X2 ，Y 、X3， Y、 X4 分別進(jìn)行簡(jiǎn)單回歸，結(jié)果如下： （1） Y

8、 = 18568.06 -3 8219.25 X1 （17.42639） （-12.07763） R^2 = 0.912428 DW= 0.339479 F = 145.8691 （2） Y = 90765.32 -11429.7 X2 （14.30058） （-13.36840） R^2=0.927354 DW=0.960957 F= 178.7140 （3） Y = -1123.789 + 14768.18 X3 （-1.737584） （11.63360） R^2 = 0.906255 DW=

9、 1.732238 F= 135.3406 （4） Y = 12628.00 - 533.0372 X4 （8.307564） （-4.597025） R^2=0.601510 DW=1.244161 F=21.13264 上述方程中，X4前面的系數(shù)為負(fù)，也就是說(shuō)，提高文盲率有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，這與經(jīng)驗(yàn)不符，因此剔除參數(shù)X4。方程（1）前面的系數(shù)最大，可見(jiàn)農(nóng)村人均純收入與人均GDP之比對(duì)于縮小城鄉(xiāng)差距奉獻(xiàn)最大，與經(jīng)驗(yàn)相符合，因此選方程（1）作為初始模型。 2、將其他變量X2、X3分別導(dǎo)入上述初始模型，回歸分析結(jié)果： （

10、1） Y= 65386.75 - 14036.84 X1 - 73679.18 X2 （2.903544） （-1.173243） （-2.080899） R^2 = 0.934309 DW = 0.578923 F= 92.44834 （2） Y= 9201.416 - 20700.72 X1 + 7479.589 X3 （3.173860） （-3.610129） （3.364309） R^2=0.953187 DW=1.071096 F=132.3496 結(jié)果分析：引入X2，擬合優(yōu)度提高，且參數(shù)符號(hào)合理，變量X1未能

11、通過(guò)t檢驗(yàn)，DW=1.071096 引入X3，擬合優(yōu)度提高，且參數(shù)符合合理。X3能通過(guò)t檢驗(yàn)，但DW=1.07 從結(jié)果分析來(lái)看，線性模型沒(méi)有達(dá)到理想的結(jié)果。結(jié)果不理想，可能是由于變量存在異方差引起的。因此，需要對(duì)變量進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，消除異方差。 （五）異方差檢驗(yàn) 1、繪制各變量與RESID^2的散點(diǎn)圖，圖形如下，發(fā)現(xiàn)各變量均存在異方差。 2、重建模型。建立對(duì)數(shù)模型，并用加權(quán)最小二乘法消除異方差，取權(quán)數(shù)為1/abs（resid）。（前文中分析了X4的參數(shù)符號(hào)不合理，因此，對(duì)數(shù)模型中將不再對(duì)X4與Y的關(guān)系進(jìn)行分析。）由于X1、X2具有高度

12、正相關(guān)，對(duì)數(shù)模型中將對(duì)這兩個(gè)因素分開(kāi)進(jìn)行分析，回歸分析結(jié)果如下： （1） Y=81.42852 -7269.806 lnX1+2981.573 lnX3 （0.035900） （-4.714315） （4.024499） R^2=0.996958 DW=1.396999 F=623.5171 模型擬合優(yōu)度高，但是常數(shù)不能通過(guò)t檢驗(yàn)，去掉常數(shù)，修正模型得： （2） Y=-7643.977 lnX1+3065.207 lnX3 （-100.6460） （26.94860） R^2=0.999298 DW=2.548

13、715 修正后的模型擬合優(yōu)度提高，參數(shù)符號(hào)合理，變量能夠通過(guò)t檢驗(yàn)，且DU （3） Y=-4421.369-45202.30 lnX2+3755.882 lnX3 （-2.657128）（-10.45959） （7.548134） R^2=0.999962 DW=1.325261 F=3525.787 模型擬合度非常高，參數(shù)符號(hào)合理，且各參數(shù)能通過(guò)t檢驗(yàn)，DU 三、四川省促進(jìn)農(nóng)民增收的途徑 （一）農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化 農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化是農(nóng)業(yè)發(fā)展的必然趨勢(shì)。四川山多地少，實(shí)施大規(guī)模機(jī)械化操作，不可取。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化過(guò)程中

14、必須考慮其地形特征，趨利避害。對(duì)于能夠進(jìn)行機(jī)械化操作的地區(qū)，集中規(guī)劃，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化。對(duì)于不適于進(jìn)行機(jī)械化操作的地區(qū)，探索一條適于當(dāng)?shù)氐男⌒蜋C(jī)械化道路。另外，積極引導(dǎo)農(nóng)民，優(yōu)化農(nóng)產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，向具有高附加值或經(jīng)濟(jì)價(jià)值的方向發(fā)展。在山地面積比較大的地區(qū)，應(yīng)當(dāng)以林果業(yè)為主，并通過(guò)引進(jìn)現(xiàn)代化技術(shù)，實(shí)現(xiàn)林果業(yè)管理的現(xiàn)代化。 （二）合作社 合作社一頭聯(lián)系著農(nóng)民，一頭聯(lián)系著市場(chǎng)。對(duì)于引導(dǎo)農(nóng)民優(yōu)化農(nóng)產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，降低農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)入市場(chǎng)的成本，縮短農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)入市場(chǎng)的時(shí)間，發(fā)揮著重要作用。四川省2012年經(jīng)工商登記注冊(cè)的農(nóng)民專業(yè)合作社達(dá)到27241個(gè)，居全國(guó)第11位。近些年，四川省農(nóng)業(yè)合作社建設(shè)成效顯

15、著，但仍存在如區(qū)域發(fā)展不平衡、政策落實(shí)差、管理不規(guī)范、整體規(guī)模不大、單個(gè)規(guī)模小等問(wèn)題。在合作社建設(shè)方面，國(guó)內(nèi)外有許多成功經(jīng)驗(yàn)可以借鑒。四川省可以在綜合國(guó)內(nèi)外成功經(jīng)驗(yàn)的基礎(chǔ)上，結(jié)合本地實(shí)際，使合作社建設(shè)更加完善。 （三）農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營(yíng) 四川地處西部，由于區(qū)位上的原因，加之自然地理環(huán)境的影響，農(nóng)業(yè)在經(jīng)濟(jì)中占有較大比重。農(nóng)業(yè)以農(nóng)戶為主，分散經(jīng)營(yíng)，不利于降低成本，提高生產(chǎn)效率。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營(yíng)，有利于實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)的規(guī)模化，并能夠規(guī)避上述不利因素。四川省政府應(yīng)該制定相關(guān)惠農(nóng)政策，吸引企業(yè)對(duì)農(nóng)業(yè)的投資，走“企業(yè)+農(nóng)戶”，即企業(yè)與農(nóng)戶合作的模式，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營(yíng)。 （四）促

16、進(jìn)農(nóng)村人口就業(yè) 隨著現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的發(fā)展，以及城市化的不斷推進(jìn)，將會(huì)有越來(lái)越多的農(nóng)村人口脫離第一產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)向第二、第三產(chǎn)業(yè)。在促進(jìn)就業(yè)方面，需要政府政策支持。更多惠農(nóng)體制的建立，讓進(jìn)城務(wù)工人員能享受同等待遇，使之能安心、踏實(shí)地工作。加強(qiáng)農(nóng)村勞動(dòng)力的崗前培訓(xùn)，使之具備工作必備的技能，而獲得工作的機(jī)會(huì)。 （五）增加對(duì)農(nóng)村、農(nóng)業(yè)的投資 前面的分析可以發(fā)現(xiàn)，全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額的增加并不能縮小城鄉(xiāng)差距。主要是因?yàn)楫?dāng)前投資結(jié)構(gòu)不合理，固定資產(chǎn)投資大部分是用于城鎮(zhèn)，從而加大了城鄉(xiāng)收入差距?，F(xiàn)代農(nóng)業(yè)的發(fā)展，需要引入大量的資金。增加對(duì)農(nóng)村、農(nóng)業(yè)的投資，一方面將資金用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)工具、基

17、礎(chǔ)設(shè)施的改造，有利于提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收，更有利于推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程。另一方面，將資金投資于農(nóng)村教育，提升農(nóng)民素質(zhì)及掌握現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)技術(shù)的能力，有利于農(nóng)業(yè)的持續(xù)增收和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的實(shí)現(xiàn)。 ■ 參考文獻(xiàn)： [1] 李子奈、潘文卿.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)（第三版）[M].高等教育出版社，2010. [2] 陳元?jiǎng)?、周沖.重慶城鄉(xiāng)收入差距實(shí)證分析及政策建議[J].重慶理工大學(xué)學(xué)報(bào)，2011，（12）. [3] 熊鄧靈、李芳麗.城鄉(xiāng)收入差距影響因素的實(shí)證分析[J].科學(xué)咨詢，2011，（04）. [4] 胡雪琴.社科院：中國(guó)成世界城鄉(xiāng)收入差距最大國(guó)家之一[N].中國(guó)經(jīng)濟(jì)周刊，2011-9-20. [5] 中國(guó)經(jīng)濟(jì)網(wǎng).國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距正在縮小[N].http：//，2011-10-20. 第 9 頁(yè) 共 9 頁(yè)