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1、比较制度与非制度因素对我国农民增收影响分析 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
2、。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。 (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
3、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
4、 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,X
5、2,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
6、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(
7、X2)、社会保障制度(X3)都与农民增收呈现正相关关系,].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).
