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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的论文摘要: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.
2、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
3、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
4、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
5、,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
6、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,
7、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,-1 (-1.01)(
8、-1.08)(-0.58)(-3.16) 模型二: △lx=-0.24+0.04△x5-1+0.04△x5-3+0.005△x6-2
