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蔬菜产业培育对我国农民人均收入的影响效应研究

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蔡旺

摘要：家庭是社会最基本的单元。增加农村家庭收入是“三农”工作的核心，是乡村振兴的促进剂。如何提高农民人均收入，是我国全面建成小康社会的重点。加快蔬菜产业培育是提高农民人均收入的有效途径。从影响蔬菜产业培育的多个因素中选取蔬菜播种面积、蔬菜产量、蔬菜出口量、蔬菜出口额、蔬菜平均商品率这5个因子，采用全国1990—2016年相关数据，运用多元回归分析的方法，研究蔬菜产业培育对农民人均收入的影响效应。结果表明，蔬菜产量和蔬菜出口额对农民人均收入的影响显著，而蔬菜播种面积、蔬菜出口量和蔬菜平均商品率对农民人均收入的影响并不显著。基于此，应充分利用科技力量，提高蔬菜产量，加快蔬菜流通效率，以增加农民收入;应继续增大蔬菜出口额，实现更大的蔬菜贸易顺差，以促进农民持续增收。

关键词：蔬菜产业培育; 农民人均收入; 影响效应; 多元回归分析

1 问题的提出

习近平总书记在2013年12月中央农村工作会议强调：“小康不小康，关键看老乡。一定要看到，农业还是‘四化同步的短腿，农村还是全面建成小康社会的短板。中国要强，农业必须强;中国要美，农村必须美;中国要富，农民必须富。农业基础稳固，农村和谐稳定，农民安居乐业，整个大局就有保障，各项工作都会比较主动。”[1] 家庭是社会最基本的单元，家庭收入是家庭幸福生活的保证。农村家庭是实现全面小康路上的薄弱环节，如何实现农村家庭收入的不断增长？这不仅是“三农”工作的中心，而且也是乡村振兴的重头戏，更是推进“四个全面”的重要一环。

农村居民家庭人均年家庭经营总收入，简称为农民人均收入，是指农村居民家庭当年从各个来源渠道得到的总收入。农民人均收入水平的高低，集中反映了一个国家的农村经济状况。自改革开放以来，我国农民人均收入获得大幅度提升。这得益于国家出台了很多惠民政策，以及农民本身的努力奋斗。但是，目前我国农民人均收入与城镇居民人均收入相比，还是存在较大差距。因此，研究影响农民人均收入的制约因素，千方百计增加农民人均收入，是我国当前乃至今后相当长一段时间内解决“三农”问题的重中之重。

国内对增加农民人均收入进行了大量研究，既有规范分析，又有实证研究。建议采取深掘农村土地制度改革、农村产业融合、郊县经济和特色镇等措施增加农民收入[2]。认为农业基础面因素和农村科技面因素对农民收入增长具有正向促进作用，而农村金融与资本面因素对农民收入增长具有负向效应[3]。通过加强顶层设计、增加系统思考、优化政策环境和产业环境，突出土地资本、健康资本、金融资本的作用等促进农民收入持续增长[4]。应建立财政支农资金的投入机制，创新财政支农资金的投入方式，确保农民收入持续增长[5]。认为农业信贷对农民增收具有较大的促进作用，存在正相关[6]。通过实证分析，认为财政支农比农业贷款更能有效地促进农民收入增长[7]。对农民创业活跃度影响农民收入的区域差异进行分析[8]。这些研究大部分跳出农业来谈农民增收，少有就农业本身做文章，也就是从外向性来分析，而不是从根本性来剖析。农业农村农民是一体的，农民的本在农业农村，必须就农谈农。农民的主要收入还是在农业，必须增加农民在农业板块的生产经营性收入。

增加农民人均收入的方法有很多，比如家庭农业生产经营收入、家庭在乡从事非农经营收入、外出务工收入、集体经济收入、财产投资性收入、转移性收入、租赁变卖财产收入、亲友赠送等各种收入。其中家庭农业生产经营收入是实行家庭联产承包责任制后农村家庭收入的最主要方式。而种植业与畜牧业是家庭农业生产经营收入中最重要的两大类。蔬菜是我国种植业中仅次于粮食的第二大农作物。国家统计局统计，2016年我国蔬菜面积为22 32.828万hm2左右，产量达79 779.71万t，1 a（年）产能可以满足150亿人的吃菜需求，相当于全球人口的2倍[9-10]。世界粮农组织统计，我国蔬菜的人均占有量为世界平均水平的3倍多。我国农民的蔬菜生产收入占人均纯收入的10%，占农民现金收入的25%～33%[11]。建国以来，我国非常重视蔬菜产业培育，农民通过种植、出售蔬菜获得的收入也大幅增加，蔬菜产业培育对农民人均收入的变化有着一定程度的影响。

2 模型设定及实证分析

选用农村人均收入作为因变量（Y），蔬菜培育的5个因子作为自变量。这5个自变量分别是蔬菜播种面积（X1）、蔬菜产量（X2）、蔬菜出口量（X3）、蔬菜出口额（X4）、蔬菜平均商品率（X5）。借助Eviews 9.0，采用多元回归分析的方法，研究5个自变量对因变量的影响。

2.1 变量定义

各变量的定义见表1。

2.2 数据来源

为全面了解蔬菜产业培育对我国农民收入的影响，本文选取 1990—2016年的数据展开研究。与该研究有关的6种数据的具体出处详见表2。

2.3 描述性分析

各变量的统计性描述见表3。

表 3显示，1990—2016 年农民人均收入和蔬菜产业培育各变量的值存在较大差异。农民人均收入（用“农村居民家庭人均年总收入”代替）的均值为5 694.16元，但最高达16 751.20元，而最低仅990.40元，变动范围为 15 760.8元，高低两者相差达16.91倍。可见，农民人均收入增幅明显。至于蔬菜播种面积、蔬菜产量、蔬菜出口量、蔬菜出口额和蔬菜平均商品率的高低相差倍数，通过计算，分别为3.52、4.73、8.50、20.76、1.10倍。由此可看出，在蔬菜产业培育的5变量中，蔬菜出口额的增幅最大，超过20倍。

2.4 散点图绘制

在Eviews 9.0中分别绘制X1、X2、X3、X4、X5與Y的散点图，详见图1～5。

从上述5个散点图可看出，蔬菜播种面积、蔬菜产量、蔬菜出口量、蔬菜出口额、蔬菜平均商品率与农民人均收入间不存在非线性关系。

2.5 模型构建

可见，各个自变量与因变量大体上均呈现线性关系，故可建立回归模型来研究蔬菜产业培育与农民人均收入的关系，建立的模型如下：

ln（Y）=α+β1ln（X1）+β2ln（X2）+β3ln（X3）+β4ln（X4）+β5ln（X5）+μi。

式中各变量的定义详见表1，μi表示随机误差项。此外，在过往实证研究中，笔者经常遇到数据出现异方差，以及量纲等非正常情况。为确保研究结果经受得住检验，笔者在实证过程中对全部数据都进行了取对数处理。

2.6 计算结果

用Eviews 9.0软件进行的回归分析，结果如表4所示。

根据表4数据，模型估计的结果为：

ln（Y）=-12.4+0.26ln（X1）+0.62ln（X2）-0.5ln（X3）+0.84ln（X4）+0.88ln（X5）（模型1）。

3 模型检验与预测

3.1 模型检验

3.1.1 经济意义检验结合表4与模型1，可得出表5的结论。

3.1.2 模型基本检验（1）拟合优度检验：在回归分析中，R2=0.989 7，调整后R2=0.987 3。可见，可决系数和修正的可决系数都很高，说明模型对样本的拟合很好。

（2）F检验：针对H0：β1=β2=β3=β4=β5=0，给定显著性水平α=0.05，由于F检验的概率值=0.00<0.05，故应该拒绝原假设，说明模型1的回归方程显著，即X1、X2、X3、X4、X5联合起来对Y有显著影响。

（3）t检验：分别针对H0：βi（i=1，2，3，4，5），给定显著性水平α=0.05，由表4可知，各个βi的P值分别是0.419 7、0.022 6、0.000 9、0.000 0和0.681 5。可见，X2、X3和X4通过了假设检验，而X1和X5则未通过，说明模型1还存在问题。究其原因，这很可能是由于变量间存在多重共线性引起的。

3.1.3 多重共线性检验计算各解释变量的相关系数，结果如表6所示。

一般情况下，如果每2个解释变量的简单相关系数比较高，如大于0.8，则可认为存在着较严重的多重共线性。从表6可看出，5个自变量内部确实存在着多重共线性问题。

3.1.4 修正多重共线性实务中，检验和解决多重共线性问题，可采用逐步回归法。现借用Eviews 9.0进行逐步回归。逐步回归后的结果详见表7。

从表7可以看到，在原始的X1、X2、X3、X4、X5 5个自变量中，通过采用逐步回归的方法，排除了X1、X3、X5 3个变量。则消除多重共线性后新的估计模型为：

ln（Y）=-4.94+0.47ln（X2）+0.66ln（X4）? （模型2）

模型2中，Y为农民人均收入;X2为蔬菜产量;X4为蔬菜出口额。

3.1.5 异方差性检验实务中，为诊断模型中是否存在异方差性，通常采用怀特（White）检验。具体检验结果，详见表8。

此检验中，样本数可决系数（nR2）=10.3769，在给定显著性水平α=0.05下，查χ2分布表，得临界值χ20.05（5）=11.0705。可见，nR2<χ20.05（5），故接受原假设，表明模型不存在异方差。所以，最终的模型即为模型2。

3.2 模型预测

由上述分析过程可知：农民人均收入和蔬菜产量、蔬菜出口额之间存在多元线性回归关系。因此，可根据模型2，预测出农民人均收入。表9是农民人均收入的模型值与实际值对比。

由表9可知，除1996、1997、1998、2010、2011年这5个年份外，其他年份的模型值和实际值都差别不大，整体而言，农民人均收入模型值与实际值没有显著差异。可见，模型2是合理的，能够据此用来预测将来的农民人均收入。因此，最终模型为：

ln（Y）=-4.94+0.47ln（X2）+0.66ln（X4）。

该模型中，Y为农民人均收入;X2为蔬菜产量;X4为蔬菜出口额。

4 结论与政策建议

4.1 研究结论

通过上述一系列的分析，可见农民人均收入与蔬菜产量、蔬菜出口额存在紧密的联系，并且蔬菜产量和蔬菜出口额这2个因素能直接影响农民人均收入，特别是蔬菜出口额的影响颇为明显。此外，本文在进行模型预测后还进一步发现，1990—2016年农民人均收入的模型值与实际值基本吻合，这再度佐证了本研究的科学性。当然，在现实经济生活中，蔬菜面积、蔬菜出口量和蔬菜平均商品率这3个因素，也会对农民人均收入产生一定的影响，只是属于间接影响罢了。

农民人均收入与蔬菜种植面积、蔬菜出口量、蔬菜平均商品率这3个因素应有直接关系，但本研究表明没有直接影响。本研究分析：（1）蔬菜种植面积越大，并不等于蔬菜產量越大。因为蔬菜生产受种子、水源、气候、设施设备、自然条件等因素影响很大，有可能“广种薄收”，甚至“广种绝收”，导致农民收入并无增加。（2）也许有些农民种植的部分蔬菜产品质量有欠缺，外观有瑕疵，在国际市场上缺乏竞争力，出口平均价格偏低，甚至出现售价低于成本的情况，导致出口数量越多，亏损越严重，而农民收入并无实质性增加。（3）虽然蔬菜平均商品率提高，但可能利润发生了转移。如出现了“两头叫，中间笑”的情况，即蔬菜流通方赚了大额利润。

因此，若要增加农民人均收入，可以围绕提高蔬菜产量和增大蔬菜出口额这两个方向大做文章。

4.2 政策建议

为达到增加农民人均收入之目的，在蔬菜产业培育中，应做到有的放矢，努力实现以下2点：

4.2.1 充分利用科技力量蔬菜产量受很多因素的影响，如蔬菜种子、蔬菜生产设施设备、蔬菜种植管理、蔬菜种植人员素质、科技水平、气候条件、土壤肥力、土壤含水量、水源状况、流通渠道、营销力度、消费行情等。首先，为了规避自然灾害，应大力发展设施蔬菜，增加设施蔬菜种植量，扩大设施蔬菜规模，增加设施蔬菜产量。其次，从供给侧发力，多施有机肥，多用物理方法驱虫，少用或不用农药，提高蔬菜品质，多生产绿色有机蔬菜。然后，采用科学的蔬菜流通方法，进行蔬菜的科学化加工，绿色包装，冷链运输，减少蔬菜的损耗率，提高蔬菜保有量。最后，倡导健康营养的饮食消费方式，扩大蔬菜消费量，进而促进蔬菜生产量。

4.2.2 继续增大蔬菜出口额我国是世界蔬菜出口大国，2010—2016年我国蔬菜进口额和出口额整体上均呈增长趋势。在农作物出口中，只有蔬菜实现贸易顺差，其余农作物均为贸易逆差。首先，对外加大蔬菜产品宣传力度，大力发展地理标志产品，做好品牌建设，推出一系列的优质蔬菜品种品牌，形成出口竞争优势。其次，加大与国外先进蔬菜生产国的交流力度，引进或者自行开发先进技术，生产出更多质优的蔬菜，提高蔬菜单价，做大出口业务。然后，扩大对外开放力度，将蔬菜出口到更多的国家和地区，实现蔬菜出口额总量的增加。最后，按照世界粮农组织制定的蔬菜质量要求，改进蔬菜品质，扩大蔬菜出口额。

参考文献

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[10] 中华人民共和国国家统计局. 中国统计摘要[M]. 北京：中国统计出版社，2017：114.

[11] 张志斌. 我国发展设施蔬菜的思考[C]//中国园艺学会设施园艺分会2015年学术年会， 2015.

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