唐娟莉

(西安石油大學 經(jīng)濟管理學院，陜西 西安 710065)

中國省域農(nóng)民收入倍增能力評價與分析

唐娟莉

(西安石油大學 經(jīng)濟管理學院，陜西 西安 710065)

研究利用2012年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用因子分析法和聚類分析法，對我國31個省級行政區(qū)的農(nóng)民收入倍增能力進行了綜合評價。研究表明，除北京、上海、江蘇、浙江、天津、遼寧、山東外，農(nóng)民收入倍增能力較弱，均低于0.5；各省級行政區(qū)農(nóng)民收入倍增能力差異較大；農(nóng)民收入倍增能力呈現(xiàn)出不均衡的狀態(tài)，且差距較大；農(nóng)民收入倍增能力與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平緊密相關。

農(nóng)民收入； 倍增能力； 因子分析； 聚類分析

“三農(nóng)”問題的核心是農(nóng)民收入問題。實現(xiàn)農(nóng)民收入倍增是確保經(jīng)濟持續(xù)快速增長的重要手段，是進一步縮小城鄉(xiāng)差距，改善農(nóng)民生活狀況、提升生活水平的需要。改革開放以來，我國農(nóng)村發(fā)生了翻天覆地的變化，農(nóng)村經(jīng)濟呈現(xiàn)出良好的發(fā)展態(tài)勢，農(nóng)民收入增長迅速，但高的增長率也可能會存在一些隱患，比如增長后勁不足，進一步增長乏力等問題[1]，現(xiàn)實問題也擺在了面前，即農(nóng)民增收面臨著外部環(huán)境變化的考驗[2]，增長速度出現(xiàn)了停滯不前甚至下降的趨勢，城鄉(xiāng)差距進一步擴大(城鄉(xiāng)差距達到了國際公認的結構失衡的程度，在此通過一組數(shù)據(jù)①數(shù)據(jù)來源：根據(jù)2015年《中國統(tǒng)計年鑒》相關數(shù)據(jù)計算而來。表明，2014年我國城鄉(xiāng)居民收入之比為3∶1，遠遠高于發(fā)達國家1.5∶1的水平)，嚴重挫傷了農(nóng)民的生產(chǎn)積極性，阻礙了農(nóng)業(yè)的快速發(fā)展及農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的實現(xiàn)，制約了農(nóng)村經(jīng)濟社會的發(fā)展，致使農(nóng)民收入增長陷入了一種低水平增長陷阱。加之國內(nèi)消費不足、社會矛盾加劇、農(nóng)產(chǎn)品的需求缺乏彈性、農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率較低等問題，致使如何持續(xù)提高農(nóng)民的收入水平，進一步縮小城鄉(xiāng)差距，已是我國農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展中亟待解決的重大問題。因此，在這種現(xiàn)實狀況下，如何實現(xiàn)農(nóng)民收入的倍增問題就顯得十分重要，這是推動農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的關鍵問題，也是新時期解決“三農(nóng)”問題，貫徹落實“十三五”規(guī)劃的重要問題。

縱觀目前的研究，農(nóng)民收入倍增的研究主要集中在農(nóng)民收入增加的制約因素、農(nóng)民收入倍增策略、倍增方式、制度設計等方面。農(nóng)民增收問題是收入倍增計劃的關鍵因素[3]，而土地流轉、政府引導、農(nóng)業(yè)專業(yè)合作組織和農(nóng)業(yè)投入等多方面的難題制約了農(nóng)民收入倍增計劃的實現(xiàn)[4]。農(nóng)民收入包括家庭經(jīng)營、外出務工、轉移性和財產(chǎn)性收入四個部分，因此，要同時增加各項收入以提高農(nóng)民的總體收入水平[5]，其中提高農(nóng)民的工資性收入和經(jīng)營性收入是農(nóng)民收入倍增計劃實施的主要著力點[6]；此外，需要實行以農(nóng)產(chǎn)品市場化為動力，以加強現(xiàn)代農(nóng)民培訓和農(nóng)村公共產(chǎn)品供給為內(nèi)、外源增收載體[7]，通過制度設計，從農(nóng)民家庭經(jīng)營要夯實基礎、引導農(nóng)民外出就業(yè)、深化農(nóng)村土地改革、加大支農(nóng)惠農(nóng)力度等方面[8]，確保農(nóng)民收入快速增長目標的實現(xiàn)[9]，而確保這一目標實現(xiàn)的根本著力點在于進一步增強農(nóng)民的消費能力[2]。

總體來看，目前對農(nóng)民收入倍增問題的研究，主要是定性的分析農(nóng)民收入倍增的制度保障機制、策略等，在定量分析上還很欠缺?；诖?，本研究利用2012年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，運用因子分析和聚類分析法，對農(nóng)民收入倍增能力進行了綜合評價和分析，以尋求實現(xiàn)農(nóng)民收入倍增的長效機制及其制度保障措施，從而有效地提高我國農(nóng)民的收入倍增能力和水平，為實現(xiàn)收入倍增計劃提供可借鑒的依據(jù)和策略，并為制定合理的農(nóng)村發(fā)展規(guī)劃提供理論和政策依據(jù)。

一、研究方法、指標選取與數(shù)據(jù)來源

(一)研究方法

本研究對我國2012年31個省級行政區(qū)的農(nóng)民收入倍增能力的綜合評價和分析主要是采用了因子分析和聚類分析法。

1．因子分析。因子分析是用少數(shù)幾個綜合指標表示多個觀察變量的多元統(tǒng)計方法，即將多個觀察變量的信息進行濃縮，并濃縮成少數(shù)幾個因子，同時信息的損失是最小的[10]。其模型的具體形式如下：

Xi=μ+ai1F1+ai2F2+...+aimFm+εi

(i=1,2,...,p)

式中，觀測到的隨機變量用Xi代表，公共因子用Fi代表，aij(j=1,2,...,m)為待估參數(shù)，即因子載荷，特殊因子用εi代表。

2．聚類分析。聚類分析是根據(jù)研究對象屬性進行分類的多元統(tǒng)計方法，即將差異程度較小(即相似程度較大)的聚為一類，將差異程度較大(即相似程度較小)的聚為不同的類[10]。

其基本思路是：①對原始指標數(shù)據(jù)進行標準化處理；②確定因子個數(shù)，因子累計方差貢獻率達到85%即可(也可為75%)；③運用方差最大正交旋轉法得到因子旋轉載荷矩陣；④采用回歸法計算主因子得分并排序；⑤根據(jù)主因子貢獻率的大小，計算因子綜合得分。⑥根據(jù)綜合得分對31個省級行政區(qū)進行聚類分析。

F=α1F1+α2F2+...+αmFm/δ

α1,α2,...,αm,δ分別為因子貢獻率和累計貢獻率。

(二)指標選取與數(shù)據(jù)來源

根據(jù)(科學性、可操作性、可比性等)評價指標選取原則，研究所選取的指標既要能反映區(qū)域內(nèi)農(nóng)民收入水平和資源擁有量，又能反映地區(qū)的協(xié)同能力和產(chǎn)出能力，同時要兼顧地區(qū)的發(fā)展?jié)摿?。于是，本研究在借鑒相關研究成果的基礎上，鑒于數(shù)據(jù)的可獲取性，主要選取了如下評價指標：

收入能力——該要素是決定區(qū)域農(nóng)民收入倍增能力的基礎，主要包括農(nóng)民人均純收入X1(單位：元)、農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)X2(單位：%)、鄉(xiāng)村從事非農(nóng)人口比例X3(單位：%)。

資源能力——該要素主要反映地區(qū)資源擁有量，主要是農(nóng)村居民人均家庭經(jīng)營耕地面積X4(單位：畝)。

協(xié)同能力——該要素主要反映地區(qū)之間的協(xié)調(diào)能力，主要包括第二、三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值X5(單位：億元)、居民人均儲蓄存款X6(單位：萬元)。

產(chǎn)出能力——該要素主要反映地區(qū)資源轉化狀況，主要是農(nóng)民人均農(nóng)林牧漁業(yè)產(chǎn)值(不包括從事非農(nóng)人口)X7(單位：萬元)。

以上指標數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計年鑒》，采集了2012年我國31個省級行政區(qū)的數(shù)據(jù)，用以評價與分析我國31個省級行政區(qū)農(nóng)民收入倍增能力。由于用以核算2014年農(nóng)民收入倍增能力的部分指標數(shù)據(jù)的缺失，要準確的核算農(nóng)民收入倍增能力，只能選取2012年的數(shù)據(jù)用以測算與分析。表1提供了上述所選指標的描述性統(tǒng)計結果。

表1 描述性統(tǒng)計結果

二、省域農(nóng)民收入倍增能力的實證分析

為了消除不同指標在量綱上的影響，首先對原始數(shù)據(jù)進行標準化處理，并計算其相關系數(shù)(見表2)。從表2可以看出，多數(shù)指標之間的相關系數(shù)較大，即具有較強的相關性。同時，進行KMO檢驗，檢驗結果見表3。由表3可知，KMO值為0.634，巴特利特球度檢驗統(tǒng)計量為134.305，相應的p值為0.000，這表明數(shù)據(jù)之間具有一定的相關性，做因子分析是適合的。

表2 相關系數(shù)矩陣

表3 KMO和巴特利特球度檢驗

由表4的變量共同度可知，除了農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)和第二、三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的共同度較低(分別為0.328和0.436)外，其他變量的共同度均超過0.774，說明因子分析的結果是有效的。

表4 變量共同度

(一)主因子的提取及含義的解釋

根據(jù)“特征值大于1”的原則，本研究提取2個公共因子，累計方差貢獻率達到70.887%(見表5)。此外，本研究也給出了碎石圖，如圖1所示。由圖1可得出，第二個點發(fā)生了明顯的轉折，于是，也是提取2個公共因子。因此，本研究運用選取的2個公共因子對我國省域農(nóng)民的收入倍增能力進行評價和分析。

圖1 碎石圖

為了對變量實際意義較為容易的作出準確的解釋，在此用因子旋轉載荷陣(見表6)進行解釋。同時，在此給出旋轉空間中的成分圖(圖2)。由表6和圖2可知，用以評價農(nóng)民收入倍增能力的7個指標可以濃縮為2個主因子，即在主因子F1中，影響程度較大的指標有：X1農(nóng)民人均純收入、X3鄉(xiāng)村從事非農(nóng)人口比例、X5第二、三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值、X6居民人均儲蓄存款4個指標，主要反映了地區(qū)農(nóng)民的收入能力和地區(qū)之間的協(xié)調(diào)能力，可將主因子F1概括為區(qū)域農(nóng)民收入能力和協(xié)同能力的綜合因子；在主因子F2中，影響程度較大的指標有：X2農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)、X4農(nóng)村居民人均家庭經(jīng)營耕地面積、X7農(nóng)民人均農(nóng)林牧漁業(yè)產(chǎn)值(不包括從事非農(nóng)人口)3個指標，主要反映了地區(qū)資源擁有量和地區(qū)資源轉化狀況，可將主因子F2概括為區(qū)域資源能力和產(chǎn)出能力綜合因子。

表5 特征值及方差貢獻率

表6 因子旋轉載荷陣

注：旋轉方法為方差最大旋轉法。

注：ZXi(i=1,2,…,7)表示原始指標數(shù)據(jù)進行標準化處理之后的指標數(shù)據(jù)。圖2 旋轉空間中的成分圖

(二)主因子得分及排名

表7提供了旋轉因子得分表，從旋轉因子總得分可以看出，X1農(nóng)民人均純收入、X6居民人均儲蓄存款、X7農(nóng)民人均農(nóng)林牧漁業(yè)產(chǎn)值等因素對農(nóng)民收入倍增能力產(chǎn)生了重要影響，X2農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)、X4農(nóng)民人均家庭經(jīng)營耕地面積等因素對其影響程度較小。因此，因子得分的總評價模型為：

F=0.222 16X1-0.146 06X2+0.14711X3+0.064 95X4+0.1307X5+0.203 27X6+0.189 11X7

表7 旋轉因子得分表

為了進一步明確我國各省級行政區(qū)農(nóng)民收入倍增能力的水平及其差異，本研究對各主因子的得分進行排序，同時通過加權匯總方式(權重為第一、第二主因子分別占兩個因子累計方差貢獻率的比重)計算主因子的綜合得分(見表8)，并進行相應排名(見圖3)。

我國農(nóng)民收入倍增能力由于各地經(jīng)濟發(fā)展水平、資源稟賦、協(xié)同能力等的不同，使得各地區(qū)農(nóng)民收入倍增能力呈現(xiàn)出不同水平，且差異較大。從農(nóng)民收入倍增能力各主因子得分情況看，對于主因子F1，北京、上海、浙江、江蘇、廣東、天津等省級行政區(qū)的得分居于全國前端，說明這些省級行政區(qū)在農(nóng)民收入能力、協(xié)同能力方面走在了全國前列，這與其地理位置優(yōu)勢、經(jīng)濟發(fā)展水平高等密不可分；甘肅、內(nèi)蒙古、黑龍江、云南、新疆、西藏等省級行政區(qū)的得分較低，處于全國后列，就其原因，主要是因為這些省級行政區(qū)地處偏遠、經(jīng)濟發(fā)展水平低、農(nóng)民本身的收入底子差等造成的。對于主因子F2，黑龍江、內(nèi)蒙古、吉林、新疆、遼寧等省級行政區(qū)的排名較為靠前，云南、四川、重慶、廣東、貴州、西藏等省級行政區(qū)的排名處于全國后列(見表8)。

圖3 農(nóng)民收入倍增能力綜合得分排名

地區(qū)F1排名F2排名綜合得分排名東部地區(qū)中部地區(qū)西部地區(qū)北京2.5990610.2856381.757851天津1.0664960.14417110.731125河北0.226100.05137130.1625011遼寧0.2431891.1345750.567316上海2.2510520.6298261.661542江蘇1.5325140.5146771.162403浙江1.669233-0.20714170.986944福建0.298158-0.45853200.0230114山東0.6695470.2265590.508467廣東1.15885-1.09856290.337989海南-0.7734125-0.0048215-0.4939325山西-0.2564918-0.3366918-0.2856518吉林-0.68995221.6524230.1617812黑龍江-0.99285282.871910.412458安徽-0.2090916-0.5515521-0.3336220江西-0.2061515-0.8401225-0.4366722河南-0.0418312-0.1565816-0.0835615湖北0.21127110.12867120.1812310湖南-0.3360819-0.6675824-0.4566223內(nèi)蒙古-0.96025272.0658420.1401013廣西-0.725423-0.6489823-0.6976127重慶-0.0549913-0.9128528-0.3669321四川-0.2094217-0.9020727-0.4612824貴州-0.7576724-1.320230-0.9622229云南-1.0561729-0.8694726-0.9882830西藏-1.2848131-1.4702631-1.3522431陜西-0.2036514-0.0005914-0.1298117甘肅-0.906826-0.5582622-0.7800628青海-0.6201621-0.405619-0.5421426寧夏-0.58024200.1733210-0.3062319新疆-1.0599301.530944-0.1178216

在表8中和圖3中，從因子分析的綜合得分及排名來看，我國31個省級行政區(qū)的農(nóng)民收入倍增能力具有顯著的區(qū)域差異，整體倍增能力較低，北京、上海、江蘇、浙江、天津、遼寧、山東等省級行政區(qū)除外，其余省級行政區(qū)的農(nóng)民收入倍增能力均低于0.5；31個省級行政區(qū)中農(nóng)民收入倍增能力得分較高的均位于東部地區(qū)，而得分較低的大多位于西部地區(qū)，這表明，我國特別是西部地區(qū)農(nóng)民的收入倍增能力急需進一步加強。我國31個省級行政區(qū)中，農(nóng)民收入倍增能力綜合排名排在前十的省級行政區(qū)有東部地區(qū)的北京、上海、江蘇、浙江、天津、遼寧、山東、廣東，中部地區(qū)的黑龍江、湖北，其綜合得分均為正值；其中，農(nóng)民收入倍增能力綜合得分最高的是北京市，其綜合得分為1.75 785，與北京是集文化、政治、經(jīng)濟等于一體的地位是分不開的。東部地區(qū)的北京、上海、江蘇、浙江、天津、遼寧、山東、廣東憑借其優(yōu)越的地理位置、較高的經(jīng)濟發(fā)展水平、較高的對外開放程度、發(fā)達的工業(yè)化程度、較高的城市化進程、豐富的資源等優(yōu)勢躍居于全國前列；中部地區(qū)的黑龍江、湖北憑借其良好的自然資源條件和良好的經(jīng)濟發(fā)展勢頭躋身于全國前列。另外，從排名前十省級行政區(qū)間的差距看，就排名前兩位的北京和上海而言，其差距為0.09 631，北京和廣東之間的差距為1.41 987；中部地區(qū)的黑龍江和湖北相比，其差距為0.23 122，表明各省級行政區(qū)農(nóng)民收入倍增能力的差異顯著。吉林、內(nèi)蒙古、福建、河南、新疆、陜西、山西等省級行政區(qū)的農(nóng)民收入倍增能力處于我國31個省級行政區(qū)的中等水平，其得分在各主因子上是不均衡的，導致其綜合得分較低。農(nóng)民收入倍增能力綜合排名處于全國后列的主要位于西部地區(qū)，有東部地區(qū)的海南，中部地區(qū)的安徽、江西、湖南，西部地區(qū)的寧夏、重慶、四川、青海、廣西、甘肅、貴州、云南、西藏，其綜合得分較低，且遠低于排名第一的北京，說明這些省級行政區(qū)的農(nóng)民收入倍增能力非常低。西部地區(qū)主要是由于地區(qū)資源擁有量和地區(qū)協(xié)同能力較低、政府支持程度欠缺、自然條件惡劣等原因?qū)е缕滢r(nóng)民收入倍增能力較弱。就綜合排名位于最后兩位的云南和西藏相比，云南的農(nóng)民收入倍增能力得分比西藏高0.36 396，這個差距較大，表明西部地區(qū)農(nóng)民收入倍增能力較弱，呈現(xiàn)出非平衡化的發(fā)展趨勢。

另外，為了直觀觀測指標數(shù)據(jù)的散布情況或者相關關系，本研究在此根據(jù)各主因子得分情況，給出各主因子得分散點圖，如圖4所示。

圖4 各主因子得分散點圖

(三)聚類結果分析

運用聚類分析中的K-均值聚類法把我國31個省級行政區(qū)的農(nóng)民收入倍增能力劃分為五個等級，各地區(qū)具體聚類結果如下：

第一類：北京、上海、江蘇、浙江。其共同特征是在主因子F1上得分最高，其農(nóng)民收入倍增能力位于全國前列。

第二類：吉林、黑龍江、內(nèi)蒙古、新疆。其共同特征是在主因子F2上得分最高，其農(nóng)民收入倍增能力處于全國中上游水平。

第三類：天津、山東、廣東、福建。其共同特征是在主因子F1上得分較高，其農(nóng)民收入倍增能力也較高，處于全國上游水平。

第四類：河北、遼寧、海南、山西、河南、湖北、陜西、寧夏。其特征不明顯。

第五類：安徽、江西、湖南、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、甘肅、青海。這一類區(qū)域的農(nóng)民收入倍增能力較弱，處于全國下游水平。

四、研究結論

利用2012年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，運用因子分析和聚類分析法，對我國31個省級行政區(qū)的農(nóng)民收入倍增能力進行了綜合評價。研究表明：第一，我國31個省級行政區(qū)中農(nóng)民收入倍增能力得分較高的均位于東部地區(qū)，而得分較低的大多位于西部地區(qū)，即我國東部地區(qū)大多數(shù)省級行政區(qū)的農(nóng)民收入倍增能力較強，中西部地區(qū)的農(nóng)民收入倍增能力較弱；第二，我國各地區(qū)農(nóng)民收入倍增能力呈現(xiàn)非均衡化發(fā)展態(tài)勢，且差距較大；第三，我國各地區(qū)農(nóng)民的收入倍增能力與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平緊密相關的；第四，農(nóng)民人均純收入、居民人均儲蓄存款、農(nóng)民人均農(nóng)林牧漁業(yè)產(chǎn)值等因素對農(nóng)民收入倍增能力產(chǎn)生了重要影響，農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)、農(nóng)民人均家庭經(jīng)營耕地面積等因素對農(nóng)民收入倍增能力的影響程度較??；第五，不同類型區(qū)域農(nóng)民收入倍增能力具有其不同的特點。因此，中西部地區(qū)要根據(jù)農(nóng)民收入倍增能力的發(fā)展態(tài)勢與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平，根據(jù)國家的發(fā)展戰(zhàn)略，比如借助中部之崛起和西部大開發(fā)戰(zhàn)略，增強區(qū)域經(jīng)濟實力，以期不斷提高中西部地區(qū)的農(nóng)民收入倍增能力的水平，不斷縮小東中西部地區(qū)之間的差距。

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(編輯：武云俠)

Evaluationandanalysisonthefarmers'incomemultiplicationabilityinChina

Tang Juanli

(SchoolofEconomicsandManagement,Xi′anShiyouUniversity,Xi′an710065,China)

An empirical research of 31 provincial administrative regions in China is done on the farmers' income multiplication ability with the method of factor analysis and cluster analysis by using the statistical data of 2012. The results show that in most provinces, the farmers' income multiplication ability is less than 0.5 except in Beijing, Shanghai, Jiangsu, Zhejiang, Tianjin, Liaoning, and Shandong. The farmers' income multiplication ability presents regional differences. The farmers' income multiplication ability is in an unbalanced with great difference. The farmers' income multiplication ability is closely related to regional economic development level.

Farmer income; Multiplication ability; Factor analysis; Cluster analysis

F323.8

：A

：1671-816X(2017)10-0016-07

2017-06-20

唐娟莉(1983-)，女(漢)，陜西扶風人，副教授，博士，主要從事農(nóng)村經(jīng)濟與產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟方面的研究。