龔賢 鄭長德 肖怡然

(1.西南民族大學(xué)西南民族研究院，四川成都610041；2.成都市委黨校，四川成都610110；3.西南石油大學(xué)財(cái)經(jīng)學(xué)院,四川成都610112)

一、問題的提出

黨的十九大報(bào)告指出，綠色發(fā)展是人與自然和諧共生的現(xiàn)代化建設(shè)的客觀需要，是以“綠水青山就是金山銀山”理念推動(dòng)新時(shí)代中國特色社會(huì)主義思想在生態(tài)文明建設(shè)方面的重大實(shí)踐，有利于形成綠色低碳循環(huán)發(fā)展方式和生活方式，促進(jìn)生產(chǎn)發(fā)展、生活富裕、生態(tài)良好[1]。2015年8月，習(xí)近平總書記在中央第六次西藏工作座談會(huì)上指出，“要堅(jiān)持生態(tài)保護(hù)第一，采取綜合舉措，加大對(duì)青藏高原空氣污染源、土地荒漠化的控制和治理，加大草地、濕地、天然林保護(hù)力度?！盵2]由此可見，西藏作為資源富集區(qū)、水系源頭區(qū)、生態(tài)屏障區(qū)、邊疆地區(qū)和貧困地區(qū)，在生態(tài)環(huán)境硬約束趨緊的情況下，就應(yīng)圍繞綠色GDP做好生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展大文章，正確處理生態(tài)環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)增長的辯證關(guān)系，加強(qiáng)生態(tài)系統(tǒng)建設(shè)，推動(dòng)綠色特色產(chǎn)業(yè)發(fā)展，不斷提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展的軟硬環(huán)境，發(fā)展和鞏固先進(jìn)的社會(huì)生產(chǎn)力，釋放經(jīng)濟(jì)主體活力，全方位、多層次、寬領(lǐng)域增加農(nóng)牧民收入，全面實(shí)現(xiàn)西藏經(jīng)濟(jì)社會(huì)可持續(xù)發(fā)展。

西部大開發(fā)以來，西藏地區(qū)發(fā)展經(jīng)濟(jì)的政策更明朗、速度更快、效果更好。從2000—2015年，西藏農(nóng)牧民人均可支配收入增長了6.22倍、人均消費(fèi)支出增長了4.99倍(見圖1)?？傮w來講，西藏地區(qū)農(nóng)牧民的可支配收入和消費(fèi)水平都有明顯提高，但是人民群眾對(duì)美好生活的向往與區(qū)域發(fā)展不平衡不充分的矛盾依然客觀存在。進(jìn)入新時(shí)代，西藏應(yīng)牢固樹立“綠水青山就是金山銀山”理念，把生態(tài)資源優(yōu)勢轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展優(yōu)勢，把生態(tài)資本轉(zhuǎn)化為發(fā)展資本，努力實(shí)現(xiàn)生態(tài)保護(hù)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、民生改善互促共贏，積極建設(shè)“資源節(jié)約型、環(huán)境友好型”社會(huì)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)、穩(wěn)定、健康發(fā)展，以綠色創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)來發(fā)展和鞏固西藏地區(qū)農(nóng)牧經(jīng)濟(jì)，推動(dòng)農(nóng)牧民收入長期穩(wěn)定增長。

圖1：西藏農(nóng)牧民收入支出關(guān)系表

數(shù)據(jù)來源：1.筆者根據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒(2016年)》和《西藏統(tǒng)計(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒(2016年)》整理得到；2.2013年前農(nóng)村居民收支數(shù)據(jù)來源于獨(dú)立開展的農(nóng)村住戶抽樣調(diào)查。

二、文獻(xiàn)回顧

目前，國內(nèi)外對(duì)綠色發(fā)展與農(nóng)民收入增長關(guān)系的研究成果頗豐，大多集中在綠色經(jīng)濟(jì)、可持續(xù)發(fā)展、低碳經(jīng)濟(jì)、環(huán)境保護(hù)、能源消費(fèi)等領(lǐng)域。1962年，美國的雷切爾·卡森在《寂靜的春天》里首次關(guān)注環(huán)境，自此開始引起人們對(duì)生態(tài)環(huán)境保護(hù)的重視[3]。Vinod.Thomas(1999)把經(jīng)濟(jì)發(fā)展與增長的質(zhì)量作為發(fā)展速度的有力補(bǔ)充，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量是構(gòu)成增長進(jìn)程的關(guān)鍵性內(nèi)容，其中最重要的就是環(huán)境發(fā)展的可持續(xù)性[4]。Godwell Nhamo(2014)認(rèn)為“可持續(xù)發(fā)展—綠色增長—可持續(xù)發(fā)展”這樣的循環(huán)對(duì)發(fā)展中國家產(chǎn)生了巨大影響，資源集約化發(fā)展和過度消費(fèi)的問題只有通過綠色增長才能得以有效解決[5]。黃靜、葛斐、穆月英(2009)以新疆為例，通過引入勞動(dòng)力受教育水平、農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入、城鎮(zhèn)化水平等因素分析了影響農(nóng)民收入增長的一般情況并提出有效措施[6]。賈立(2015)采用1978—2013年的相關(guān)數(shù)據(jù)，運(yùn)用因子分析的方法揭示了農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)面因素、農(nóng)村科技面因素對(duì)中國農(nóng)民收入增長的正向促進(jìn)作用，而農(nóng)村金融與資本面因素則相反[7]。張曉莉(2007)認(rèn)為，西藏農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展，就是以不破壞農(nóng)業(yè)再生資源、不降低環(huán)境質(zhì)量為代價(jià)換取農(nóng)業(yè)的發(fā)展，要把保護(hù)生態(tài)環(huán)境和提高農(nóng)業(yè)資源的利用與滿足人類需要相結(jié)合,達(dá)到食物安全、生態(tài)合理和發(fā)展持續(xù)之目的[8]。沈宏益(2013)認(rèn)為，要從根本和長遠(yuǎn)解決西藏農(nóng)牧民持續(xù)增收等問題，就應(yīng)由“輸血型”財(cái)政向“輸血型+造血型”經(jīng)濟(jì)職能轉(zhuǎn)化的新型財(cái)政支農(nóng)政策[9]。徐瑞華(2009)運(yùn)用主成分回歸模型對(duì)影響西藏農(nóng)牧民收入的因素進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，西藏農(nóng)牧民增收主要靠政府的投資拉動(dòng)[10]。

從已有的研究來看，大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為農(nóng)民收入增長的主要?jiǎng)恿碜杂谛枨笤鲩L和投資拉動(dòng)，而對(duì)于在生態(tài)保護(hù)優(yōu)先綠色發(fā)展背景下，以創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)模式來促進(jìn)農(nóng)牧民收入增長問題的研究還比較稀少。當(dāng)前，世界各國都在推行以能耗低、污染小、排放少為基礎(chǔ)的低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，這勢必會(huì)為人類社會(huì)實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)文明、農(nóng)村進(jìn)步、農(nóng)民增收帶來前所未有的機(jī)遇。在綠色發(fā)展的基礎(chǔ)上，研究以西藏為代表的邊疆少數(shù)民族地區(qū)農(nóng)牧民收入增長對(duì)于治邊穩(wěn)藏意義重大、影響深遠(yuǎn)。

三、實(shí)證分析

(一)變量選取和數(shù)據(jù)收集

西藏綠色經(jīng)濟(jì)增長受到宏觀經(jīng)濟(jì)政策、地理區(qū)位、資源稟賦結(jié)構(gòu)、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平、勞動(dòng)力素質(zhì)等多種因素影響，要想把各種影響農(nóng)牧民收入增長的因素都分解出來，幾乎是不可能實(shí)現(xiàn)的。為了比較準(zhǔn)確地判斷在保護(hù)良好生態(tài)前提下，實(shí)現(xiàn)西藏農(nóng)牧民收入增長的一些較強(qiáng)影響因素，本文在借鑒國內(nèi)外專家學(xué)者研究農(nóng)牧民收入增長已有成果的基礎(chǔ)上，按照數(shù)據(jù)可得、指標(biāo)可計(jì)算的原則并結(jié)合西藏農(nóng)牧業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)狀選取了以下變量(見表1)。在確定影響西藏農(nóng)牧民收入增長的這些指標(biāo)后，筆者通過《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《西藏統(tǒng)計(jì)年鑒》、國家統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)等渠道收集整理了相關(guān)數(shù)據(jù)，為了消除數(shù)量和計(jì)量單位上的差別，對(duì)各項(xiàng)數(shù)據(jù)指標(biāo)進(jìn)行了無量綱化處理。

表1：變量及變量說明

(二)模型構(gòu)建

多元線性回歸模型是指含有多個(gè)解釋變量的線性回歸模型，用于解釋被解釋變量與其他多個(gè)解釋變量之間的線性關(guān)系[8]。根據(jù)前文所述，可以將影響西藏農(nóng)牧民收入增長的回歸模型設(shè)計(jì)為：

y=α0+α1x1+α2x2+……+αpxp+μ

上式中，α1是常數(shù)項(xiàng)，α1…αp是回歸系數(shù)，μ是隨機(jī)誤差。當(dāng)α≥2時(shí)，上式便是多元線性回歸模型。

(三)實(shí)證分析

1.運(yùn)用統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)西藏農(nóng)牧民人均可支配收入及其影響因素的數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)(見表2)，同時(shí)Pearson相關(guān)性檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)sig.=0<0.05，通過單尾檢驗(yàn)，說明農(nóng)牧民收入與這些影響因素呈正相關(guān)關(guān)系。

表2：變量描述性統(tǒng)計(jì)

數(shù)據(jù)來源：筆者計(jì)算得出。

2.通過“向后”的方法一次性將所有變量引入方程，并依次按照與被解釋變量相關(guān)性大小剔除相關(guān)性較小的各變量，直到所有變量都符合選入標(biāo)準(zhǔn)為止。經(jīng)回歸后的模型匯總表(見表3)、方差分析(ANOVAa)表(見表4)如下：

表3：模型匯總表g

表4：方差分析(ANOVAa)表

表5：回歸系數(shù)表a

農(nóng)用化肥施用折純量(萬噸)307.304206.9690.1151.4850.212 農(nóng)藥使用量(萬噸)-21796.7443824.792-0.180-5.6990.0054 (常量)-32715.5986055.873 -5.4020.003 農(nóng)牧民人均消費(fèi)支出(元)-0.3970.191-0.243-2.0840.092 第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口比例(%)195.23753.4060.7263.6560.015 糧食產(chǎn)量(萬噸)110.82123.1860.1404.7800.005 農(nóng)林牧副漁業(yè)總產(chǎn)值比例(%)-163.42243.879-0.465-3.7240.014 農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力(萬千瓦)17.9573.1571.1915.6870.002 農(nóng)作物總播種面積(千公頃)98.38618.6830.3245.2660.003 農(nóng)用化肥施用折純量(萬噸)266.135220.7320.1001.2060.282 農(nóng)藥使用量(萬噸)-21408.0564112.608-0.177-5.2050.0035 (常量)-27332.3674243.155 -6.4420.001 農(nóng)牧民人均消費(fèi)支出(元)-0.2150.121-0.132-1.7820.125 第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口比例(%)162.80247.8480.6053.4020.014 糧食產(chǎn)量(萬噸)101.39822.6390.1284.4790.004 農(nóng)林牧副漁業(yè)總產(chǎn)值比例(%)-170.40745.109-0.484-3.7780.009 農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力(萬千瓦)15.6642.6141.0395.9920.001 農(nóng)作物總播種面積(千公頃)94.94019.1480.3134.9580.003 農(nóng)藥使用量(萬噸)-19127.8103787.509-0.158-5.0500.0026 (常量)-24241.0354433.100 -5.4680.001 第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口比例(%)118.38246.7550.4402.5320.039 糧食產(chǎn)量(萬噸)80.91522.3280.1023.6240.008 農(nóng)林牧副漁業(yè)總產(chǎn)值比例(%)-138.24847.328-0.393-2.9210.022 農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力(萬千瓦)12.6802.2980.8415.5190.001 農(nóng)作物總播種面積(千公頃)91.15321.7860.3004.1840.004 農(nóng)藥使用量(萬噸)-17054.5344126.400-0.141-4.1330.004

a.因變量：農(nóng)牧民人均可支配收入(元)

3.根據(jù)回歸系數(shù)表(見表5)，由數(shù)據(jù)非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)B的數(shù)值可知，在“向后”回歸過程中依次建立的6個(gè)回歸模型如下：

模型1：Y=-50580.784-1.656X1+480.560X2+65.578X3-219.473X4+345.438X5+39.407X6+134.799X7+977.797X8-18346.482X9-6.170X10-67.997X11

模型2：Y=-60986.570-1.500X1+504.699X2+111.438X3-201.575X4+372.008X5+38.242X6+137.761X7+137.761X8-24931.340X9-4.825X10

模型3：Y=-40820.767-0.608X1+299.208X2+110.243X3-182.028X4+206.747X5+24.093X6+104.808X7+307.304X8-21796.744X9

模型4：Y=-32715.598-0.397X1+195.237X2+110.821X3-163.422X4+17.957X6+98.386X7+266.135X8-21408.056X9

模型5：Y=-27332.367-0.215X1+162.802X2+101.398X3-170.407X4+15.664X6+94.940X7-19127.810X9

模型6：Y=-24241.035+118.382X2+80.915X3-138.248X4+12.680X6+91.153X7-17054.534X9

從模型1到模型6，依次剔除了每萬人中大中專生人數(shù)比例、牲畜出欄數(shù)量、農(nóng)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值比例、農(nóng)用化肥施用折純量、農(nóng)牧民人均消費(fèi)支出等5個(gè)相關(guān)性較小的變量。從t統(tǒng)計(jì)量(表5)對(duì)應(yīng)的相伴概率顯著性水平均小于0.05可以判斷，只有模型6符合最終的回歸方程。

(四)模型檢驗(yàn)

1.擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：從表3可以看出，模型6中，R2=0.999，調(diào)整后的R2=0.997，兩個(gè)數(shù)值都非常接近于1，表明回歸方程的擬合程度很好，通過擬合優(yōu)度檢驗(yàn)。

2.回歸方程的顯著性檢驗(yàn)：設(shè)檢驗(yàn)的原假設(shè)H0與備擇假設(shè)H1,設(shè)定值為：H0：α2=α3=α4=α6=α7=α9=0，H1：至少有一個(gè)αp≠0，且p=2，3，4，6，7，9。由表4得出，模型6中F統(tǒng)計(jì)量=816.021，F(xiàn) 統(tǒng)計(jì)量服從以(k，n-k-1)為自由度的F分布，在顯著性水平a=0.05，自由度(6，7)下查F分布臨界值表得：F0.05=3.87，得出F=816.021>F0.05=3.87，則拒絕H0：α2=α3=α4=α6=α7=α9=0，說明自變量x2，x3，x4，x6，x7，x9與因變量y之間存在顯著的線性回歸關(guān)系。

3.回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)：設(shè)檢驗(yàn)的原假設(shè)H0與備擇假設(shè)H1,設(shè)定值為：H0：α2=α3=α4=α6=α7=α9=0，H1：至少有一個(gè)αp≠0，且p=2，3，4，6，7，9。如果H0：α2=α3=α4=α6=α7=α9=0為真時(shí)，統(tǒng)計(jì)量t服從自由度(n-k-1)的t分布，從表6可以看出，t0=-5.468，t2=2.532，t2=3.624，t4=-2.921，t6=5.519，t7=4.184，t9=-4.133。在顯著性水平=0.05時(shí)，查t臨界值表得出，t0.05/2(6)=2.447，tp的絕對(duì)值>2.447成立，則拒絕原假設(shè)H0：α2=α3=α4=α6=α7=α9=0，自變量x2，x3，x4，x6，x7，x9分別是因變量y的主要影響成分，說明回歸系數(shù)是顯著的。

從以上結(jié)論可以得出，模型6通過多元線性回歸檢驗(yàn)，所以，回歸方程模型為：

Y=-24241.035+118.382X2+80.915X3-138.248X4+12.680X6+91.153X7-17054.534X9

四、結(jié)論與政策建議

(一)結(jié)論

文章通過選取的11個(gè)影響西藏農(nóng)牧民收入增長的因素進(jìn)行線性回歸分析發(fā)現(xiàn)，綠色發(fā)展背景下西藏農(nóng)牧民人均可支配收入符合正態(tài)分布，第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員多、農(nóng)作物種植面積大、糧食產(chǎn)量高、農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度高等都會(huì)長期促進(jìn)農(nóng)牧民收入增長，而農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值在地區(qū)生產(chǎn)總值中比例的減少則會(huì)使農(nóng)牧民收入也隨之減少，說明西藏農(nóng)牧民收入增長的動(dòng)力還不夠足，增長方式也還較單一，農(nóng)牧民增收渠道還有待擴(kuò)大。

(二)政策建議

西藏要實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展與農(nóng)牧民收入持續(xù)增長既是建設(shè)生態(tài)文明、解決“三農(nóng)”問題的重中之重，也是全面脫貧攻堅(jiān)、奔康致富“一個(gè)民族都不能少”的重大決策部署。因此，要因地制宜抓好農(nóng)牧民增收工作，確保治邊穩(wěn)藏工作在頂層設(shè)計(jì)上更優(yōu)、在具體抓落實(shí)過程中效果更好。具體建議如下：一是在精準(zhǔn)扶貧大政策推動(dòng)下，因地制宜以發(fā)展“凈土健康”產(chǎn)業(yè)為帶動(dòng)構(gòu)建符合高原特征的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)體系，培養(yǎng)一支懂農(nóng)業(yè)、愛農(nóng)村、愛農(nóng)民的具有青藏高原特色的高素質(zhì)第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員隊(duì)伍，為區(qū)域糧食安全和農(nóng)牧民持續(xù)增收奠定堅(jiān)實(shí)的人力和產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)。二是擴(kuò)大綠色科技成果在農(nóng)牧業(yè)生產(chǎn)中的貢獻(xiàn)率，促進(jìn)農(nóng)牧業(yè)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)科技水平的提升，通過規(guī)范化管理、科學(xué)化實(shí)施、規(guī)?；б娴穆窂讲粩嗵岣咿r(nóng)牧業(yè)生產(chǎn)的機(jī)械化程度和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，全面奠定堅(jiān)實(shí)的農(nóng)牧民收入增長基礎(chǔ)。三是牢固樹立生態(tài)優(yōu)先、綠色發(fā)展的觀念，在高原地區(qū)大力發(fā)展有機(jī)農(nóng)業(yè)、生態(tài)農(nóng)業(yè)，引導(dǎo)農(nóng)牧民在農(nóng)牧業(yè)生產(chǎn)中減少對(duì)農(nóng)藥等化學(xué)藥物的依賴，促進(jìn)高原特色綠色農(nóng)業(yè)生態(tài)化發(fā)展，以此提高農(nóng)牧民生態(tài)價(jià)值收入。四是堅(jiān)持在保護(hù)中開發(fā)的原則，適當(dāng)開墾肥力較高、供氮供磷能力較強(qiáng)的土地用作農(nóng)業(yè)生產(chǎn)用地，同時(shí)加大土質(zhì)改造，通過黏摻沙、沙摻粘，種植豌豆等作物，多施有機(jī)肥料，使部分土壤質(zhì)地得到改良，從農(nóng)作物播種面積上保證糧食產(chǎn)量的增加和農(nóng)牧民收入的增長。五是加大財(cái)政對(duì)農(nóng)牧業(yè)生產(chǎn)和教育的投入，通過改善牧區(qū)教育環(huán)境、提高農(nóng)牧民子女的入學(xué)率、職業(yè)教育、技能教育、綠色證書培訓(xùn)等手段提升農(nóng)牧民的內(nèi)在素質(zhì)，充分體現(xiàn)知識(shí)能動(dòng)性對(duì)農(nóng)牧民增收的強(qiáng)大促進(jìn)作用。