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2018比较制度与非制度因素对我国农民增收影响分析

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发表于 2018-7-14 11:10:46 | 显示全部楼层 |阅读模式
    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
  1.1.1 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,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。
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