財政農(nóng)資收入對農(nóng)民的影響研究財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)民收入增長關(guān)系研究

預(yù)算支出是政府調(diào)整經(jīng)濟的主要手段。在中國社會主義市場經(jīng)濟的建立和不斷完善的過程中，預(yù)算支出不僅承擔(dān)著支持文化和教育、科學(xué)和社會保障、醫(yī)療和衛(wèi)生、流動和支付等任務(wù)，而且通過農(nóng)業(yè)投資促進農(nóng)業(yè)發(fā)展，提高農(nóng)民收入。深入分析中國財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)村居民收入增長之間的關(guān)系,對于充分發(fā)揮政府對農(nóng)業(yè)發(fā)展的財政支持作用具有重要的意義。一、對財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)村居民收入增長關(guān)系的實證分析國內(nèi)學(xué)者在財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)村居民收入增長關(guān)系方面所做的研究大多為定性研究,定量分析方面的文章并不多見,且模型選擇較為簡單。李煥彰、錢忠好在運用格蘭杰因果檢驗法驗證財政支農(nóng)支出增長和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長之間關(guān)系的基礎(chǔ)上,認為農(nóng)業(yè)公共產(chǎn)品投入不足極大地制約著中國農(nóng)業(yè)可持續(xù)增長的潛力,為最大限度地提高財政支農(nóng)資源的配置效率,必須大幅度增加農(nóng)業(yè)科技投入,適度增加農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施投入,壓縮農(nóng)業(yè)事業(yè)費支出,并在政策層面上進一步改革和完善財政支農(nóng)政策的制定和執(zhí)行機制。楊林娟、戴亨釗對甘肅省財政支農(nóng)支出與農(nóng)民收入增長之間的關(guān)系進行了實證研究,認為財政支農(nóng)支出是甘肅農(nóng)民收入增加的主要推動力,當(dāng)財政對農(nóng)業(yè)每增加1%的投入,農(nóng)民人均收入將增加148.8元。石建平采用logit模型分析了財政支農(nóng)資金中的各類支出對農(nóng)民人均收入的影響關(guān)系,得出農(nóng)業(yè)支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)科技三項投入和農(nóng)業(yè)救濟支出對農(nóng)民增長具有積極的推動作用。邢文洋采用邊際效應(yīng)分析方法分析了財政支農(nóng)支出與農(nóng)民收入之間的關(guān)系,也認為財政支農(nóng)支出對農(nóng)民收入增長有正向的促進作用。在用VAR模型對財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)村居民收入增長關(guān)系研究方面,劉宏杰基于VAR模型分析了中國財政農(nóng)業(yè)支出與第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的關(guān)系。劉宏杰、李素娜運用VAR模型對1978~2007年中國財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)村居民家庭人均純收入之間的關(guān)系進行經(jīng)驗研究,結(jié)論表明:中國財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)村居民家庭人均純收入之間有正相關(guān)關(guān)系,財政農(nóng)業(yè)支出沖擊對農(nóng)村居民家庭人均純收入具有正向影響;財政農(nóng)業(yè)支出沖擊后的第8年,對農(nóng)村居民家庭人均收入的正向影響達到最大,對其波動的貢獻份額也呈上升趨勢;農(nóng)村居民家庭人均純收入沖擊對財政農(nóng)業(yè)支出有一定的積極作用,第10年的影響最大,對財政農(nóng)業(yè)支出波動的貢獻較小。但劉宏杰、李素娜只是用VAR模型研究了財政農(nóng)業(yè)總支出與農(nóng)村居民人均純收入之間的動態(tài)關(guān)系,并未分別研究各項財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)村居民人均純收入之間的動態(tài)關(guān)系。陳燦煌以中國1980~2005年度數(shù)據(jù)為樣本,基于VAR模型檢驗了政府財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)村貧困減少的動態(tài)關(guān)系。結(jié)果顯示,從長期看,財政農(nóng)業(yè)支出是降低農(nóng)村貧困發(fā)生率的有效途徑,但同時也加劇了貧困深度和貧困強度;從短期看,財政農(nóng)業(yè)支出減少貧困的效果不明顯。劉玉川則利用誤差修正模型研究了各項財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)民增收的影響,研究結(jié)論表明:財政支農(nóng)對于增加我國農(nóng)民收入具有十分重要的作用,但是各項財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)民增收的影響存在一定的差異。崔姹利用河北省1978~2008年農(nóng)業(yè)貸款、財政支農(nóng)投入和農(nóng)民收入的實際數(shù)據(jù),通過平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整檢驗和格蘭杰非因果檢驗,進行脈沖分析和方差分解,研究表明:1978~2008年河北省財政農(nóng)業(yè)支出和農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)民收入的提高的沒有起到應(yīng)有的作用。李燕凌利用縣鄉(xiāng)政府2004~2006年的混合數(shù)據(jù)對縣鄉(xiāng)政府財政農(nóng)業(yè)支出效率進行了實證分析,研究表明:目前縣鄉(xiāng)政府財政支農(nóng)支出產(chǎn)生了較好的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率,但功能覆蓋面較窄、缺乏個性化公共服務(wù)、對農(nóng)民收入水平反應(yīng)不敏感。綜上可知,以往研究具有如下特點:一是采用的時間序列數(shù)據(jù)有限,主要運用這些數(shù)據(jù)對財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)民收入進行相關(guān)性分析,并不能反映它們之間存在的動態(tài)關(guān)系;二是在研究中假定經(jīng)濟數(shù)據(jù)平穩(wěn),但在實證研究中,大多數(shù)的宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)都是非平穩(wěn)或者帶有趨勢的,如果直接進行回歸,極有可能導(dǎo)致偽回歸現(xiàn)象;三是沒有分別對各項財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)民收入互動關(guān)系進行研究。由于傳統(tǒng)的相關(guān)(協(xié)整)分析和VAR分析可能產(chǎn)生誤導(dǎo),國際學(xué)術(shù)界近年來普遍采用結(jié)構(gòu)向量自回歸(SVAR)方法考察財政政策效應(yīng)。目前用該方法考察農(nóng)業(yè)財政政策效應(yīng)在我國尚屬空白。本文使用SVAR方法就農(nóng)業(yè)財政政策對農(nóng)村產(chǎn)出與居民消費的影響進行沖擊響應(yīng)、方差分解,同時考察財政農(nóng)業(yè)支出的具體項目,包括支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)科技三項費用、農(nóng)村救濟費與農(nóng)村居民收入的動態(tài)關(guān)系?；谏鲜鲈?本文借鑒國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)村居民收入問題的研究成果,克服其研究方法的不足,將研究視角拓展到國家層面,運用結(jié)構(gòu)式向量自回歸模型分別對各項財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)村居民收入之間的關(guān)系進行研究,從動態(tài)的角度來分別考察各項財政農(nóng)業(yè)變化對農(nóng)民收入增長的促進作用。二、中國農(nóng)業(yè)支出的現(xiàn)狀(一)改革開放以來中國財政農(nóng)業(yè)支出占國家財政支出的比重日益下降國家財政對農(nóng)業(yè)的支出總量幾乎呈逐年上升的趨勢(見圖1),但國家農(nóng)業(yè)支出占財政總支出的比重卻存在一定的下降趨勢(見圖2)。財政用于農(nóng)業(yè)的支出總量,是衡量政府對農(nóng)業(yè)支持程度的重要標(biāo)準(zhǔn),改革開放以來,中國財政農(nóng)業(yè)支出從1978年的150.66億元增加到2010年的8579.7億元,是1978年財政農(nóng)業(yè)支出的56.9倍。但是財政農(nóng)業(yè)支出總額占國家財政支出總額的比重整體上呈現(xiàn)下降趨勢,1979年最高時達到13.7%,2003年最低時卻僅為7.12%。財政凈投入占財政農(nóng)業(yè)支出的比重等指標(biāo)也均呈下降趨勢,從這些指標(biāo)來看,國家財政對農(nóng)業(yè)的實際支持程度在不斷的下降,這說明相對于改革開放初期,我國近年來的財政支農(nóng)力度并不大。(二)農(nóng)業(yè)科技支出情況由圖3可以看出,中國財政農(nóng)業(yè)支出中支農(nóng)支出部分比重最大,從改革開放30多年以來平均水平維持在66.7%,最大值為74.8%(1995年),最小值為51.07%(1978年)。農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出次之,平均水平達到了25%,最大值為39.9%(1998年),最小值為19.9%(2006年)。相對支農(nóng)支出和農(nóng)村基本建設(shè)支出部分而言,農(nóng)業(yè)科技三項費用、農(nóng)村救濟費在財政農(nóng)業(yè)總支出中的比重較小,平均水平分別為0.9%和5.5%?？梢愿爬橹гr(nóng)村生產(chǎn)支出和農(nóng)村基本建設(shè)支出是財政支農(nóng)的重點,而財政支持農(nóng)業(yè)科技和農(nóng)村救濟的力度則相對較小。三、財政農(nóng)業(yè)支出的性質(zhì)財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)村增收之間的關(guān)系其實質(zhì)為投入與產(chǎn)出之間的關(guān)系。目前,我國財政支農(nóng)資金,主要用于支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)科技三項費用和農(nóng)村救濟費等方面,不同性質(zhì)的投入通過直接或間接的方式作用于最終的產(chǎn)出,又由于各項財政農(nóng)業(yè)支出性質(zhì)差別較大,對帶動農(nóng)民收入增加的促進機制也各不相同,因此本文提出以下假設(shè):1.財政農(nóng)業(yè)支出中支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)科技三項費用以及農(nóng)村救濟費等對農(nóng)民增收的帶動效果不同。2.不同時期各項財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)民增收的運用效果不同。四、研究的基本支出在中國財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)民收入增長的動態(tài)關(guān)系研究中,用農(nóng)村居民人均純收入表示農(nóng)民收入,記為SR。目前,我國財政支農(nóng)資金,主要用于支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)科技三項費用和農(nóng)村救濟費等方面:1.支農(nóng)支出。支農(nóng)支出主要用于支援農(nóng)村生產(chǎn)和農(nóng)林水利氣象等部門,主要指對農(nóng)村興辦的小型農(nóng)田水利和打井灌溉,農(nóng)村水土保持,農(nóng)村開荒等的補助費以及農(nóng)業(yè)事業(yè)單位人員機構(gòu)經(jīng)費。2.農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出。農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出主要指用于公路建設(shè),農(nóng)業(yè)水利設(shè)施等建設(shè)以及農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)的支出。3.農(nóng)業(yè)科技三項費用。農(nóng)業(yè)科技三項費用支出指用于農(nóng)業(yè)科研方面的支出。4.農(nóng)村救濟費。指通過轉(zhuǎn)移支付手段,直接給農(nóng)村貧困以及失去勞動能力的居民的補貼。分別記為SCZC、JSZC、SXF、NCJJ。本研究原始數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》以及國研網(wǎng)數(shù)據(jù)中心,取樣時間段為1987~2010年。同時,為了消除異方差,對農(nóng)村居民家庭人均純收入、支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)科技三項費用、農(nóng)村救濟費取自然對數(shù)以消除變化趨勢,記為LnSR、LnSCZC、LnJSZC、LnSXF、LnNCJJ,其相應(yīng)的差分序列記為⊿LnSR(或DLnSR)、⊿LnSCZC(或DLnSCZC)、⊿LnJSZC(或DLnJSZC)、⊿LnSXF(或DLnSXF)、⊿LnNCJJ(或DLnNCJJ)。從1998年開始,“農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出”包括增發(fā)國債安排的支出;從2007年起,國家財政支農(nóng)支出因報表制度調(diào)整,口徑與往年不同,2007~2010年中的支農(nóng)支出僅為中央財政用于“三農(nóng)”的支出。五、示范分析(一)結(jié)構(gòu)式殘差類型化c首先建立支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)科技三項費用、農(nóng)村救濟費與農(nóng)村居民家庭人均純收入的五元結(jié)構(gòu)VAR(3)模型(即SVAR(3)模型):其中:SCZCt、JSZCt、NCJJt、SXFt、SRt分別為支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)村救濟費、農(nóng)業(yè)科技三項費用與農(nóng)村居民家庭人均純收入序列,ξ1t、ξ2t、ξ3t、ξ4t、ξ5t分別為作用在支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)村救濟費、農(nóng)業(yè)科技三項費用與農(nóng)村居民家庭人均純收入上的結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊,即結(jié)構(gòu)式殘差,ξt是協(xié)方差為單位矩陣的白噪聲向量,即ξt~(0.)。如果B是可逆的,可將結(jié)構(gòu)式方程轉(zhuǎn)化為簡化式方程:一般而言,簡化式殘差是結(jié)構(gòu)式殘差的線性組合,是一種復(fù)合沖擊,比如式(2)中的殘差可以看作是5種沖擊的線性組合。所謂的結(jié)構(gòu)沖擊和簡化式殘差不同,它們互不相關(guān)且與其他的沖擊不相關(guān)。(二)模型單位根檢驗由于向量自回歸模型的運用要求系統(tǒng)中的變量具有平穩(wěn)性,因此,本文首先采用ADF檢驗法對相關(guān)數(shù)據(jù)進行單位根檢驗,以檢驗其平穩(wěn)性。檢驗結(jié)果見表1。由表1可知,LnSR、LnSCZC、LnJSZC、LnSXF、LnNCJJ的ADF檢驗統(tǒng)計量均大于顯著性水平0.05時的臨界值,不能拒絕原假設(shè),序列LnSR、LnSCZC、LnJSZC、LnSXF、LnNCJJ都存在單位根,是非平穩(wěn)時間序列。因此,進一步將序列LnSR、LnSCZC、LnJSZC、LnSXF、LnNCJJ分別進行一階差分,得到⊿LnSR、⊿LnSCZC、⊿LnJSZC、⊿LnSXF、⊿LnNCJJ,再分別對其進行單位根檢驗。由檢驗結(jié)果可以知道,⊿LnSR、⊿LnSCZC、⊿LnJSZC、⊿LnSXF、⊿LnNCJJ的ADF檢驗統(tǒng)計量均小于顯著性水平0.05時的臨界值,說明在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè),序列LnSR、LnSCZC、LnJSZC、LnSXF、LnNCJJ均不存在單位根,系平穩(wěn)時間序列,這說明LnSR、LnSCZC、LnJSZC、LnSXF、LnNCJJ均為一階單整序列。根據(jù)AIC和SC取值最小的原則來選擇模型的滯后階數(shù)。不同滯后階數(shù)下模型的AIC和SC取值比較見表2。分析可知,各序列均為一階差分平穩(wěn)的,即各序列均為一階單整序列。因此,需要對模型包含的變量進行協(xié)整檢驗。通過檢驗,結(jié)果顯示在1%和5%的顯著性水平下各存在一個協(xié)整方程,模型中各內(nèi)生變量之間具有協(xié)整關(guān)系。由表3可知,被估計的模型所有根的模小于1并且位于單位圓內(nèi),因此模型是穩(wěn)定的。因此,該模型的穩(wěn)定性條件得以滿足,根據(jù)其得出的脈沖響應(yīng)函數(shù)的結(jié)果是穩(wěn)健和可靠的。(三)農(nóng)民增收支出的關(guān)聯(lián)度為了分析農(nóng)民收入對農(nóng)業(yè)投資的1單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的反應(yīng),在上述已建立的SVAR模型基礎(chǔ)上建立廣義脈沖響應(yīng)函數(shù),圖4是基于模型和漸進解析法模擬的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線。其中橫軸代表響應(yīng)函數(shù)的追蹤期數(shù),縱軸代表因變量對解釋變量的響應(yīng)程度,同時,將模型中響應(yīng)函數(shù)的追蹤期設(shè)定為15年。1.農(nóng)村居民家庭人均純收入對農(nóng)村救濟新息的響應(yīng)路徑。考察農(nóng)村居民家庭人均純收入增長對其自身的一個標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng)情況和響應(yīng)路徑,而這實際上顯示了農(nóng)民收入波動自身的慣性機制。從圖4a可以看出,農(nóng)村居民家庭人均純收入增長對其自身的一個標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng)路徑整體上呈現(xiàn)出較明顯的波動性。在當(dāng)期給農(nóng)民人均純收入一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后,在前三期顯示出負向響應(yīng),第四期到第五期表現(xiàn)為正向響應(yīng),但這種響應(yīng)并不具有持續(xù)性,從第五期開始,呈現(xiàn)出波動性的緩慢衰減,最終趨于穩(wěn)定。這說明,當(dāng)前的農(nóng)民人均純收入的增長與其滯后期有一定的關(guān)聯(lián)度,且其關(guān)聯(lián)度呈弱化趨勢,最終趨于零。2.考察農(nóng)村居民家庭人均純收入增長對支農(nóng)支出增加的響應(yīng)情況和響應(yīng)路徑。從圖4b可以看出,在本期給支農(nóng)支出一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后,在前四期表現(xiàn)出明顯的負向響應(yīng),整體上呈現(xiàn)出逐漸下降的趨勢,并在第四期達到谷底。從第四期開始,負向響應(yīng)程度逐漸減小,并于第六期開始出現(xiàn)了正向響應(yīng),在第八期達到最大的正向響應(yīng),隨后又逐漸下降,并與第九期再一次出現(xiàn)負向響應(yīng),在第十一期負向響應(yīng)開始減弱,在第十四期又出現(xiàn)正向響應(yīng)。這說明,農(nóng)民人均純收入對支農(nóng)支出的響應(yīng)極具波動性。短期內(nèi)支農(nóng)支出對農(nóng)村居民人均純收入有消極影響,但長期來看,其將波動性地趨于穩(wěn)定。整體而言,支農(nóng)支出的增加對促進農(nóng)民收入的增加的正向拉動效應(yīng)并不顯著,且很不穩(wěn)定。政府在應(yīng)考慮建立持續(xù)穩(wěn)定的長效機制充分發(fā)揮支農(nóng)資金對農(nóng)民收入的促進作用。3.考察農(nóng)村居民家庭人均純收入增長對農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出增加的響應(yīng)情況和響應(yīng)路徑。從圖4c可以看出,農(nóng)村家庭人均收入增長對農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出變化一個標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng),整個期間基本上都呈現(xiàn)出負向響應(yīng)關(guān)系,并具有明顯的波動性,且波動頻率較大。在本期給財政農(nóng)業(yè)支出資金一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后,從第二期開始,負向響應(yīng)程度逐漸增大,并在第四期達到谷底,出現(xiàn)了最大的負效應(yīng)。其后負向響應(yīng)程度逐漸減弱,在第八期與第九期期間呈現(xiàn)出短暫的正向響應(yīng)關(guān)系。隨后又表現(xiàn)出一定的負向響應(yīng)關(guān)系。這說明無論在長期或是短期農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出在增加農(nóng)民收入上的長期效果并不穩(wěn)定和顯著,但這并說明農(nóng)業(yè)基本建設(shè)對于提高農(nóng)民收入作用不大,恰好說明政府應(yīng)進一步提高農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出方面的資金使用效率,且提升空間很大。4.考察農(nóng)村居民家庭人均純收入增長對農(nóng)業(yè)科技三項費增加的響應(yīng)情況和響應(yīng)路徑。從圖4d可以看出,在本期給農(nóng)業(yè)科技三項費一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后,一開始對農(nóng)村居民人均純收入有一個較強的正向拉動作用,但隨后正向拉動效應(yīng)逐漸減弱,并于第四期出現(xiàn)負向響應(yīng)關(guān)系,且負向響應(yīng)程度逐漸增大,于第六期達到谷底,負向響應(yīng)程度達到最大。隨后負向響應(yīng)逐漸減弱,并于第九期又表現(xiàn)為正向響應(yīng),最終收斂于零。這說明,農(nóng)村科技三項費的增加對農(nóng)民收入的增加并不存在長期的正向拉動效應(yīng),政府應(yīng)充分發(fā)揮農(nóng)村科技三項費的資金使用效率,并建立穩(wěn)定可行的長效機制促進其對農(nóng)村收入的正向拉動作用。5.考察農(nóng)村居民家庭人均純收入增長對農(nóng)村救濟增加的響應(yīng)情況和響應(yīng)路徑。從圖4e可以看出,在本期給農(nóng)村救濟一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后,在前五期呈現(xiàn)出了負向響應(yīng)關(guān)系。從第六期開始,出現(xiàn)了正向響應(yīng)關(guān)系,但這種正向相應(yīng)并不具有持續(xù)性,從第十一期開始又出現(xiàn)了負向響應(yīng),隨后逐漸趨于穩(wěn)定,且收斂于零。這說明無論在長期或是短期,農(nóng)村救濟費的增加并沒有對農(nóng)民收入的增加起到顯著的正向拉動效應(yīng)。(四)財政農(nóng)業(yè)支出資金。在一定范圍內(nèi),農(nóng)村居民家庭官脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是SVAR模型中的一個內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量所帶來的影響,而方差分解是通過分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻度,進一步評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。因此,方差分解給出對SVAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個隨機擾動的相對重要性的信息。本文在以下的分析中,利用預(yù)測方差分解技術(shù)分析不同性質(zhì)的財政農(nóng)業(yè)支出資金對農(nóng)民收入增長的貢獻率。分解結(jié)果見表4和圖5。從表4和圖5可以看出,農(nóng)村居民家庭人均純收入的波動在第一期只受自身波動的影響,各項財政農(nóng)業(yè)支出資金變化對農(nóng)民人均純收入波動的沖擊在第二期才得以顯現(xiàn)。同時,方差分解結(jié)果到第五年以后趨于穩(wěn)定。由表4可以看出,農(nóng)村居民家庭純收入自身沖擊對農(nóng)村居民家庭純收入變動的影響最大,其對農(nóng)民收入增長的最大貢獻度為59.802%,即此時農(nóng)村居民家庭人均純收入預(yù)測方差59.802%可由自身的變動來解釋。這說明農(nóng)村居民收入的增加有其自身的慣性,在一定程度上可解釋為資本對收入的正向影響作用,即富裕家庭收入的增