農(nóng)民收入影響因素的計(jì)量分析

1、農(nóng)民收入影響因素的計(jì)量分析內(nèi)容摘要：本文選取 1985-2005 年相關(guān)的數(shù)據(jù)，應(yīng)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)所學(xué)知識建立鄉(xiāng)村人均第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值、鄉(xiāng)村非農(nóng)就業(yè)人口、城市地均生產(chǎn)總值、單位農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的財(cái)政投入等四個因素對我國農(nóng)民收入的影響進(jìn)行回歸模型并檢驗(yàn)，并對其影響程度進(jìn)行分析，以達(dá)到預(yù)測未來農(nóng)民收入變化趨勢，并給出相應(yīng)的政策評價(jià)和政策建議。關(guān)鍵詞：農(nóng)民人均純收入 鄉(xiāng)村人均第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值 鄉(xiāng)村非農(nóng)就業(yè)人口 城市地均生產(chǎn)總值 單位農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的財(cái)政投入一 問題提出經(jīng)濟(jì)體制改革以來，我國農(nóng)民收入總的來說增長緩慢。1978-1984 年，農(nóng)民人均純收入由 133.16 元提高到355.13 元，扣除物價(jià)上漲因素，實(shí)際平均

2、每年增長 15.1。此后，農(nóng)民收入增長一度陷入困境兩次增幅連續(xù)下降：一次是在 1989-1991 年，連續(xù) 3 年農(nóng)民收入增長幅度下降，甚至出現(xiàn)了負(fù)增長，年均增長只有 0.7；另一次是在 1997-2000 年，連續(xù)四年農(nóng)民收入增長幅度下降。2001 年和 2002 年增長幅度雖然超過 4，但仍是恢復(fù)性的，基礎(chǔ)并不牢固。2003 年農(nóng)民收入增幅略有回升，2004 年農(nóng)民收入增長突破 2936 元，實(shí)際增長 6.8，是 1997 年以來增長最快的一年.為什么在 1989-1991 和 1997-2000 農(nóng)民收入增長幅度會下降？為什么 2004 年農(nóng)民收入增長幅度是是1997 年以來增長最快的一

3、年？到底有哪些因素影響農(nóng)民純收入？政府應(yīng)該采取什么措施來增加農(nóng)民收入？二 理論來源從經(jīng)濟(jì)學(xué)的學(xué)習(xí)中可以發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)階段直接影響農(nóng)民收入增長的因素主要有：農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格和產(chǎn)量，非農(nóng)就業(yè)因素，城市化，農(nóng)民負(fù)擔(dān)因素等選取以下五個變量，Y：農(nóng)民人均純收入（元）；X1 ：鄉(xiāng)村人均第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值（萬元）；X2 ：鄉(xiāng)村非農(nóng)就業(yè)人口數(shù)（萬人）；X3：城市地均生產(chǎn)總值（億元/平方公里）；X4 ：單位農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的財(cái)政投入（）。三 影響因素選取X1:鄉(xiāng)村人均第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值/鄉(xiāng)村年末人口數(shù)。由于農(nóng)業(yè)產(chǎn)品的品種比較單一，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增長快慢直接表現(xiàn)為農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的升降以及產(chǎn)量的增減。因此該變量可以近似反映為農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上

4、升和農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量增加對農(nóng)民增收的影響。X2:鄉(xiāng)村非農(nóng)就業(yè)人口鄉(xiāng)村工業(yè)從業(yè)人員鄉(xiāng)村建筑業(yè)從業(yè)人員鄉(xiāng)村交通運(yùn)輸業(yè)、倉儲及郵電通信業(yè)從業(yè)人員鄉(xiāng)村批發(fā)零售貿(mào)易業(yè)餐飲業(yè)從業(yè)人員鄉(xiāng)村其他非農(nóng)行業(yè)從業(yè)人員。農(nóng)村非農(nóng)勞動輸出以“農(nóng)民工”即低收入人群為大多數(shù)，而且他們的工資水平比較接近，因此，以這個指標(biāo)來衡量農(nóng)民的非農(nóng)就業(yè)規(guī)模。X3:城市地均生產(chǎn)總值（第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值）/城市建成區(qū)面積。第二、第三產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總值并非完全由城市所貢獻(xiàn)，但它代表了工業(yè)化、城市化和以服務(wù)為標(biāo)志的現(xiàn)代化程度。X4:單位農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的財(cái)政投入國家財(cái)政用于農(nóng)業(yè)的支出/農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值。國家對農(nóng)業(yè)投入越大，農(nóng)民的負(fù)擔(dān)就越小。四、數(shù)據(jù)

5、處理1農(nóng)民人均純收入自 19852005 年中經(jīng)網(wǎng)“農(nóng)民人均純收入” ，其中缺少值取近年的數(shù)據(jù)按農(nóng)村人均收入的經(jīng)驗(yàn)判斷進(jìn)行適當(dāng)調(diào)整后取得。即：19851990 的缺省數(shù)據(jù)按年 11.54增長率計(jì)算，19901993的 按 年10.32 增 長 率 計(jì) 算 。 （ 其 中-1 = 11.54%-1 = 10.32% ）2城鎮(zhèn)面積 19851990 缺省的數(shù)據(jù)按年 6.94增長率計(jì)算， 19901995 的缺省數(shù)據(jù)按年 8.42增長率計(jì)算。（其中 5 (12856 9386) -1 = 6.94%-1 = 8.42% ）3農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值、鄉(xiāng)村年末人口、鄉(xiāng)村工業(yè)從業(yè)人員、鄉(xiāng)村建筑業(yè)從業(yè)人員、鄉(xiāng)村交

6、通運(yùn)輸業(yè)、倉儲及郵電通信業(yè)從業(yè)人員、鄉(xiāng)村批發(fā)零售貿(mào)易業(yè)餐飲業(yè)從業(yè)人員、鄉(xiāng)村其他非農(nóng)行業(yè)從業(yè)人員、第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值、第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值、城市建成區(qū)面積國家財(cái)政用于農(nóng)業(yè)的支出均來自中經(jīng)網(wǎng)。（數(shù)據(jù)見附錄）五、模型設(shè)定及參數(shù)估計(jì)樣本回歸模型設(shè)定為：Y=0+1X1+2X2+3X34X4+ui1、 對原始模型進(jìn)行回歸，結(jié)果為：Dependent Variable: Y Method: Least SquaresDate: 06/25/07Time: 10:26 Sample: 1985 2005Included observations: 21VariableCoefficientStd. Errort-S

7、tatisticProb.C648.8084147.12854.4098080.0004X14010.473626.72686.3990770.0000X2-0.0976200.024581-3.9714130.0011X3521.099355.369529.4113030.0000X4-1446.1941480.193-0.9770300.3431R-squared0.997645Mean dependent var1561.878Adjusted R-squared0.997057S.D. dependent var926.3664S.E. of regression50.25868Aka

8、ike info criterion10.87650Sum squared resid40414.95Schwarz criterion11.12520Log likelihood-109.2033F-statistic1694.688Durbin-Watson stat1.439519Prob(F-statistic)0.000000Y = 648.8084+4010.473X1 -0.0976X 2 + 521.099X 3 -1446.194 X 4SE=(147.1285) (626.7268) (0.024581) (55.36952) (-1446.194)t= (4.409808

9、)(6.399077)(-3.971413) (9.411303)(-0.977030)R2 = 0.997645R 2 = 0.997057F = 1694.688DW=1.439519模型檢驗(yàn)：當(dāng)= 0.05 時(shí)， R 2 = 0.997057，可決系數(shù)很高，F(xiàn)-statistic = 1694.688，回歸方程顯著，X1， X2，X3 的系數(shù)和截距項(xiàng)的 t 檢驗(yàn)是顯著的，但是 X4 的系數(shù)未通過 t 檢驗(yàn)，可能存在多重共線性。計(jì)算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，得到相關(guān)系數(shù)矩陣：X1X2X3X4X110.9911896078910.9867702902520.641250777519X20.991

109876940609410.657014319852X30.9867702902520.98769406094110.628013935751X40.6412507775190.6570143198520.6280139357511上表證實(shí)確實(shí)存在嚴(yán)重多重共線性。2、修正多重共線逐步回歸法分別作Y 對X1，X2，X3,X4 作一元回歸，結(jié)果如下：一元回歸結(jié)果變量X1X2X3X4參數(shù)估計(jì)值6285.9170.228081651.115855527.08t 統(tǒng)計(jì)值33.9029923.3637546.790653.389058R20.9837390.9663640.9913

11、960.376757R 20.9828830.9645930.9909440.343955X1X2X3X4R 2X3、X12247.172(3.350364)422.3147(6.102193)0.994701X3、X2-0.003776(-0.116453)661.6262(7.240502)0.990448X3、X4658.9151(36.33004)-1717.995(-0.684729)其中，加入 X3 的方程 R 2 值最大，以X3 為基礎(chǔ)，順次加入其他變量逐步回歸，結(jié)果如下：加入新變量的回歸結(jié)果(一)經(jīng)過比較，新加入 X1 的方程的 R 2 0.994112，改進(jìn)最大，而且各參數(shù)的

12、 t 檢驗(yàn)顯著，選擇保留 X1，再加入其他新變量逐步回歸，結(jié)果如下：X1X2X3X4R 2X3、X1、X24032.822(6.447644)-0.103743(-4.370637)529.3049(9.684348)0.997064X3、X1、X42416.046(3.672244)418.4648(6.250923)-2945.046(-1.505122)0.994499加入新變量的回歸結(jié)果(二)在 X3,X1 的基礎(chǔ)上再加入 X2 后的方程 R 2 明顯增大，而且各個參數(shù) t 檢驗(yàn)都顯著。最后修正嚴(yán)重多重共線性影響的回歸結(jié)果為：Y = 635.0686+4032.822X1 -0.103

13、743X 2 + 529.3049X 3t（4.342078）（6.447644）（-4.370637） （9.684348）R2 0.9975053、驗(yàn)證自相關(guān)性R 2 0.997064F=2265.317DW1.355022n = 21，k = 3，= 0.05，可查得DL = 1.026，DU = 1.669，DLDWDU，模型存在自相關(guān)性科克倫奧克特迭代法進(jìn)行修正，對殘差進(jìn)行回歸得到 r = 0.2344 ，結(jié)果如下：Dependent Variable: Y-0.2344*Y(-1) Method: Least SquaresDate: 06/25/07Time: 11:05 Sam

14、ple(adjusted): 1986 2005Included observations: 20 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C579.1087130.26834.4455070.0004X1-0.2344*X1(-1)4320.491655.39556.5921890.0000X2-0.2344*X2(-1)-0.1195070.026781-4.4623770.0004X3-0.2344*X3(-1)536.794257.838229.2809600.0000R-squared

15、0.996758Mean dependent var1273.830Adjusted R-squared0.996150S.D. dependent var709.6573S.E. of regression44.03550Akaike info criterion10.58473Sum squared resid31026.00Schwarz criterion10.78387Log likelihood-101.8473F-statistic1639.508Durbin-Watson stat1.840639Prob(F-statistic) 0.000000123Y* = 579.108

16、7+4320.491X *-0.119507X * +536.7942X *t =(4.445507)(6.592189)(-4.462377)(9.280960)R2 0.996758R 2 0.996150F=1639.508DW1.840639b=b111 - r= 579.1087 = 756.41161 - 0.2344由上可以DW 統(tǒng)計(jì)量有了明顯的改善，而且通過了檢驗(yàn)，既而得出：Y = 756.4116+4320.491X1-0.119507X2 + 536.7942X3當(dāng)= 0.05 時(shí)， R 2 = 0.996150，可決系數(shù)很高，F(xiàn)-statistic = 1639.508，

17、回歸方程顯著，X1，X2，X3 的系數(shù)和截距項(xiàng)的 t 檢驗(yàn)是顯著的。4、驗(yàn)證異方差4.1 殘差圖形分析： 從上面的三幅圖可以看出殘差e2 與解釋變量 X 之間沒有明顯的相關(guān)關(guān)系，所以初步推斷該模型不存在異方差。i4.2White 檢驗(yàn)White Heteroskedasticity Test:F-statistic1.707226Probability0.199168Obs*R-squared12.23840Probability0.200201Test Equation:Dependent Variable: RESID2 Method: Least SquaresDate: 06/25/0

18、7Time: 11:04 Sample: 1985 2005Included observations: 21VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C39875.1799202.080.4019590.6954X1467834.21106283.0.4228880.6805X121179994.2856586.0.4130780.6875X1*X2-77.77477151.1618-0.5145130.6171X1*X3-9726.520274437.0-0.0354420.9724X2-3.28762632.54859-0.1010070.

19、9214X22-0.0007660.002842-0.2694390.7926X2*X314.6094513.696061.0666900.3090X3-46898.3477066.94-0.6085400.5552X32-24833.9823213.70-1.0697980.3076R-squared0.582781Mean dependent var2039.342Adjusted R-squared0.241420S.D. dependent var2321.207S.E. of regression2021.690Akaike info criterion18.36701Sum squ

20、ared resid44959547Schwarz criterion18.86440Log likelihood-182.8536F-statistic1.707226Durbin-Watson stat2.915434Prob(F-statistic)0.199168nR2 = 21*0.582781 =12.2384， c 20.05 (9) = 16.9190 ， nR2 c 20.05 (9) 因此模型不存在異方差性。5、最終模型Y = 756.4116+4320.491X1-0.119507X2 +536.7942X3Y：農(nóng)民人均純收入（元）X1：鄉(xiāng)村人均第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值（萬元） X

21、2：鄉(xiāng)村非農(nóng)就業(yè)人口（萬人）X3：城市地均生產(chǎn)總值（億元/平方公里）六、對模型的幾點(diǎn)說明1、經(jīng)濟(jì)意義。 鄉(xiāng)村人均第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值每增加 1 萬元，農(nóng)民人均純收入平均增加 4320.491 元；非農(nóng)就業(yè)人口每增加 1 萬人，農(nóng)民人均純收入平均減少 0.119507 元；城市地均生產(chǎn)總值每增加 1 億元/平方公里，農(nóng)民人均純收入平均增加 536.7942 元。2、由于我國80%的人口為農(nóng)民，而耕地面積有限，因此農(nóng)村存在大量剩余勞動力。就業(yè)競爭壓力大，再之工業(yè)化水平較低，農(nóng)民的收入水平在整個社會中始終處于較低的層次，因此很多農(nóng)民工進(jìn)城打工，而整個社會所能提供的勞動崗位數(shù)量無法滿足需求，勞動力價(jià)格因此壓

22、得很低，導(dǎo)致人均收入無法與從事非農(nóng)勞動力數(shù)量以及總收入同步增長。另外，由于城鄉(xiāng)物價(jià)差別，使得從事非農(nóng)勞動的成本要遠(yuǎn)高于從事農(nóng)業(yè)勞動的成本。農(nóng)民工打工也主要是從事體力勞動，收入并不高。前期還出現(xiàn)了農(nóng)民工工資拖欠的不道德行為，造成了惡劣的社會影響。因此單純的非農(nóng)就業(yè)人數(shù)增加難以促使農(nóng)民人均收入的增長。正如在本模型所得出的結(jié)論，隨著鄉(xiāng)村非農(nóng)業(yè)人口的增加，農(nóng)民人均純收入反而平均減少了，說明農(nóng)民工進(jìn)城打工并沒有有效的改善我國農(nóng)民的收入偏低的問題。隨著城市化逐步推進(jìn)，越來越多人們開始關(guān)注并思考城市化對農(nóng)民生活的影響。由本模型可以得出，城市化對農(nóng)民收入的影響是：每平方公里的建成區(qū)增加1億元的產(chǎn)出，每個農(nóng)民就

23、能增加536.7942元的收入。對于一個建成區(qū)，單位面積產(chǎn)出1萬元、100 萬元甚至1億元都不是難事，因?yàn)榻ǔ蓞^(qū)是一個國家、一個地區(qū)最發(fā)達(dá)的地方，盡管建成區(qū)總面積占全國土地的比重并不大，但大量的產(chǎn)值卻都集中在這里?？紤]到農(nóng)民人數(shù)眾多，這個影響是非常深遠(yuǎn)的。加快城市化進(jìn)程是提高農(nóng)民收入的主要途徑。最近全國上下都在討論三農(nóng)問題，黨中央領(lǐng)導(dǎo)更是重視農(nóng)民兄弟的生活狀況，盡一切力量來幫助農(nóng)民脫貧脫困，早日走上富裕的道路，逐步增加相關(guān)的財(cái)政投入。單位農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的財(cái)政投入對農(nóng)民收入的增長影響也很大，財(cái)政對農(nóng)業(yè)投入占產(chǎn)出的比重每增加1，每個農(nóng)民在當(dāng)年就能得到近3元的實(shí)惠。看似不多，但它對保證農(nóng)民健康生活，提高農(nóng)

24、民生產(chǎn)積極性，維護(hù)社會的穩(wěn)定性，有不可忽視的作用。但是由于我國總體上工業(yè)水平較低，而我國正處于全面發(fā)展時(shí)期，國家的財(cái)政收入有限，可能在短期內(nèi)對農(nóng)業(yè)的財(cái)政支出收效不大，但是我們相信只要全國上下一起努力，只要國家始終沒有忘記占全國人口80%的農(nóng)民兄弟，隨著我國經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)、快速增長，三農(nóng)問題一定能夠得到解決，有一天農(nóng)民朋友也必將和城市人一樣享有社會發(fā)展和科技進(jìn)步給人類創(chuàng)造的美好生活！3、存在的問題。(1) 在數(shù)據(jù)采集的過程中由于資料不齊全，部分?jǐn)?shù)據(jù)是我組成員通過期初數(shù)據(jù)、期末數(shù)據(jù)和一定的增長比率手工計(jì)算的，這必然與實(shí)際數(shù)據(jù)產(chǎn)生一定的偏差，影響模型的估計(jì)值和預(yù)測效果。(2) 模型考慮因素不夠完善，影響農(nóng)

25、民收入的因素很多，由于數(shù)據(jù)收集和實(shí)際操作性等問題的綜合影響，未引入農(nóng)作物播種面積、農(nóng)用機(jī)械總量、農(nóng)產(chǎn)品收購價(jià)格指數(shù)等，對農(nóng)民人均收入的影響因素這一問題的說明程度還很不夠。（3）本模型運(yùn)用時(shí)間序列數(shù)據(jù)，如此就存在著“偽回歸”問題，但由于對模型的數(shù)據(jù)進(jìn)行初步平穩(wěn)性檢驗(yàn)，其結(jié)果各個變量的平穩(wěn)性并不相同，如 Y 為非平穩(wěn)序列，X1 在顯著性水平為 5%下為二階平穩(wěn)序列，X2 在顯著性水平為 1%下就為二階平穩(wěn)序列，X3 在顯著性水平為 10%下為二階平穩(wěn)序列，而基于目前所學(xué)的知識，我無法對其進(jìn)行處理，故而在此省略了“偽回歸”的檢驗(yàn)以及修補(bǔ)問題。七、增加農(nóng)民收入的幾點(diǎn)思考1、農(nóng)村人口城市化是農(nóng)民增加收入

26、最重要的途徑。從模型中可以看到，城市化對農(nóng)民收入增長的貢獻(xiàn)很大。發(fā)達(dá)國家的經(jīng)驗(yàn)表明，工業(yè)化進(jìn)入初中期以后，農(nóng)村人口城市化進(jìn)程明顯加快，從而使農(nóng)民收入增長進(jìn)入了主要通過農(nóng)村人口減少來增加收入的階段?？梢?，加快農(nóng)村城鎮(zhèn)化，放寬城市的農(nóng)民準(zhǔn)入條件，改善農(nóng)民工進(jìn)城就業(yè)的就業(yè)環(huán)境，鼓勵支持有條件的民工回流創(chuàng)業(yè)等應(yīng)該成為城市化以及農(nóng)民增收的關(guān)鍵。讓大量農(nóng)民轉(zhuǎn)變?yōu)槭忻?，成為工人、商人、企業(yè)家，農(nóng)民的收入水平自然得到提高。2、壯大鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)實(shí)力是農(nóng)民增收的重要條件。迄今為止，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)為農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)提供了將近1.4 億個崗位，其功勞不能說不大。然而我們從模型上看出，非農(nóng)就業(yè)人口增加的同時(shí)，對農(nóng)民收入帶來了一定的負(fù)

27、面影響。究其本質(zhì)原因，還是因?yàn)槠髽I(yè)經(jīng)營管理不善，規(guī)模不大，效益不高，20 世紀(jì)90 年代末鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就業(yè)人數(shù)的波動就證明了這一點(diǎn)。鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)做大做強(qiáng)，對于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展，對于農(nóng)民收入的提高，乃至對于整個國民經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展都具有有重要的意義。3、加大國家對農(nóng)業(yè)的投入，真正實(shí)現(xiàn)“多予”。農(nóng)業(yè)的社會效益高而自身效益低，物質(zhì)基礎(chǔ)薄弱，抵御自然災(zāi)害和市場風(fēng)險(xiǎn)的能力差，是高自然風(fēng)險(xiǎn)的弱質(zhì)產(chǎn)業(yè)。這就決定了政府始終是農(nóng)業(yè)投入的重要來源，增加國家財(cái)政對農(nóng)業(yè)、農(nóng)村的投入是新時(shí)期真正對農(nóng)民“多予”的重要方式，是改善農(nóng)業(yè)、農(nóng)村生產(chǎn)條件和農(nóng)民生活條件的重要途徑。提供更多的優(yōu)惠政策，有效減輕農(nóng)民負(fù)擔(dān)。4、以教育為基礎(chǔ)人口素質(zhì)

28、是就業(yè)的基本要素，而素質(zhì)是靠教育提高的，教育能擴(kuò)大勞動者的視野，擴(kuò)展勞動者的活動范圍和提高勞動者的能力，并適應(yīng)現(xiàn)代化的用工要求。目前，我國農(nóng)村人口相對素質(zhì)較低，文盲、半文盲占有相當(dāng)大的比例，現(xiàn)已成為困擾我國農(nóng)業(yè)發(fā)展、農(nóng)民增收的最內(nèi)在的根源。加入 WTO 后，這一劣勢更加明顯，受到的沖擊將會更大。只有通過實(shí)施教育，全面提高農(nóng)民的素質(zhì)，才能促使農(nóng)民掌握和運(yùn)用新技術(shù)；合理利用資源，提高土地利用率；改良農(nóng)產(chǎn)品品種，提高農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)量和質(zhì)量；優(yōu)化產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的科技含量和農(nóng)產(chǎn)品的科技含量；延長農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)業(yè)鏈條，擴(kuò)展農(nóng)民的就業(yè)門路，才能完成農(nóng)村剩余人口向第二、三產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移，減少農(nóng)業(yè)人口，從根本上促使

29、農(nóng)民增收。在實(shí)施農(nóng)村教育時(shí)，一是，應(yīng)加強(qiáng)對務(wù)農(nóng)農(nóng)民的農(nóng)業(yè)應(yīng)用技術(shù)教育，促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。二是，應(yīng)加強(qiáng)對務(wù)工農(nóng)民的相關(guān)技術(shù)培訓(xùn)，增大在城鎮(zhèn)的就業(yè)率。三是，應(yīng)解決農(nóng)民接受教育（特別是大學(xué)教育）的費(fèi)用問題。 5、以科技為先導(dǎo)科學(xué)就是生產(chǎn)力，這是實(shí)踐已證明了的真理。農(nóng)業(yè)要發(fā)展，必須要有科技的投入。21 世紀(jì)，世界農(nóng)業(yè)將向基因農(nóng)業(yè)、精密農(nóng)業(yè)、藍(lán)色農(nóng)業(yè)、白色農(nóng)業(yè)、工廠化農(nóng)業(yè)、生態(tài)農(nóng)業(yè)、太空農(nóng)業(yè)和超級農(nóng)業(yè)方向發(fā)展，因而，我國農(nóng)業(yè)應(yīng)與時(shí)俱進(jìn)，創(chuàng)造出適合自己特色的農(nóng)業(yè)發(fā)展道路。應(yīng)根據(jù)市場需求進(jìn)行科技投入目標(biāo)定位。在相當(dāng)長的一段時(shí)期內(nèi)，我國農(nóng)產(chǎn)品一直處于短缺狀態(tài)，農(nóng)業(yè)發(fā)展的著眼點(diǎn)主要放在增加農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量，以此緩解

30、供求矛盾，對農(nóng)業(yè)科研的目標(biāo)，長期定位在提高產(chǎn)量上?，F(xiàn)而今，這種數(shù)量型、粗放型的農(nóng)業(yè)增長模式已很難再有大的作為。因此，改變著眼點(diǎn)，把科研的方向轉(zhuǎn)到“高產(chǎn)、優(yōu)質(zhì)、高效”上來是農(nóng)業(yè)的當(dāng)務(wù)之急。加快新技術(shù)新成果的引進(jìn)。我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平與世界先進(jìn)水平相比有著較大的差距。有計(jì)劃地引進(jìn)國外優(yōu)良品種、先進(jìn)工藝及農(nóng)業(yè)機(jī)械等，有利于加快我國農(nóng)業(yè)的現(xiàn)代化進(jìn)程。完善農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣機(jī)制。應(yīng)強(qiáng)化農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣隊(duì)伍的建設(shè)。通過政策宣傳，激勵有關(guān)科技人員直接進(jìn)入生產(chǎn)經(jīng)營領(lǐng)域，領(lǐng)辦經(jīng)營實(shí)體，開展有償服務(wù)，促進(jìn)農(nóng)業(yè)科研、教育、生產(chǎn)、經(jīng)營的聯(lián)合。6、以市場為樞紐要改變目前我國農(nóng)村商品生產(chǎn)的規(guī)模較小、農(nóng)產(chǎn)品交易方式簡單而原始、市場組織化

31、程度較低、農(nóng)產(chǎn)品流通不暢、市場利益流失、農(nóng)民創(chuàng)收的主渠道堵塞等狀況，只有建立開放、統(tǒng)一、競爭、有序的農(nóng)產(chǎn)品市場體系，才能為農(nóng)民提供良好的市場環(huán)境，疏通農(nóng)民增收的渠道。這就要求農(nóng)民必須按照市場需求組織生產(chǎn)，使農(nóng)產(chǎn)品結(jié)構(gòu)更好地與市場需求相適應(yīng)，要求政府想方設(shè)法促使產(chǎn)地銷售市場的形成，并使其成為集散面廣、輻射能力強(qiáng)的現(xiàn)代化市場。同時(shí)，應(yīng)依法加強(qiáng)市場管理，確保農(nóng)產(chǎn)品銷售暢通無阻，支持和扶持農(nóng)民專業(yè)運(yùn)銷聯(lián)合體、合作經(jīng)營組織和個體營銷大戶參與流通、創(chuàng)辦以農(nóng)產(chǎn)品銷售為主的中介機(jī)構(gòu)、代理組織和銷售隊(duì)伍，切實(shí)提高農(nóng)民進(jìn)入市場的組織化程度。促進(jìn)農(nóng)民增收的有效途徑還有許多，但關(guān)鍵是要靠好的政策和法律法規(guī)，并保證這些

32、好的政策和法律法規(guī)得到貫徹落實(shí)。附錄農(nóng)民人均純收入農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值（現(xiàn)價(jià)）年底鄉(xiāng)村總?cè)丝跀?shù)X1 鄉(xiāng)村人均第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值（元）(億元)(萬人)1985397.63619.5807570.0448196441986443.474013.01811410.0494572411987494.624675.7816260.0572819931988551.685865.27823650.0712107081989615.336534.7831640.0785760671990686.317662.1841380.0910658681991757.188157846200.0963956511992835

33、.369084.7849960.1068838531993921.6210995.5853440.12883741119941220.9815750.5856810.1838272219951577.7420340.9859470.23666794719961926.0722353.7850850.26272198419972090.1323788.4841770.2825997619982161.9824541.9831530.29514148619992210.3424519.1820380.29887491220002253.4224915.8808370.308222722001236

34、6.426179.6795630.32904239420022475.6327390.8782410.35008243820032622.2429691.8768510.38635541520042936.436239757050.47868700920053254.9339450.9745440.529229717表 1鄉(xiāng)村其他非農(nóng) 鄉(xiāng)村批發(fā)零售貿(mào)易鄉(xiāng)村交通運(yùn)輸、倉儲鄉(xiāng)村建筑業(yè)鄉(xiāng)村工業(yè) X2：鄉(xiāng)村非農(nóng)從業(yè)人員就業(yè)人口數(shù)(萬人)行業(yè)從業(yè)人員數(shù) 及餐飲業(yè)從業(yè)人員數(shù)及郵電通信業(yè)從業(yè)人員數(shù)從業(yè)人員數(shù)(萬人)(萬人)(萬人)(萬人)19851945.8462.6434.11130.127416713.

35、619862036.1531.8506.11308.63139.37521.919872232.5606.9562.51431.33297.28130.419882408.3657.1607.31525.53412.8861119892474.3652.4614.21501.83255.68498.319902593.1693.2635.31522.83228.78673.119912726.7722.86551533.83267.98906.219923117.6813.7706.31658.83468.29764.619933703948.8799.91886.8365910997.519

36、944064.41084.3908.32057.33849.511963.819954379.61170.49832203.63970.712707.319964415.71261.51027.62304.34018.513027.619974705.61386.810592373.74031.313556.4199848741461.91087.92453.53928.613805.919994799.41584.61115.82531.9395313984.720005441.91751.81170.62691.74108.615164.620015614.61864.51205.42797.4429615777.920025815.81996.81259.129594505.616536.320036185.92059.21328.23201.14937.117711.520046102.42701.61475.93380.55438.919099.3200562422937.71567.33653.26011.520411.7表 2第二產(chǎn)業(yè)增 第三產(chǎn)業(yè)增加值（現(xiàn)價(jià)）加值（現(xiàn)價(jià)）城市建成區(qū)面積X3：城市地國家財(cái)政用于農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)X4：單位農(nóng)業(yè)產(chǎn)均生產(chǎn)總值農(nóng)業(yè)的支出值（現(xiàn)價(jià)）值的財(cái)政投入(億元)(億元)(平方公里)(億元)(億元)19853866.62607.