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摘 要： 家庭是社会最基本的单元。增加农村家庭收入是“三农”工作的核心，是乡村振兴的促进剂。如何提高农民人均收入，是我国全面建成小康社会的重点。加快蔬菜产业培育是提高农民人均收入的有效途径。从影响蔬菜产业培育的多个因素中选取蔬菜播种面积、蔬菜产量、蔬菜出口量、蔬菜出口额、蔬菜平均商品率这5个因子，采用全国1990—2016年相关数据，运用多元回归分析的方法，研究蔬菜产业培育对农民人均收入的影响效应。结果表明，蔬菜产量和蔬菜出口额对农民人均收入的影响显著，而蔬菜播种面积、蔬菜出口量和蔬菜平均商品率对农民人均收入的影响并不显著。基于此，应充分利用科技力量，提高蔬菜产量，加快蔬菜流通效率，以增加农民收入;应继续增大蔬菜出口额，实现更大的蔬菜贸易顺差，以促进农民持续增收。
关键词： 蔬菜产业培育; 农民人均收入; 影响效应; 多元回归分析
1 问题的提出
习近平总书记在2013年12月中央农村工作会议强调：“小康不小康，关键看老乡。一定要看到，农业还是‘四化同步’的短腿，农村还是全面建成小康社会的短板。中国要强，农业必须强;中国要美，农村必须美;中国要富，农民必须富。农业基础稳固，农村和谐稳定，农民安居乐业，整个大局就有保障，各项工作都会比较主动。”[1] 家庭是社会最基本的单元，家庭收入是家庭幸福生活的保证。农村家庭是实现全面小康路上的薄弱环节，如何实现农村家庭收入的不断增长？这不仅是“三农”工作的中心，而且也是乡村振兴的重头戏，更是推进“四个全面”的重要一环。
农村居民家庭人均年家庭经营总收入，简称为农民人均收入，是指农村居民家庭当年从各个来源渠道得到的总收入。农民人均收入水平的高低，集中反映了一个国家的农村经济状况。自改革开放以来，我国农民人均收入获得大幅度提升。这得益于国家出台了很多惠民政策，以及农民本身的努力奋斗。但是，目前我国农民人均收入与城镇居民人均收入相比，还是存在较大差距。因此，研究影响农民人均收入的制约因素，千方百计增加农民人均收入，是我国当前乃至今后相当长一段时间内解决“三农”问题的重中之重。
国内对增加农民人均收入进行了大量研究，既有规范分析，又有实证研究。建议采取深掘农村土地制度改革、农村产业融合、郊县经济和特色镇等措施增加农民收入[2]。认为农业基础面因素和农村科技面因素对农民收入增长具有正向促进作用，而农村金融与资本面因素对农民收入增长具有负向效应[3]。通过加强顶层设计、增加系统思考、优化政策环境和产业环境，突出土地资本、健康资本、金融资本的作用等促进农民收入持续增长[4]。应建立财政支农资金的投入机制，创新财政支农资金的投入方式，确保农民收入持续增长[5]。认为农业信贷对农民增收具有较大的促进作用，存在正相关[6]。通过实证分析，认为财政支农比农业贷款更能有效地促进农民收入增长[7]。对农民创业活跃度影响农民收入的区域差异进行分析[8]。这些研究大部分跳出农业来谈农民增收，少有就农业本身做文章，也就是从外向性来分析，而不是从根本性来剖析。农业农村农民是一体的，农民的本在农业农村，必须就农谈农。农民的主要收入还是在农业，必须增加农民在农业板块的生产经营性收入。
增加农民人均收入的方法有很多，比如家庭农业生产经营收入、家庭在乡从事非农经营收入、外出务工收入、集体经济收入、财产投资性收入、转移性收入、租赁变卖财产收入、亲友赠送等各种收入。其中家庭农业生产经营收入是实行家庭联产承包责任制后农村家庭收入的最主要方式。而种植业与畜牧业是家庭农业生产经营收入中最重要的两大类。蔬菜是我国种植业中仅次于粮食的第二大农作物。国家统计局统计，2016年我国蔬菜面积为22 32.828万hm2左右，产量达79 779.71万t，1 a（年）产能可以满足150亿人的吃菜需求，相当于全球人口的2倍[9-10]。世界粮农组织统计，我国蔬菜的人均占有量为世界平均水平的3倍多。我国农民的蔬菜生产收入占人均纯收入的10%，占农民现金收入的25%～33%[11]。建国以来，我国非常重视蔬菜产业培育，农民通过种植、出售蔬菜获得的收入也大幅增加，蔬菜产业培育对农民人均收入的变化有着一定程度的影响。
2 模型设定及实证分析
选用农村人均收入作为因变量（Y），蔬菜培育的5个因子作为自变量。这5个自变量分别是蔬菜播种面积（X1）、蔬菜产量（X2）、蔬菜出口量（X3）、蔬菜出口额（X4）、蔬菜平均商品率（X5）。借助Eviews 9.0，采用多元回归分析的方法，研究5个自变量对因变量的影响。
2.1 变量定义
各变量的定义见表1。
2.2 数据来源
为全面了解蔬菜产业培育对我国农民收入的影响，本文选取 1990—2016年的数据展开研究。与该研究有关的6种数据的具体出处详见表2。
2.3 描述性分析
各变量的统计性描述见表3。
表 3显示，1990—2016 年农民人均收入和蔬菜产业培育各变量的值存在较大差异。农民人均收入（用“农村居民家庭人均年总收入”代替）的均值为5 694.16元，但最高达16 751.20元，而最低仅990.40元，变动范围为 15 760.8元，高低两者相差达16.91倍。可见，农民人均收入增幅明显。至于蔬菜播种面积、蔬菜产量、蔬菜出口量、蔬菜出口额和蔬菜平均商品率的高低相差倍数，通过计算，分别为3.52、4.73、8.50、20.76、1.10倍。由此可看出，在蔬菜产业培育的5变量中，蔬菜出口额的增幅最大，超过20倍。
2.4 散点图绘制
在Eviews 9.0中分别绘制X1、X2、X3、X4、X5與Y的散点图，详见图1～5。
从上述5个散点图可看出，蔬菜播种面积、蔬菜产量、蔬菜出口量、蔬菜出口额、蔬菜平均商品率与农民人均收入间不存在非线性关系。 2.5 模型构建
可见，各个自变量与因变量大体上均呈现线性关系，故可建立回归模型来研究蔬菜产业培育与农民人均收入的关系，建立的模型如下：
ln（Y）=α β1ln（X1） β2ln（X2） β3ln（X3） β4ln（X4） β5ln（X5） μi。
式中各变量的定义详见表1，μi表示随机误差项。此外，在过往实证研究中，笔者经常遇到数据出现异方差，以及量纲等非正常情况。为确保研究结果经受得住检验，笔者在实证过程中对全部数据都进行了取对数处理。
2.6 计算结果
用Eviews 9.0软件进行的回归分析，结果如表4所示。
根据表4数据，模型估计的结果为：
ln（Y）=-12.4 0.26ln（X1） 0.62ln（X2）-0.5ln（X3） 0.84ln（X4） 0.88ln（X5） （模型1）。
3 模型检验与预测
3.1 模型检验
3.1.1 经济意义检验 结合表4与模型1，可得出表5的结论。
3.1.2 模型基本检验 （1）拟合优度检验：在回归分析中，R2=0.989 7，调整后R2=0.987 3。可见，可决系数和修正的可决系数都很高，说明模型对样本的拟合很好。
（2）F检验：针对H0：β1=β2=β3=β4=β5=0，给定显著性水平α=0.05，由于F检验的概率值=0.00
关键词： 蔬菜产业培育; 农民人均收入; 影响效应; 多元回归分析
1 问题的提出
习近平总书记在2013年12月中央农村工作会议强调：“小康不小康，关键看老乡。一定要看到，农业还是‘四化同步’的短腿，农村还是全面建成小康社会的短板。中国要强，农业必须强;中国要美，农村必须美;中国要富，农民必须富。农业基础稳固，农村和谐稳定，农民安居乐业，整个大局就有保障，各项工作都会比较主动。”[1] 家庭是社会最基本的单元，家庭收入是家庭幸福生活的保证。农村家庭是实现全面小康路上的薄弱环节，如何实现农村家庭收入的不断增长？这不仅是“三农”工作的中心，而且也是乡村振兴的重头戏，更是推进“四个全面”的重要一环。
农村居民家庭人均年家庭经营总收入，简称为农民人均收入，是指农村居民家庭当年从各个来源渠道得到的总收入。农民人均收入水平的高低，集中反映了一个国家的农村经济状况。自改革开放以来，我国农民人均收入获得大幅度提升。这得益于国家出台了很多惠民政策，以及农民本身的努力奋斗。但是，目前我国农民人均收入与城镇居民人均收入相比，还是存在较大差距。因此，研究影响农民人均收入的制约因素，千方百计增加农民人均收入，是我国当前乃至今后相当长一段时间内解决“三农”问题的重中之重。
国内对增加农民人均收入进行了大量研究，既有规范分析，又有实证研究。建议采取深掘农村土地制度改革、农村产业融合、郊县经济和特色镇等措施增加农民收入[2]。认为农业基础面因素和农村科技面因素对农民收入增长具有正向促进作用，而农村金融与资本面因素对农民收入增长具有负向效应[3]。通过加强顶层设计、增加系统思考、优化政策环境和产业环境，突出土地资本、健康资本、金融资本的作用等促进农民收入持续增长[4]。应建立财政支农资金的投入机制，创新财政支农资金的投入方式，确保农民收入持续增长[5]。认为农业信贷对农民增收具有较大的促进作用，存在正相关[6]。通过实证分析，认为财政支农比农业贷款更能有效地促进农民收入增长[7]。对农民创业活跃度影响农民收入的区域差异进行分析[8]。这些研究大部分跳出农业来谈农民增收，少有就农业本身做文章，也就是从外向性来分析，而不是从根本性来剖析。农业农村农民是一体的，农民的本在农业农村，必须就农谈农。农民的主要收入还是在农业，必须增加农民在农业板块的生产经营性收入。
增加农民人均收入的方法有很多，比如家庭农业生产经营收入、家庭在乡从事非农经营收入、外出务工收入、集体经济收入、财产投资性收入、转移性收入、租赁变卖财产收入、亲友赠送等各种收入。其中家庭农业生产经营收入是实行家庭联产承包责任制后农村家庭收入的最主要方式。而种植业与畜牧业是家庭农业生产经营收入中最重要的两大类。蔬菜是我国种植业中仅次于粮食的第二大农作物。国家统计局统计，2016年我国蔬菜面积为22 32.828万hm2左右，产量达79 779.71万t，1 a（年）产能可以满足150亿人的吃菜需求，相当于全球人口的2倍[9-10]。世界粮农组织统计，我国蔬菜的人均占有量为世界平均水平的3倍多。我国农民的蔬菜生产收入占人均纯收入的10%，占农民现金收入的25%～33%[11]。建国以来，我国非常重视蔬菜产业培育，农民通过种植、出售蔬菜获得的收入也大幅增加，蔬菜产业培育对农民人均收入的变化有着一定程度的影响。
2 模型设定及实证分析
选用农村人均收入作为因变量（Y），蔬菜培育的5个因子作为自变量。这5个自变量分别是蔬菜播种面积（X1）、蔬菜产量（X2）、蔬菜出口量（X3）、蔬菜出口额（X4）、蔬菜平均商品率（X5）。借助Eviews 9.0，采用多元回归分析的方法，研究5个自变量对因变量的影响。
2.1 变量定义
各变量的定义见表1。
2.2 数据来源
为全面了解蔬菜产业培育对我国农民收入的影响，本文选取 1990—2016年的数据展开研究。与该研究有关的6种数据的具体出处详见表2。
2.3 描述性分析
各变量的统计性描述见表3。
表 3显示，1990—2016 年农民人均收入和蔬菜产业培育各变量的值存在较大差异。农民人均收入（用“农村居民家庭人均年总收入”代替）的均值为5 694.16元，但最高达16 751.20元，而最低仅990.40元，变动范围为 15 760.8元，高低两者相差达16.91倍。可见，农民人均收入增幅明显。至于蔬菜播种面积、蔬菜产量、蔬菜出口量、蔬菜出口额和蔬菜平均商品率的高低相差倍数，通过计算，分别为3.52、4.73、8.50、20.76、1.10倍。由此可看出，在蔬菜产业培育的5变量中，蔬菜出口额的增幅最大，超过20倍。
2.4 散点图绘制
在Eviews 9.0中分别绘制X1、X2、X3、X4、X5與Y的散点图，详见图1～5。
从上述5个散点图可看出，蔬菜播种面积、蔬菜产量、蔬菜出口量、蔬菜出口额、蔬菜平均商品率与农民人均收入间不存在非线性关系。 2.5 模型构建
可见，各个自变量与因变量大体上均呈现线性关系，故可建立回归模型来研究蔬菜产业培育与农民人均收入的关系，建立的模型如下：
ln（Y）=α β1ln（X1） β2ln（X2） β3ln（X3） β4ln（X4） β5ln（X5） μi。
式中各变量的定义详见表1，μi表示随机误差项。此外，在过往实证研究中，笔者经常遇到数据出现异方差，以及量纲等非正常情况。为确保研究结果经受得住检验，笔者在实证过程中对全部数据都进行了取对数处理。
2.6 计算结果
用Eviews 9.0软件进行的回归分析，结果如表4所示。
根据表4数据，模型估计的结果为：
ln（Y）=-12.4 0.26ln（X1） 0.62ln（X2）-0.5ln（X3） 0.84ln（X4） 0.88ln（X5） （模型1）。
3 模型检验与预测
3.1 模型检验
3.1.1 经济意义检验 结合表4与模型1，可得出表5的结论。
3.1.2 模型基本检验 （1）拟合优度检验：在回归分析中，R2=0.989 7，调整后R2=0.987 3。可见，可决系数和修正的可决系数都很高，说明模型对样本的拟合很好。
（2）F检验：针对H0：β1=β2=β3=β4=β5=0，给定显著性水平α=0.05，由于F检验的概率值=0.00