中國經濟結構變化與農民收入增長

富望龍

【摘要】本文利用1952-2013年的數據，對中國整體經濟結構的變化與農民收入增長的關系進行了實證研究。研究表明：中國經濟結構變化與農民收入增長存在長期均衡關系，消費投資比的下降和勞動力產出效率的提高均對農民增收具有明顯地正向促進作用，而資本產出效率的下降對農民收入的增長具有顯著地抑制作用；在短期內，產業結構的高級化和勞動產出效率的提高在滯后一期對農民收入表現出了明顯的正向促進作用；同時還可以發現，消費投資比的下降對農民增收具有一定的滯后性。最后就經濟結構變化促進農民收入增長提出了簡要的政策建議。

【關鍵詞】經濟結構變化 農民收入增長 產業結構

一、引言

當前，我國經濟發展已經步入新常態，正從高速增長向中高速增長轉變，如何在經濟增速放緩的背景下，進一步強化農業基礎地位、促進農民持續增收，是當前必須破解的一個重大課題?！叭r”問題在中國經濟發展和社會主義現代化建設時期處于“重中之重”的地位，而農民增收是解決“三農”問題的關鍵，從而使得對農民增收的相關研究顯得廣泛而深刻。

2013年，我國農村居民人均純收入8896元，比1978年增長65.6倍，扣除價格因素，實際增長10.5倍，農民收入顯著提高，生活水平得到了較大的改善。1978-2013年間，隨著我國經濟的發展，經濟結構也在不斷變化：就產業結構而言，1978年我國第一產業、第二產業、第三產業占GDP的比為28.2：47.9：23.9，而到2013年這一比例變化為10.0：43.9：46.1，2013年我國第三產業占GDP的比重首次超過第二產業占GDP的比重，標志著我國的產業結構正朝著現代化產業結構方向邁進；需求結構方面，2013年全年最終消費支出對GDP的貢獻率為51%，比1978年下降11.1個百分點，當前消費不足仍是中國經濟面臨的主要問題之一（吳敬璉，2011），需求結構失衡已成為國民經濟又好又快發展的重要制約因素，并且直接關系到中國未來經濟增長的可持續性（陳斌開等，2014）；再看要素投入結構，2013年，資本產出效率為2.15（每投入一單位的資本能產出2.15單位的國內生產總值），比1978年下降0.47，這表明我國的投資效率在不斷下降，當前中國經濟的最大問題是結構失衡導致的效率低下，用高投資來支撐的高速度或者超高速度的經濟增長，已經一去不復返（吳敬璉，2014）。

今年李克強總理在政府工作報告中提出，擴大消費應匯小溪成大河，讓億萬群眾的消費潛力成為拉動中國經濟增長的強勁動力。消費占GDP的比重主要取決于居民消費水平，而居民的收入水平決定其消費水平，因此提高居民的收入水平是促使消費成為拉動經濟增長的動力之關鍵。據國家統計局發布的數據顯示，2014年城鄉居民的收入比為2.92：1，城鄉居民收入差距仍然較大，提高居民的收入水平重在縮小城鄉居民的收入差距，因此如何進一步提高農民的收入水平就成為提高居民消費水平的焦點，也進一步成為需求結構轉變的關鍵。農民收水平的不斷增加將促進消費水平的提高，消費水平的提高會促進需求結構的進一步優化升級，而需求結構的變化勢必要求產業結構和要素投入結構做出相應的調整，從而使農民增收和經濟結構變化之間形成良性循環。然而中國經濟結構的變化和農民收入的增長必須得到實證與解釋，唯有如此才能找到中國經濟結構變化促進農民收入增長的合理路徑。

Brian C.Briggeman（2007）研究了政府農業補貼與農民收入之間的關系，研究表明政府通過提高補貼可以顯著增加農場的收益，從而使農民離開農場勞動的可能性降低，減少了農民的非農收入，進而提高農業收入，Johnson（1991），Gardner（1992）研究均表明增加農業補貼可以提高農民的收入水平。Iddo kan，Ayal Kinmhi & Zvi lerma（2006）研究指出農民接受教育的程度越高，越有利于非農收入的增長；通過增加人力資本投資，可以改善個人及其家庭的收入狀況（Mincer，2001；Schultz，1990；Becker，1987）。Robert（2007），Khan MA，Akhtar MS（2015）實證研究了自然條件與農民收入之間的關系，發現自然條件惡劣的地區農民收入一般較低。以上研究中的實證數據均來自發達國家和少數發展中國家，其主要基于政府政策、人力資本投資、自然條件等視角，研究了其對農民收入增長的影響，這對我們提供了豐富的可借鑒的經驗。

就國內而言，除了研究政府政策、人力資本投資、自然條件、金融等因素對農民收入增長的影響外，近年來逐漸有學者從農村經濟結構和農業產業結構出發研究其對農民收入的影響。耿明齋（2002）、王鳳山（2005）的研究表明農業產業結構不合理是阻礙農民增收的一個重要原因，強調推進農業和農村經濟結構的戰略性變化，是增加農民收入的重要途徑。葉文輝（2003）指出在通過變化農業產業結構來增加農民收入時，必須因地制宜地對不同類型的農民實施有區別的農業結構變化戰略。楊燁軍等（2008）的研究發現，農村產業結構變化對農民收入增長具有顯著地促進作用，農村產業結構變化是農民增收變化的Granger原因，即農村產業結構變化加快了農民收入增長。趙曉鋒等（2012）利用農戶家庭調查數據，分析發現農業結構變化對我國農戶家庭收入有顯著的影響。盧寧（2013）研究發現農民人均純收入與消費支出的灰色關聯度較高，工資性收入低是農村居民人均純收入不高的主要原因。以上文獻研究了農村經濟結構、農業產業結構與農民收入增長之間的關系，然而并未體現出中國整體經濟結構變化對農民收入的影響。本文研究中國整體經濟結構的變化對農民收入的影響，豐富了該領域的研究，并試圖找到中國經濟結構變化促進農民收入增長的有效途徑。

二、模型設定、數據來源與研究方法

（一）計量模型的設定

由于經濟結構變化相關變量對于農民收入水平的作用往往存在一定的滯后期，基于此原因，本研究為了便于實證檢驗農民收入水平與經濟結構變化各指標水平值之間的關系，實證分析中設定的向量自回歸模型如下：

（二）數據說明

本研究涉及的變量和數據資料主要包括農民收入、經濟結構變化兩個方面。對于農民收入的資料，我們選擇中國1952-2013年農村居民人均純收入（FI）的數據進行分析研究，圖1顯示了1952-2013年農村居民人均純收入的走勢。關于中國經濟結構，本文中僅考慮產業結構、需求結構和要素投入結構。對于產業結構結構的度量，根據干春暉（2011）年的研究，我們選擇了產業結構的合理化（TL）和產業結構的高級化（TS），在圖2中用兩條虛線標出。對于需求結構的度量，本文選擇消費投資比（消費占GDP的比率/投資占GDP的比率），文中用CS來表示，圖2中用虛線標出。對于要素投入結構，本文選擇資本產出比（GDP/資本形成總額）和勞動力產出比（GDP/勞動力總人數），文中分別用LA和CP表示。本研究所涉及的數據均來源于《中國統計年鑒》（1981 年到2014年歷年）、《新中國五十年統計資料匯編》（中國統計出版社1999 年版）。

（三）實證分析方法

為防止模型出現偽回歸現象，研究中我們利用Dickey和Fuller（1981）提出的考慮殘差項序列相關的ADF單位根檢驗法，檢驗時間序列變量的平穩性，對于非平穩性的變量進行差分處理使之成為平穩時間序列。如果變量是一階單整的，那么我們將對相關變量進行協整檢驗（Cointegration Test），分別確定中國經濟結構變化與農民收入增長之間的長期關系。協整理論是分析非平穩時間序列的一種經典方法。Engle and Granger（1987）指出，若兩個或兩個以上的非平穩時間序列（含有單位根的時間序列）的線性組合是平穩時間序列，則稱這些非平穩時間序列之間是協整的，把得到的平穩的線性組合稱為協整方程，可以認為協整方程的存在說明這些變量（即非平穩的時間序列）之間存在長期均衡關系。本文采用Johansen提出的協整檢驗（JJ檢驗）方法來檢驗變量之間的協整關系，并利用最大特征值檢驗法進行協整檢驗，以判斷協整檢驗（JJ檢驗）法得出的協整關系與最大特征值檢驗得到的協整關系是否一致。得出協整檢驗的結果之后，如果變量間存在協整關系，我們將建立誤差修正模型（ECM）進行短期因果關系分析間長度的確定。

三、實證結果與分析

（一）單位根檢驗

為確定各時間序列變量的平穩性，本研究運用stata11軟件對各變量進行單位根檢驗。對農村居民人均純收入取對數后用lnFI表示。產業結構合理化與產業結構高級化取對數后分別用lnTL與lnTS表示。消費占GDP的比率與投資占GDP的比率之比取對數后用lnCS表示。勞動力產出效率與資本產出效率取對數后分別用lnLA與lnCP表示。檢驗后發現lnFI、lnTL、lnTS、lnCS、lnLA、lnCP均為非平穩變量，通過對上述變量取一階差分后，分別用△lnFI、△lnTL、△lnTS、△lnCS、△lnLA和△lnCP表示。從表1中可以看出，經過取一階差分后的數據除△lnFI在5%的顯著性水平下是平穩的之外，其他變量均在1%的顯著性水平下是平穩的，這說明時間序列數據lnFI、lnTL、lnTS、lnCS、lnLA和lnCP都是一階單整的。

（二）協整分析

由于以上變量都是一階單整的，可以對其進行協整檢驗，本文用Johansen協整檢驗判斷各個變量之間是否存在協整關系。Johansen協整檢驗是基于VAR模型的一種檢驗方法，由于VAR模型對滯后階數非常敏感，因此在進行協整檢驗之前，需先確定協整檢驗的結構。根據AIC準則和HQIC準則可以確定lnFI與lnTL、lnTS、lnCS、lnLA和lnCP的最優滯后期為2；同時LM檢驗表明滯后期為2的VAR模型的殘差序列為白噪聲，說明殘差序列是平穩的，建立的模型較為理想。檢驗得到的協整檢驗的具體結果如表2所示。

跡檢驗與最大特征值檢驗結果都表明，lnFI與lnTL、lnTS、lnCS、lnLA和lnCP這六個變量之間至少存在兩個協整關系。這說明農民收入、產業結構合理化、產業結構高級化、消費投資比、勞動產出效率與資本產出效率這六個變量之間存在長期均衡關系。對第一個協整向量進行正則化處理，由于lnTS在第一個協整方程中系數太小，影響可以忽略不計，于是我們得到lnFI與lnTL、lnTS、lnCS、lnLA和lnCP均衡向量如下：

Β'=（1.0000，-0.0659，-1.9013，-0.9611，2.4403）

其對應的協整方程為：

lnFI=0.0659lnTL+1.9013lnCS+0.9611lnLA-2.4403lnCP （2）

（0.0901） （0.4662） （0.0254） （0.6835）

（0.7300） （4.0800） （37.8100） （3.5700）

上述方程表明，在1952-2013年所在的樣本區間內，lnFI與lnTL、lnCS、lnLA和lnCP這五個變量之間存在長期的均衡關系，從中可以看出1952-2013年中國產業結構合理化、消費投資比的下降、勞動產出效率的提高與農民收入均存在正向作用關系，而資本產出效率與農民收入之間則表現出負向作用關系。這表明1952-2013年，中國產業結構的合理化、消費與投資比的下降和勞動產出效率的提高對農民收入的增長都是有利的；而資本產出效率的下降，在1952-2013年期間，顯然對農民收入的增長是不利因素，這表明近年來我國大規模的投資雖然在一定程度上促進了經濟的發展，但資本產出效率的下降，卻明顯地阻礙了農民收入的增長。

lnCS的系數為1.90，表明在保持其他條件不變的條件下，消費投資比的系數下降1%，則農民收入將增長1.90%，即意味著消費在GDP中所占比率的下降反而促進了農民收入增長。近年來，由于投資增長的速度快于消費增長的速度，導致消費投資比不斷下降。投資持續而快速地增加，社會生產規模不斷擴大，各種新的工作機會被越來越多地創造出來，市場對勞動力的需求也隨之增加，使得廣大勞動者的就業機會增加，從而促進農民工資性收入增加；另一方面，伴隨著投資的不斷增加，公共基礎設施建設也在持續改善，同時社會對服務業的需求量也在逐漸增多，這進一步增加了社會對土地的需求，而由于中國政府在20世紀70年代末80年代初推行的家庭聯產承包責任制的土地政策，我國大部分土地的使用權屬于農民，不論是農地轉向工商業用地還是轉向基礎設施用地，土地的使用者都得按土地市場價格給予農民一定的補償，從而增加了農民的財產性收入。

lnLA的系數為0.96，說明在其他條件不變的情況下，勞動力產出效率提高1%，則農民收入會提高0.96%，這表明我國整體勞動力素質的提高能有效增加農民收入。隨著我國經濟的發展，國家對教育的投資不斷增加，2012年國家財政性教育經費支出2.2萬億元，占GDP的比例首次超過4%，達到4.28%，2013年這一比例進一步攀升為4.30%，國家對教育支出的力度不斷加大，一方面使得全體公民科學文化水平得以提高，另一方面使得越來越多的公民受教育的機會增多，有條件接受更加優良的教育，促使勞動力素質整體水平不斷提高，勞動生產率持續上升，從而促進農民收入增長。與此同時，隨著我國城鎮化進程的持續推進，我國原有的產業體系將會面臨更為優化的轉型升級，這也促使從業者不斷學習提升自己的人力資本，以便能跟得上時代的發展，使其收入不斷增加。

lnCP的系數為-2.44，意味著在保持其他變量不變的條件下，資本產出效率每下降1%，則農民收入會下降2.44%。表明資本產出效率的下降會嚴重抑制農民收入增長。伴隨著資本形成總額的穩步增加，農業資本形成總額也逐步提升，同時隨著中國城鎮化的繼續推進，農業從業人員將進一步減少，這將進一步加大中國農業部門農業資本存量與從事農業的勞動力數量之比的上升（該過程亦被稱為農業資本深化）。羅浩軒（2013）研究表明農業資本深化速度與農業增加值增長率呈負向相關關系，也導致了以農業增加值作為衡量標準的農業投資效率下降。盡管如此，農產品產量卻出現了持續增長，但是農產品產量的增加卻并沒有帶來農民收入的增長，而是減少了農民的經營性收入，進而阻礙了農民收入增長。

通過分析發現，誤差修正模型在10%的顯著性水平下可以通過檢驗，誤差修正項ECt-i=0.0659lnTL+1.9013lnCS+0.9611lnLA-

2.440lnCP。該實證模型的R2=0.8305，表明模型的樣本擬合度很好。誤差修正項的系數λ=-0.1236，其在10%水平下統計顯著，符合反向修正的原則，說明在短期內中國農民收入可能偏離它與產業結構合理化、產業結構高級化、消費投資比、勞動力產出效率和資本產出效率的長期均衡水平，但由于糾正速度的絕對值較小，因此這幾個變量的短期自我修正過程是圍繞長期均衡波動緩慢衰減而趨向長期均衡過程。由于lnTL、lnCS和lnCP在模型中的系數并不顯著，說明在短期內，產業結構的合理化、消費與投資比的下降以及資本產出效率的下降對農民收入的影響并不明顯。而產業結構的高級化lnTS和勞動產出效率lnLA在模型中系數都是顯著的，并且系數都為正，這說明產業結構的高級化和勞動產出效率的提高在滯后一期對農民收入表現出了明顯的正向促進作用。同時還可以看出，在短期內，消費投資比的下降對農民收入的正向促進作用并不明顯，而在長期則具有明顯的正向促進作用，說明消費投資比的下降對農民增收具有一定的滯后性。

四、結論與政策啟示

實證結果顯示，在1952-2013年的樣本區間內，中國經濟結構變化與農民收入增長存在長期均衡關系。在長期，從協整分析結果可以看出：消費投資比的下降和勞動力產出效率的提高均對我國農民增收具有明顯地正向促進作用，產業結構合理化水平的提高也對農民收入表現出積極作用，只是其影響不顯著；而資本產出效率的下降對農民收入的增長具有顯著地抑制作用。而在短期內，通過誤差修正模型可以發現：產業結構的合理化、消費投資比的下降以及資本產出效率的下降對農民收入的影響并不明顯，而產業結構的高級化和勞動力產出效率的提高對農民收入的增長具有明顯地正向促進作用。結合長期和短期的結果還可以發現消費投資比的下降對農民收入的正向促進作用具有明顯的滯后性。

為促進農民收入持續增長，實現黨的十八大提出的到2020年實現城鄉居民人收入比2010年翻番的奮斗目標，結合本研究得到的結論，提出以下建議：第一，國家在制定產業政策時，應配套相應的就業政策，要進一步加快發展第三產業，同時應促進三次產業占GDP的比重與三次產業的就業人口比例協調發展，提高產業結構的合理化水平，結合我國的國情，當前應制定有利于農業從業人口向服務業轉移的產業和就業政策。第二，進一步擴大公共財政教育支出和加快教育改革的步伐，尤其是要加強農村地區教育投資和教育改革。加快發展農村地區職業教育，進一步加強農民技能培訓和農業科技推廣，同時在農村地區樹立人力資本投資理念，讓農民有提高自身人力資本的積極性；與此同時，還應積極增加對農民健康和營養的投資，這是進一步增加農民收入的重要途徑（王引等，2009），將自己打造成真正的現代農民，以促進我國人口紅利進一步釋放。第三，完善農民土地確權制度，加快農村土地承包經營權流轉。土地流轉可以顯著提高農戶家庭的收入水平（冒佩華等，2015），加大耕地流轉和集體建設用地流轉的試點力度，以便加快農民土地流轉和集體建設用地入市進行交易，這既可以提高農民財產性收入，同時農民由于將自己的土地進行流轉，其自身還可以在城市打工或做生意，同時增加了農民的工資性收入或經商收入。第四，為提高資本的產出效率。當前應進一步深化投融資體制改革，拓寬企業融資渠道，形成多元化融資體系，繼續加大R&D經費投入力度，促進投資對技術進步和科技創新的推動作用，不斷推進理論創新、制度創新、科技創新和文化創新各方面創新，深入推動大眾創新，萬眾創業，讓創新貫穿經濟發展全過程，讓經濟增長逐漸由投資驅動和要素驅動向創新驅動轉變，以促進農民持續快速增收。

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