曾凡惠

中圖分類號：F320.3 文獻標識碼：A

文章編號：1009-3729（2017）03-0082-07

關(guān)鍵詞：農(nóng)民收入；農(nóng)業(yè)產(chǎn)出；城鎮(zhèn)化率；人力資本

摘要：由農(nóng)村居民收入過低而導致的城鄉(xiāng)收入差距過大，是我國經(jīng)濟發(fā)展新常態(tài)下面臨的突出問題。通過建立多元線性回歸模型，運用協(xié)整檢驗、Granger因果關(guān)系檢驗、脈沖響應與方差分解等方法，分析農(nóng)業(yè)產(chǎn)出、城鎮(zhèn)化率與人力資本水平對農(nóng)村居民收入的影響，發(fā)現(xiàn)：農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增加對農(nóng)村居民收入有負影響，而城鎮(zhèn)化率和人力資本水平的提高會大幅度提高農(nóng)村居民收入。因此，提高農(nóng)村居民收入的根本途徑是：加快城鎮(zhèn)化建設步代，促進農(nóng)村勞動力的非農(nóng)就業(yè)；發(fā)展教育、衛(wèi)生事業(yè)，提高農(nóng)村勞動力的人力資本水平。

城鄉(xiāng)收入差距是我國居民收入差距過大的重要因素之一。許多學者就如何提高農(nóng)村居民收入和縮小我國城鄉(xiāng)居民收入差距進行了廣泛、深入的研究，取得了一系列研究成果。這些成果主要集中在三個方面：一是從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的角度分析農(nóng)業(yè)產(chǎn)出對農(nóng)村居民收入的影響。例如，張曉山[1]、朱紅恒[2]認為，由于農(nóng)產(chǎn)品價格與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的反方向變動關(guān)系，單純的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增加無法提高農(nóng)村居民的收入水平。二是從農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的角度分析農(nóng)村居民的非農(nóng)就業(yè)或城鎮(zhèn)化水平的提高對農(nóng)村居民收入的影響。例如，張占貞等[3]主張通過城鎮(zhèn)化水平的提高，加快農(nóng)村剩余勞動力向第二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，通過提高農(nóng)村居民的非農(nóng)收入提高農(nóng)村居民收入水平；李文溥等[4]利用福建省農(nóng)村住戶調(diào)查年報數(shù)據(jù)研究了經(jīng)濟發(fā)展方式和工業(yè)化、城市化的發(fā)展模式與農(nóng)村居民收入增長之間的關(guān)系，認為要實現(xiàn)農(nóng)村居民收入的穩(wěn)定增長，必須從轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式、調(diào)整工業(yè)化和城鎮(zhèn)化模式入手，同時輔以其他必要的政策措施。三是從人力資本角度分析農(nóng)村居民的教育、健康狀況對其收入的影響。例如，蒲艷萍[5]運用西部地區(qū)的調(diào)查數(shù)據(jù)和2000—2007年西部各省的面板數(shù)據(jù)做了實證研究，認為農(nóng)村人力資本提高對西部農(nóng)村居民人均純收入增長具有積極影響；王先柱等[6]利用經(jīng)驗數(shù)據(jù)，通過對Mankiw等人所建模型的擴展，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村勞動力參與市場化進程的程度對中國農(nóng)村居民人力資本的收入彈性有顯著影響；李亮[7]運用向量自回歸模型對1981—2010年湖北省的時間序列數(shù)據(jù)進行了實證檢驗，結(jié)果表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化拉大了城鄉(xiāng)收入差距；謝婷婷等[8]運用貝葉斯分位數(shù)方法對我國1978—2012年的數(shù)據(jù)進行了實證檢驗，結(jié)果表明結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、科技創(chuàng)新顯著拉大了我國城鄉(xiāng)收入差距。

雖然學者們對于我國農(nóng)村居民收入問題已從多角度進行了研究并取得了大量的成果，但這些研究在變量選取上缺乏理論基礎，具有較大的隨意性。鑒于此，本文擬在借鑒已有研究成果的基礎上，通過對農(nóng)村居民收入增長因素的理論、實證分析，提出提高農(nóng)村居民收入的對策建議，以期對縮小我國城鄉(xiāng)居民收入差距、構(gòu)建社會主義和諧社會有所裨益。

一、農(nóng)村居民收入增長因素的理論分析

從統(tǒng)計部門公布的數(shù)據(jù)來看，我國農(nóng)村居民純收入主要由四部分構(gòu)成，即經(jīng)營性收入、工資性收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入。財產(chǎn)性收入與轉(zhuǎn)移性收入在純收入中所占的份額較小且比較穩(wěn)定；經(jīng)營性收入中來自第一產(chǎn)業(yè)的收入占絕對比重，工資性收入與第一產(chǎn)業(yè)經(jīng)營性收入之和一直占到農(nóng)民純收入的80%左右。所以，分析農(nóng)村居民收入的變化主要是分析工資性收入和第一產(chǎn)業(yè)經(jīng)營性收入。

剔除價格因素的影響之后，第一產(chǎn)業(yè)經(jīng)營性收入主要受農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響，而農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增加與農(nóng)村居民收入增加的關(guān)系在理論上具有不確定性。因為雖然農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加本身有助于增加農(nóng)村居民收入，但農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增加又會引起農(nóng)產(chǎn)品價格的下降，即出現(xiàn)“谷賤傷農(nóng)”的現(xiàn)象。正是因為農(nóng)業(yè)產(chǎn)出對農(nóng)村居民收入影響存在理論上的不確定性，所以需要通過計量檢驗來確定農(nóng)業(yè)產(chǎn)出對農(nóng)村居民收入的影響方向和影響力大小。

工資性收入是農(nóng)民的勞動報酬收入，與農(nóng)村居民的非農(nóng)就業(yè)情況有關(guān)，主要受城鎮(zhèn)化水平與人力資本狀況的影響。市場經(jīng)濟體制下農(nóng)村居民的非農(nóng)就業(yè)情況，取決于農(nóng)村勞動力需求和供給兩個方面。從需求方面看，農(nóng)村勞動力需求取決于非農(nóng)產(chǎn)業(yè)對農(nóng)村勞動力的吸納能力，而非農(nóng)產(chǎn)業(yè)對農(nóng)村勞動力的吸納能力又與城鎮(zhèn)化水平息息相關(guān)；從供給方面看，影響農(nóng)村勞動力供給的最重要因素是農(nóng)村居民的人力資本狀況，對于農(nóng)村居民來講，其人力資本狀況決定了他們能否滿足非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)要求。人力資本水平越高越容易在非農(nóng)產(chǎn)業(yè)獲得就業(yè)機會、越容易獲得較高的收入。另外，農(nóng)村居民的人力資本狀況也決定了其從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中所獲得收入的高低，具有高人力資本水平的農(nóng)民，其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率高，從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中所獲得的收入也多。

二、農(nóng)村居民收入增長因素的實證分析

1.變量選取與數(shù)據(jù)說明

根據(jù)上述理論分析，本文選取河南省農(nóng)村居民人均實際純收入為被解釋變量，河南省農(nóng)業(yè)產(chǎn)出、城鎮(zhèn)化率、人力資本水平為解釋變量。1980年代初期家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制的制度創(chuàng)新曾使這一時期的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出呈爆發(fā)式增長，而1980年代中期以后農(nóng)村的制度環(huán)境基本穩(wěn)定，為剔除制度創(chuàng)新對河南農(nóng)村居民收入水平的影響，本文選擇1985—2014年為樣本區(qū)間，分析此區(qū)間內(nèi)河南省農(nóng)業(yè)產(chǎn)出、城鎮(zhèn)化率、人力資本水平對河南農(nóng)村居民實際純收入的影響。

河南省農(nóng)村居民人均實際純收入本文依據(jù)的是《河南省統(tǒng)計年鑒》公布的名義收入，采用上年=100的可比價格計算而得，用Y表示；河南省農(nóng)業(yè)產(chǎn)出是根據(jù)《河南省統(tǒng)計年鑒》公布的第一產(chǎn)業(yè)GDP，采用1952年=100的不變價格計算而得，用GDP1表示；河南省城鎮(zhèn)化率來自《河南省統(tǒng)計年鑒》公布的城鎮(zhèn)化率，用SW表示；測算人力資本存量的方法較多，由于人力資本水平主要取決于受教育程度，因此，本文以平均受教育年限代表河南省農(nóng)村居民的人力資本水平。河南省農(nóng)村居民平均受教育年限是根據(jù)《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》（1986—2015）和《河南省統(tǒng)計年鑒》（2015）公布的農(nóng)民家庭勞動力文化狀況計算而得，用NX表示（河南農(nóng)村居民的平均受教育年限的計算方法為：不識字或少識字程度即文盲的受教育年限為0年，小學程度的受教育年限為6年，初中程度的受教育年限為9年，高中程度的受教育年限為12年，中專程度的受教育年限為13年，大專及大專以上程度的受教育年限為15.5年）。

2.實證檢驗分析

按照目前大多數(shù)學者的通行做法，構(gòu)建我國農(nóng)村居民人均實際純收入的多元線性回歸模型，并對各變量取自然對數(shù)以削弱異方差的影響。多元線性回歸模型為：

lnYt=β0+β1lnGDP1t+β2lnSWt+β3lnNXt+μt①

宏觀數(shù)據(jù)大多具有非平穩(wěn)的特點，回歸時容易造成偽回歸問題。為了避免出現(xiàn)此種弊病，本文首先利用ADF單位根檢驗方法，對上述各變量進行平穩(wěn)性檢驗，然后再進行Johansen分析、Granger因果檢驗、脈沖響應和方差分解，分別確定我國農(nóng)村居民收入與各解釋變量之間的長期、短期關(guān)系，以考察農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、城鎮(zhèn)化率和人力資本水平對農(nóng)村居民收入的影響。

（1）單位根檢驗

在進行Johansen協(xié)整檢驗時，要求時間序列數(shù)據(jù)為一階單整過程，即I（1）過程，所以本文首先采用ADF單位根檢驗方法對各變量進行檢驗，其結(jié)果見表1。

從表1可以看出，lnY、lnGDP1、lnSW、lnNX的ADF檢驗統(tǒng)計值均大于5%這一顯著性水平的臨界值，各變量一階差分的檢驗統(tǒng)計值均小于5%這一顯著性水平的臨界值，故在5%這一顯著性水平上可認為它們?yōu)镮（1）過程。

（2）Johansen協(xié)整檢驗

由于lnY、lnGDP1、lnSW、lnNX為I（1）過程，所以可以利用Johansen協(xié)整檢驗法來判斷變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，再確定它們之間的符號關(guān)系。根據(jù)無約束VAR模型的估計結(jié)果，滯后2階時AIC值最小，所以選擇滯后階數(shù)為2進行Johansen協(xié)整檢驗，其結(jié)果見表2。

Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果顯示：1985—2012年，ΔlnY、ΔlnGDP1、ΔlnSW、ΔlnNX四個變量之間在5%顯著性水平上存在協(xié)整關(guān)系。

協(xié)整關(guān)系估計結(jié)果為（括號內(nèi)為t檢驗統(tǒng)計值）式②式②：

誤差修正方程為式③

式③：

從②式的協(xié)整方程可以看出，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出、城鎮(zhèn)化率和人力資本水平均對農(nóng)村居民收入具有顯著影響。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對農(nóng)村居民收入的影響系數(shù)為負，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出每增長1個百分點會引起農(nóng)村居民實際收入減少4.02個百分點，這是因為農(nóng)產(chǎn)品屬于需求缺乏彈性的商品，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增加往往會引起農(nóng)產(chǎn)品價格的下降。城鎮(zhèn)化率和人力資本水平對農(nóng)村居民收入具有顯著的正向影響。城鎮(zhèn)化率每提高1個百分點會引起農(nóng)村居民實際收入水平提高3.51個百分點；人力資本水平每提高1個百分點會引起農(nóng)村居民實際收入水平提高3.26個百分點。城鎮(zhèn)化率的提高，一方面增強了對農(nóng)村剩余勞動力的吸納能力，使農(nóng)村居民非農(nóng)就業(yè)渠道增加，從而使農(nóng)村居民的工資性收入和第二、三產(chǎn)業(yè)經(jīng)營性收入提高；另一方面，城鎮(zhèn)化率的提高會刺激農(nóng)產(chǎn)品的商品化需求，從而有助于維持或提高農(nóng)產(chǎn)品價格，使農(nóng)村居民第一產(chǎn)業(yè)經(jīng)營性收入水平提高。工資性收入和經(jīng)營性收入合計占農(nóng)村居民純收入的85%以上，表明城鎮(zhèn)化率的提高對農(nóng)村居民收入水平的提高具有很強的促進作用。人力資本水平的提高，一方面可以促進農(nóng)村居民提高素質(zhì)以不斷適應現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的技術(shù)要求，另一方面也可以提高農(nóng)村居民的非農(nóng)就業(yè)能力。因此人力資本水平的提高可以有效提升農(nóng)村居民的收入水平。從③式的誤差修正方程可以看出，前一期均衡關(guān)系的偏離可以在下一期得到約31%的修正。

（3）Granger因果檢驗

前面的協(xié)整檢驗結(jié)果表明，1985—2014年，農(nóng)村居民人均實際純收入與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、城鎮(zhèn)化率和人力資本水平之間存在長期穩(wěn)定的相關(guān)性，但是它們之間是否存在因果關(guān)系，還需要進一步檢驗。根據(jù)VAR模型的回歸結(jié)果，Granger因果關(guān)系檢驗設定滯后階數(shù)為2，檢驗結(jié)果見表3。

由表3可知：在10%顯著性水平上，可以拒絕零假設“l(fā)nGDP1不是lnY的Granger原因”；在5%顯著性水平上，可以拒絕零假設“l(fā)nSW不是lnY的Granger原因”和 “l(fā)nSW不是lnY的Granger原因”。結(jié)合協(xié)整檢驗的結(jié)果可得出如下結(jié)論：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是我國農(nóng)村居民實際收入的Granger原因，但農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的增加會導致農(nóng)村居民實際收入水平的下降；城鎮(zhèn)化率和人力資本水平的提高是我國農(nóng)村居民實際收入增加的Granger原因，農(nóng)村居民實際收入水平對城鎮(zhèn)化率和人力資本水平富有彈性，城鎮(zhèn)化率和人力資本水平的提高均會使我國農(nóng)村居民實際收入大幅提高。

（4）脈沖響應和方差分解

為了進一步檢驗我國農(nóng)村居民實際收入對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出、城鎮(zhèn)化率和人力資本水平等因素沖擊的動態(tài)反應程度，以及這些因素對農(nóng)村居民實際收入變動的影響程度，有必要通過脈沖響應函數(shù)和方差分解進行分析。

脈沖響應函數(shù)主要是刻畫內(nèi)生變量對系統(tǒng)沖擊的動態(tài)反應。本文在VAR模型的基礎上，采用Cholesky分解技術(shù)，通過脈沖響應函數(shù)描述，我國農(nóng)村居民實際收入對各影響因素沖擊的動態(tài)響應情況如圖1所示。從圖1中農(nóng)村居民實際收入對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的響應來看，對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出一個正的沖擊，農(nóng)村居民實際收入在前8期為負響應，到第9期轉(zhuǎn)變?yōu)檎憫?，在?0期達到0.003 464；從農(nóng)村居民實際收入對城鎮(zhèn)化率的響應來看，對城鎮(zhèn)化率一個正的沖擊，農(nóng)村居民實際收入在滯后3期以后有較小的負響應，到第9期轉(zhuǎn)變?yōu)檎憫诘?0期為0.005 328；從農(nóng)村居民實際收入對人力資本水平的響應來看，對人力資本水平一個正的沖擊，農(nóng)村居民實際收入在滯后2期以后有較強的正響應，在第6期達到峰值0.009 048。

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（通常用方差來度量）的貢獻度來評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。通過方差分解可以給出對VAR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，直觀地把握變量間的影響關(guān)系。農(nóng)村居民實際收入對其自身、農(nóng)業(yè)產(chǎn)出、城鎮(zhèn)化率與人力資本水平等結(jié)構(gòu)沖擊的方差分解的結(jié)果如圖2所示。圖2的方差分解結(jié)果表明，對于農(nóng)村居民的實際收入而言，來自農(nóng)村居民自身的影響雖然占絕對比重，但在逐漸減弱，從第2期的97.40%下降到第10期的91.51%；來自農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢，從第2期的2.21%上升到第5期達到最大值5.10%，之后開始下降，到第10期下降到3.82%；來自城鎮(zhèn)化率的影響基本呈上升趨勢，從第2期的0.03%上升到第10期的1.86%；來自人力資本水平的影響呈明顯的上升趨勢，從第2期的0.36%上升到第10期的1.81%。對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出、城鎮(zhèn)化率與人力資本水平影響河南省農(nóng)村居民實際收入的程度進行比較發(fā)現(xiàn)，雖然農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響高于城鎮(zhèn)化率與人力資本水平的影響，但其影響比重呈較明顯的下降趨勢，而城鎮(zhèn)化率與人力資本水平的影響比重呈明顯的上升趨勢。

三、研究結(jié)論與對策建議

1.研究結(jié)論

從以上協(xié)整檢驗、Granger因果檢驗、脈沖響應和方差分解的實證分析結(jié)果可以得出以下結(jié)論：

第一，在河南省農(nóng)村居民實際收入中，第一產(chǎn)業(yè)經(jīng)營性收入占較大比重，但其在純收入中所占的比重在迅速下降，從1985年的68%下降到2013年的34%，而工資性收入所占的比重從1985年的18%迅速上升到2013年的42%，對純收入增長的貢獻率達到62%。這表明工資性收入成為農(nóng)村居民純收入增長的第一推動力。這一結(jié)論與前文實證檢驗的結(jié)果相一致。農(nóng)業(yè)產(chǎn)出雖然是河南省農(nóng)村居民實際收入變化的Granger原因，但從協(xié)整檢驗和脈沖響應來看，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增加不僅不會帶來農(nóng)村居民實際收入增加，反而會導致農(nóng)村居民實際收入水平下降。

第二，城鎮(zhèn)化率的提高是農(nóng)村居民實際收入增加的Granger原因，對農(nóng)村居民實際收入的增加具有顯著性影響，且影響系數(shù)很大。城鎮(zhèn)化率的上升會導致農(nóng)村居民實際收入水平的大幅增加，且這一影響將越來越大。這一結(jié)論與前文理論分析的結(jié)果相一致，即一方面城鎮(zhèn)化率的提高可以減少農(nóng)村居民數(shù)量，提高農(nóng)村居民的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，從而提高來自第一產(chǎn)業(yè)的人均經(jīng)營性收入；另一方面，城鎮(zhèn)化率的提高可以為農(nóng)村居民提供更多的非農(nóng)就業(yè)機會，有助于其工資性收入和第二、三產(chǎn)業(yè)經(jīng)營性收入的提高；同時，城鎮(zhèn)化率的提高有助于增加對農(nóng)產(chǎn)品的商品化需求，從而通過農(nóng)產(chǎn)品相對價格的上升提高農(nóng)村居民第一產(chǎn)業(yè)的經(jīng)營性收入。

第三，與城鎮(zhèn)化率一樣，人力資本水平也是農(nóng)村居民實際收入增加的Granger原因，對農(nóng)村居民實際收入具有顯著性影響，且影響系數(shù)很大。人力資本水平的上升會導致農(nóng)村居民實際收入水平的大幅增加，這一影響也將越來越大。這一結(jié)論也與前文的理論分析相一致，即人力資本水平的提高可以使農(nóng)村勞動生產(chǎn)率得以提高，從而適應經(jīng)濟發(fā)展對技術(shù)水平越來越高的要求。這不僅可以提高農(nóng)村居民第一產(chǎn)業(yè)的經(jīng)營性收入，而且有助于其獲得更多的非農(nóng)就業(yè)機會，使其工資性收入和其第二、三產(chǎn)業(yè)的經(jīng)營性收入增加。

2.對策建議

基于前述實證分析結(jié)果，農(nóng)村居民實際收入水平的提高有賴于城鎮(zhèn)化率和農(nóng)村居民人力資本水平的提高，提出如下對策建議。

第一，加快城鎮(zhèn)化建設步伐，促進農(nóng)村勞動力的非農(nóng)就業(yè)。一要樹立以人為本的城鎮(zhèn)化理念，增加公共基礎設施投入，有效推動農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)民的現(xiàn)代化進程，形成城鄉(xiāng)經(jīng)濟社會發(fā)展一體化新格局，使城鎮(zhèn)化能夠為農(nóng)村勞動力提供更廣闊的就業(yè)空間，促進農(nóng)村人口不斷向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移；二要貫徹落實已經(jīng)實行的戶籍制度改革，同時通過其他相關(guān)制度改革，使進城的農(nóng)村居民在住房、工資、教育、勞保、社會保障、醫(yī)療等方面與城鎮(zhèn)居民享受同等的待遇；三要建立覆蓋城鄉(xiāng)的公共就業(yè)服務體系，為進城農(nóng)村勞動力提供及時、準確的就業(yè)供求信息。

第二，發(fā)展農(nóng)村教育、衛(wèi)生事業(yè)，提高農(nóng)村勞動力的人力資本水平。一要促進教育公平，讓財政資金重點投向農(nóng)村地區(qū)，加大對農(nóng)村基礎教育的財政投入，使農(nóng)村學生與城鎮(zhèn)學生享有同等的教育資源；二要發(fā)揮城鎮(zhèn)的教育與科研優(yōu)勢，加強技術(shù)與技能培訓，開展農(nóng)村成人教育和職業(yè)教育，增強農(nóng)村勞動力的就業(yè)與創(chuàng)業(yè)能力；三要增加對農(nóng)村的公共衛(wèi)生投入，完善農(nóng)村醫(yī)療保險制度，提高農(nóng)村勞動力的身體素質(zhì)。

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