結構、技術、工業化：農民收入的影響因素研究——以湖北省為例

何曉斌 成 功 陳 笑

（1.復旦大學管理學院 上海 200433；2.中山大學社會學與人類學學院 廣東 廣州 510275；3.華中科技大學管理學院 湖北 武漢 430074）

一、引言

湖北省是全國的農業大省之一，擁有長江流域最大最富饒的江漢平原，具有得天獨厚的地理環境優勢，自然條件優越，給農業發展帶來了極大的優勢，具有巨大的發展潛力。湖北省每年的農業生產總值占全國相當大的比重，同時，湖北省也是農民大省，2009年湖北省總人口數量為5720萬，其中鄉村人口數量為3088萬[1]。隨著城鄉差距的不斷拉大，農民收入日益成為社會所關注的焦點問題。尤其是步入新世紀以來，隨著中國發展速度的迅猛提升，改善農民收入，縮小城鄉收入差距越來越成為政府期望突破的重點和難點。自2000年以來，國家加快實行全面小康社會步伐，大力推進新農村建設，給農村生產發展注入一股新鮮動力，農民收入也隨之大幅提升，農民人均收入在過去的10年間翻倍增加。

農民收入可以分為四大類：家庭經營性收入、工資性收入、財產性收入、轉移性收入，其中農民收入主要來源是家庭經營性收入和工資性收入[2]。家庭經營性收入主要來源是種植業收入，這部分增收主要依靠的是農業生產結構調整；而工資性收入主要依靠農民工外出打工收入以及在當地鄉鎮企業的工資收入。農民從鄉鎮企業中直接獲得的工資收入占工資性收入的絕大部分，而這部分的增長速度在明顯下降[3]。分析近十年以來農民人均收入的翻倍增加，我們不能忽視的一個重要因素就是農業生產結構的逐年調整。農業發展進入新一階段后，我國重點把農業生產結構調整作為農民增收的主要途徑[4]。這里的農業生產結構由四個部分構成：種植業、林業、牧業、漁業。分析湖北省10年間各個市、州的農林牧漁四部分的產值比重，可以很明顯的看到農業生產結構隨著時間的推進而逐漸變化。農業生產結構的調整有利于農業生產資源的合理配置和使用，并且能在一定程度上加大農民人均收入，改善農民生活。

然而，農業生產結構調整并不是維持農民持續增收的最主要途徑，農民家庭經營性收入增長的幅度隨著生產結構的逐年調整卻在逐漸下降。因此，許多學者認為對農民收入起增收作用的主要因素應該在其他方面。工業發展有利于轉移農村勞動力、緩解農民就業和促進農民非家庭經營性收入，農村勞動力轉移可以減少當地從事農業人口，提高農民人均純收入，因而在考慮農民收入增長效應時，工業生產發展是一個不可忽視的重要因素。另外，農業技術應用能夠節省勞動時間和精力，更加有效的利用農業資源，直接和間接地促進農民家庭總收入的增長，對農民增收的傳導機制尤其顯著。

本文以農民人均純收入為主要研究對象，以湖北省各市州面板數據為研究樣本，實證地檢驗農業生產結構調整、農業技術進步、工業生產發展對農民收入的影響效應，并且通過比較三個變量的影響程度，對于湖北省農業發展和農民增收影響因素提供一定的理論支持。

二、文獻回顧

解決“三農”問題的關鍵在于保持農業持續穩定發展的同時，不斷增加農民收入，減小城鄉收入差距[5]。然而近年來農民收入增長緩慢，城鄉差距進一步擴大，造成這一現象的原因眾多，但最關鍵的是對農業發展的認識不全面，對影響農民收入的主要因素判斷不妥當。在建國初期，普遍認為糧食增產能使農民走上富裕之路，但結果卻是農民越生產越貧窮。自進入20世紀90年代以來，農業進入一個全新的階段，農業發展環境、目標和生產條件的改變迫使農業發展盡快改革，同時也要求我們積極探索農民增收的新道路。

國內學者對農民收入問題進行過許多不同程度和方向的探索，目前基本上形成以下幾類主要觀點：

1.生產結構調整論。這一觀點主要分為兩派，一部分學者認為農業生產結構調整曾經是農業增收的主要手段，但是如今已然不是農民增收的關鍵所在。王萍萍、貝虹從宏觀角度上研究發現，農業生產結構調整對農民增收效應受農產品需求量影響，且在宏觀層面沒有顯著正效應[6]。鐘甫寧研究發現農業生產結構調整是多年來農業發展的重要因素，但是國民收入初次分配格局和農村勞動力分配情況才是決定農民收入的根本所在[7]。張曉山認為現如今的農業結構調整尚未完成產業鏈的擴張和完成，沒有伴之以純農戶的減少和消費群體的擴張，這就直接影響了農民收入增長的持續性[8]。另一部分學者認為農業生產結構調整對農民收入確實有較明顯的增收效應。郭曉紅認為農戶家庭經營收入中產量要素的作用日益消弱，農產品價值因素作用逐漸增強，因而適應市場經濟要求進行農業結構調整是農民增收的有效途徑。鮮祖德對2003年全國及省際農村全面小康實現程度進行監測后提出，農業生產結構調整對于農民增收效應及提高農業整體效益有不可忽視的作用[9]。李國祥（通過分析發現隨著農業結構調整政策推廣，農產品市場交易量不斷擴大促使農戶家庭經營第一產業現金收入持續增長。

2.農業技術提高論。這一觀點認為農業技術與農民增收呈弱相關性和地域區別性。劉進寶、劉洪從理論和實證兩方面分析了農業技術與農民收入增長的關系，認為當農業產品的需求價格彈性小于供給價格彈性，且供給與需求之差介于0和1之間時，技術發展對農民收入產生負面影響，進而得出農業技術進步與農民收入增長呈弱相關性的結論[10]。黃祖輝、錢峰燕認為技術進步使農產品供給增加帶來價格下降，最終引起農產品邊際收益下降，因而農民農業純收入增長緩慢甚至下降[11]。彭志榮、李宏圖從全國整體農業環境出發，運用實證分析，說明農業技術進步對農民收入影響的區域性和特殊性[12]。

3.工業產值決定論。這一觀點的相關理論研究較少，大多是以包含工業生產的非農業生產因素作為研究變量進行分析。相關研究主要認為，近年來農業對農民收入的貢獻能力減弱，非農產業對農民增收能力增強。姜云長認為非農產業對農民增收效應顯著增強，但今后的波動風險會顯著增加，因而農民收入穩定增長難度加大[13]。李振國、席建國通過VAR模型實證分析發現,第二、三產業產值總和的變化對于農民工資性收入有長期正效應[14]。

縱觀現有文獻，學者們對于農民增收影響因素各有己見。由于地區環境影響，這些因素的影響程度并沒有達成一致。并且學者們在進行經驗分析時，大多是針對某單一影響因素來考慮，鮮有把這些可能影響農民增收的因素結合起來研究分析，而且對于工業生產具體如何影響農民收入缺乏探討。眾所周知，農民收入是一個比較復雜的變量，它既包括占主導地位的農民家庭經營收入，還包括工資性收入等，尤其是在近幾年農民家庭經營收入占農民收入比重不斷下滑，因而其他收入來源對于農民增收作用就顯得格外重要。而在分析非農產業對農民增收影響的時候，單獨分析工業發展對農民增收效應是很有必要的，原因有三：第一，工業產值高的地區帶動農民家庭工資性收入增加，農民人均收入普遍較高；第二，地區工業發展程度高，鄉鎮企業多，解決農民就業問題，促進農業勞動力轉移；第三，工業發展某種程度上能夠帶動農業技術進步。

另外，現有文獻研究技術進步對農民收入影響時,大多是從全國地區對比角度分析，鮮有針對單個地區的深入研究，在分析時，也缺乏工業發展影響的考量。所以，在研究近年來湖北省農民人均純收入變化的時候，本文把生產結構調整、農業技術進步以及工業總產值變化這些因素結合起來，同時考察各個影響因素在湖北省農民增收中所擔當的角色重要程度。

綜上，我們需要檢驗的理論假設是：在同時考慮農業生產結構調整、農業技術進步和工業發展因素下，這三者對湖北省農民收入有不同增收效應。下一部分的實證分析將進行具體討論。

三、計量模型設定與估計方法

為了更好的探索湖北省農民收入增長與農業生產結構調整、工業發展和技術進步之間的關系，我們將采用2000-2009年間湖北省市州級面板數據進行經濟計量分析。該數據樣本涉及湖北省17個州市，所有市州級數據均來自《湖北省統計年鑒》，時間跨度為新世紀以來逐步實行農業生產結構調整的2000-2009年，是一個平衡面板數據。

為了研究湖北省農民收入增收的影響因素，檢驗文中第二部分提出的相關理論假設，我們建立了一個控制時間的非觀測效應面板模型：

其中，i表示州市，t表示時間。模型中的被解釋變量Y代表i州（市）第t年的農民人均純收入，單位為元，為了減少系數的有偏估計，我們對原始數據進行處理，模型中我們使用農民人均收入的對數。解釋變量I表示工業產值，單位為億元，模型中同樣使用其對數；解釋變量T表示技術進步，農業機械化總動力表示農業技術進步的程度，單位為萬千瓦，數值越高表示農業技術越發達，模型中取其自然對數；解釋變量A表示農業生產結構調整，單位為%，以每年種植業產值占農業產值比重來表示地區農業生產結構調整程度。解釋變量Z為控制變量，由于數據來源有限，我們僅控制各地區人均耕地面積，單位為畝。最后，各市州有許多特有的并且不隨時間改變的非觀測因素，即地區效應，我們用非觀測效應μ來控制，ε為隨機擾動項。

在本研究中，我們通過豪斯曼（Hausman）檢驗比較固定效應和隨機效應的系數估計差異。結果表明兩者估計量間有系統差異，隨機效應和固定效應估計量非一致，應該選用固定效應模型。

為剔除物價水平變動的影響，將各年農村人均純收入以及工業總產值依據當年現價收入和零售物價指數計算得來（以2000年為基期）。具體方法為用每年的現價收入除上以2000年為基期的零售物價總指數，得到各年的可比收入和工業總產值。各變量的描述性統計參見表1：

表1 主要變量的描述性統計

四、實證分析結果

回歸結果表明，F檢驗表明模型的總體擬合優度很顯著，Hausman檢驗的結果表明模型（1）更適合固定效應。以下討論固定效應模型估計結果。

表2 實證分析結果

表2表明，總體而言，農業生產結構調整、工業發展和技術進步對于農民收入變化都有一定影響。具體而言，在控制了人均耕地面積之后，種植業比重（農業生產結構調整）與農民收入呈正相關關系，但其顯著度有所下降（模型2不顯著，模型3的10%顯著水平）；其次，工業產值增加（工業發展）對于農民工資性收入有顯著的提升作用（模型2、3，1%的顯著水平）；農業機械化總動力（農業生產技術）與農民收入顯著負相關（模型3，5%的顯著水平）。

我們根據模型3顯示的結果發現，在控制了人均耕地面積后，如果工業產值和農業技術不變，當農業生產結構變動率增加1%時，農民人均純收入只會增加0.47%（e0.0047-1=0.0047）；如果農業生產結構和農業技術不變，當工業產值對數增加1時，農民人均純收入會增加41%（e0.3442-1=0.41）；如果農業生產結構和工業產值保持不變，當農業機械化總動力對數增加1時，農民人均純收入將會減少14%（e－0.1484-1=-0.14）。總體來看，農業種植業比例增加和工業生產對于湖北省農民收入增加有積極影響，農業技術進步在一定程度對農民收入增加有負效應。當工業產值加入模型1之后，整個模型2對農民收入差異的解釋能力（調整后R2）增加了48%，這說明，工業產值對于農民收入影響最大，發展工業生產是農民收入增加的主要動力。

我們將這一估計結果與湖北省實際情況結合起來考慮，可能更容易理解。首先，農業結構調整對農民收入增長的促進作用不如其他變量顯著，這可能源于兩方面的原因：一來湖北省近年來農業生產結構調整的投入方向有誤，且存在人力財力投入浪費、實施效率偏低等問題；二來農業結構調整并沒有結合實際情況展開，沒有與企業生產相結合，進而產生強大的經濟效益帶來收入增加。其次，我們注意到，回歸結果表明工業生產總值對農民人均收入具有顯著正效應，這與前面所提非農產業對農民收入具有正效應的研究結論相一致：工業生產發展一方面帶動農民從事工業生產人數增加，解決農村勞動力問題；另一方面對于農民工資性收入有增收效應，促進農民人均純收入增長。最后，技術進步對于農民收入增加具有負效應，產生這一結果的原因可能在于湖北省農業生產中畜牧業、漁業比重較小，種植業中糧食作物比重較大，產品的需求彈性比較低，技術要求比較低，因而技術進步對于農民收入增長呈負相關性。

五、結論與政策啟示

自從進入新世紀以來，我國對農業發展有了全新的認識，并且提出了全新的轉變政策，把農業生產結構調整作為根本性的政策推行。但是我們根據湖北省的情況研究發現，政策實施的效果不盡如人意，從整體性實證結果來看，自2000年以來，湖北省的農民收入確實受到農業生產結構調整、農業技術進步和工業生產發展的作用影響。在考慮控制變量后，農業生產結構調整沒有表現出相對顯著的正效應，影響程度也不如工業產值和技術進步，這一結果表明了湖北省農業生產結構調整的效果并不十分明顯。相反，工業生產發展對于農民收入始終具有顯著的正效應，而且其影響程度要比農業生產結構調整和農業技術進步都要大，這一結果證明工業生產發展對于農民增收具有明顯的推動作用。農業技術進步對農民收入的影響顯著為負，表明技術投入沒有促進農民增收，反而帶來負面影響，農業技術的政策變動投入也沒有帶來正面效應，表明技術進步對于農民收入增長確實具有負相關性。

本文結論驗證了前面所提一些理論的正確性和適用性。首先，湖北省農業生產結構調整沒有帶來顯著的農民收入增長，在農業生產結構內部調整中應該因地而異科學調整農林牧漁的生產比重，而不是盲目增加種植業的比重。其次，湖北省處于中部糧食主產地區，農產品增收受制于市場需求，造成增產不增收的困境，即技術進步帶來農產品的增產，但是農民并沒有從技術進步中獲得人均純收入的增長；這點同上述文獻觀點一致，都表示中部地區由于農業生產結構和技術水平影響，導致技術進步對農民增收最終呈現負相關性。最后，不同于前文文獻綜述里分析非農產業對農民收入影響效應，本文集中研究了非農產業中工業生產對于農民增收的影響，結果顯示工業生產發展對于農民收入增長具有顯著的促進作用，這與現有研究發現的非農產業對農民增收影響相一致，證明了農民增收效應中工業產值決定論的合理性。

對于湖北省未來農業發展的政策啟示是：應該加大農村工業生產發展投入，提供優惠政策扶持地區工業發展，鼓勵農民積極投入工業生產中，轉移剩余農村勞動力，從而促進農民收入增長。農業生產結構調整的重點應該放在漁業生產上，合理開發湖北省豐富的水庫資源，增加淡水養殖產量；在合理調整農業生產結構的同時，更要注重其他因素對農民收入增長的促進作用，不能盲目的依靠農民家庭經營性收入帶動農民收入的增長。另外，農業生產技術要根據地方市場需求適當投入提高，在增加農業生產技術投入的同時擴大農產品市場，推動農產品需求；否則有可能無法收回投入成本，對農民收入反而產生負面影響。

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