農村經濟發展質量的減貧杠桿效應研究

李石新,陳泓杰

(湖南科技大學 商學院,湖南 湘潭 411201)

改革開放以來中國農村經濟的快速增長有效地推動了農村貧困的減少,但收入差距不斷擴大、農村居住環境逐漸惡化等問題導致農村經濟發展質量提升困難。經濟發展質量對農村減貧具有較強的杠桿效應:高質經濟發展從增收和節支等方面有效地推動農村貧困減少;而低質經濟發展則降低貧困者收入,使其陷入貧困循環陷阱。

目前學者們主要探討了自然環境、收入分配和物價波動等經濟發展質量因素的貧困變動效應。一些學者探討了自然環境對農村貧困的影響。Ekbom(1999)的研究結果表明,窮人是環境惡化的主要受害者。里爾登(2008)等認為環境與貧困之間是一種惡性循環。譚賢楚(2011)的研究表明,貧困人口主要受到環境等因素影響。潘澤泉和羅宇翔(2015)發現,農村貧困與農村居民健康風險、財產風險、環境風險有著顯著性的關系。一些學者研究了收入差距與農村貧困的關系。Ravailion和chen (2004)發現,不斷增加的收入不平等弱化了中國的減貧進程。林伯強(2003)認為,中國經濟增長有效地減少了貧困,但收入不平等惡化則降低了增長的減貧效果。陳飛和盧建詞(2014)的研究表明,收入增長使得貧困入口比例下降,但分配不公平降低了減貧速度。部分學者還探討了物價波動對農村貧困的影響。Wodon和Zaman (2008)的研究表明,最低收入10%的窮人熨平通貨膨脹的能力只有32.1%,通貨膨脹對貧困者具有較大沖擊力[1-10]。

目前對農村經濟發展質量減貧效應的研究還處于個別因素的分析上,缺乏對其整體效應進行系統研究。因此,本文在對農村經濟發展質量進行分析的基礎上,探討了農村經濟發展質量因素影響農村貧困的機理,運用時間序列數據對其進行統計性檢驗,以期為減貧視角下提升農村經濟發展質量提供理論依據。

一、農村經濟發展質量現狀分析

(一)農村經濟發展質量評價指標數據

學者們從不同視角為經濟發展質量評價構建了指標體系(冷崇臺,2008;何偉,2013;宋明順,2015),而農村經濟發展質量評價指標必須限定在農村范圍之內[11-13]。因此課題組運用德爾菲法確定了4類共12項指標來評價農村經濟發展質量(見表1)。

效率性指標數據顯示:農業勞動生產率從2000年0.301增長至2014年1.537,耕地產出率從2000年4 753公斤/公傾增長至2014年5 892公斤/公傾,農業完全消耗系數則穩定在0.25左右。這說明新世紀以來農業投資效率相對穩定,農業勞動和土地的產出效益得到了逐步改善,農村經濟發展的總體效率性得到明顯提升。

穩定性指標數據顯示:農業生產總值增長率2005年后穩定提升至5%左右;消費品價格變動率在-0.04%至6.5%之間,波動幅度較大;而農產品價格變動率在-0.04%至14.1%之間,波動幅度很大。綜合來看,由于消費品和農產品價格波動幅度較大,農村經濟發展還不穩定,較大地阻礙了農村經濟質量提升。

持續性指標數據顯示:以2005為界農村“三廢”排放率經歷了先升后降的過程;農村耕地面積從2000年至2006年銳減801.1萬公傾,但這種格局2007年后得到有效控制;新世紀以來農村水土流失治理面積呈現逐年增加的趨勢。綜合來看,新世紀以來農村經濟發展的可持續性經歷了先惡化后好轉的歷程。

分享性指標數據顯示:城鄉收入差距從2000年的0.359下降至2008年的0.300,再逐步上升至2014年0.337;農村基尼系數從2000年0.338上升到2008年的0.380再降至2014年的0.341;2006年以前農村社會保障水平相對較低,此后有顯著的提升?？傮w來說,盡管當前農村經濟發展的共享程度并不高,但近年來呈不斷提升趨勢。

表1 2000～2014農村經濟發展質量指標數據

數據來源:《中國統計年鑒》《中國國土資源公報》《中國環境狀況公報》《中國勞動統計年鑒》。

續表1 2000～2014農村經濟發展質量指標數據

數據來源:《中國統計年鑒》《中國國土資源公報》《中國環境狀況公報》《中國勞動統計年鑒》。

(二)基于熵權法的農村經濟發展質量評價結果

學者們運用不同方法(趙光華,2007;田釗平,2011;劉燕妮等,2014;韋相,2013)對經濟發展質量進行評價[14-18]。但熵權法更能有效消除指標數據之間的相關性和指標權重輸出的隨意性。因此,本文運用熵值法對上述數據計算,得出2000年至2014年間農村經濟發展質量的評價值(見表2)。表中數據顯示,當前農村經濟發展質量還處在相對較低的水平,新世紀以來呈現先降后升的趨勢:2005～2008 年綜合評分呈現下降的趨勢,從2005年的0.362下降到2008年的0.346;2008年以后綜合評分趨于平穩上升,從2008年的0.346上升至2014年的0.497。

2000年至2008年農村經濟發展質量綜合評價值微弱下降,其原因是:這一時期農村經濟發展效率逐漸趨緩,而經濟發展的波動性則無法推進經濟發展的穩定性,資源過度利用和環境保護問題并未被得到普遍重視,收入分配差距不斷擴大使得公眾無法共享發展成果。

表2 一級指標下農村經濟發展質量評價值

2008年以后,新農村建設使得農村居住環境不斷美化,“三廢”排放率逐步降低,農村綠化面積增加,從經濟發展的可持續性層面提升了農村經濟發展質量。同時,收入分配差距逐步縮小,農村社會保障水平不斷提升,從經濟發展的分享性層面提升農村經濟發展質量。

二、農村經濟發展質量減貧杠桿效應的作用機理

構成農村經濟發展質量的各要素通過不同渠道對農村貧困者的收入和消費產生影響。這種影響如同物理杠桿一樣,放大或縮小農村減貧效應:正向效應將加速貧困者的脫貧進程;負向效應將阻礙貧困者脫貧進程。

(一)農村經濟發展質量效率因素的減貧杠桿機理

農村經濟發展效率將通過投入產出影響農村居民收入。當發展效率較高時,等量的勞動、資本和耕地投入能夠生產出更多的農產品,進而快速提升農村居民收入。當發展效率較低時,主要依靠增加勞動、資本和耕地投入來支撐增長,其產出增長幅度必然低于投入增長幅度,形成累進式的效率遞減,從而阻礙了農村居民收入增長。

農村經濟發展質量的效率性對農村貧困者來說,其影響效果具有明顯的杠桿效應。當農村貧困者通過培訓或“干中學”等途徑提升勞動技能,或者由于采用了先進耕作工具提升耕種技術,抑或由于采用了優良品種而增加耕地單產時,農村貧困者的勞動生產率、投資效率和耕地產出率會得到迅速提升,其經營性收入將會得到顯著增加,從而推動貧困者快速擺脫貧困。相反,當貧困者沒有足夠資金進行人力資本、物資資本和土地改良等方面的投資時,其勞動技能逐步退化,耕作農具趨于毀損,土壤土質不斷被侵蝕,從而降低其要素投入效率,在邊際效率遞減規律的作用下將會擴大性地對農業產出產生負向影響,進而迅速降低貧困者家庭收入,使脫貧者重返或更加貧困。

由表1數據可知,新世紀以來農村經濟發展的總體效率性明顯提升,這對農村減貧具有明顯的正向杠桿效應。

(二)農村經濟發展穩定性因素的減貧杠桿機理

農村經濟發展的穩定性因素對其減貧具有杠桿效應。當經濟發展穩定時,貧困者要素投入所面臨的風險相對較小,因而貧困者可通過增加要素投入實現收入增長,從而為其脫貧創造條件。當經濟發展不穩定性時,貧困者要素投入所面臨的風險增加,并對其收支產生較大沖擊,在貧困者缺乏足夠財產來熨平經濟波動時,會使其陷入更加貧困的境況。

農產品價格的穩定性從收入視角體現了這種效應。當農產品價格穩定時,農村貧困者生產投入風險較小,能夠根據市場需求調整或增加要素投入,實現家庭收入加速增長,為其迅速脫貧提供契機。當農產品價格不穩定,貧困者生產投入風險增大,其家庭收入面臨較大沖擊,嚴重阻礙了貧困者脫貧進程:當價格暴漲時,由于其價格變動是出乎意料的,貧困者無法及時增加要素投入,他們會錯過該波價格上漲,在其他群體收入增加的情況下,貧困者收入就會相對下降;當價格暴跌時,由于缺乏足夠的財產來熨平這種沖擊,貧困者只能以較低的價格出售其農產品,并忍受由此帶來的收入銳減,從而有可能陷入更加貧困的境況。

消費品價格的穩定性則從支出視角反映了這種效應。當消費品特別是生活用品價格比較穩定時,貧困者支出風險較小,能按預期穩定地安排消費,避免了支出波動導致的貧困惡化。當消費品價格波動較大時,貧困者消費面臨較大風險,阻礙了貧困者脫貧進程:由于貧困者恩格爾系數較大,其消費品價格具有較強的剛性特征,因此當消費品價格普遍下降時,貧困者消費支出下降幅度普遍低于其他群體消費支出下降幅度,從而阻礙了相對貧困的減少;當消費品價格普遍上漲,特別是發生通貨膨脹時,農村貧困者由于缺乏足夠的財產和積儲,無法熨平價格上漲帶來的沖擊,使其陷入更深的消費貧困之中。

由表1數據可知,新世紀以來農村經濟發展缺乏穩定性,這對農村減貧具有明顯的負向杠桿效應。

(三)農村經濟發展持續性因素的減貧杠桿機理

以環境保護和資源節約為主要內容的農村經濟可持續發展將為農村貧困者脫貧提供持續動力,對農村減貧具有杠桿性效應。這種效應首先通過居住環境反映出來。當農村居住環境惡化時,居民疾病發生率上升,醫療支出增加。由于缺乏儲蓄和財產,貧困者無法應付這種醫療支出增長,引起大量因病致貧的現象,極大地增加了農村減貧難度。高度清潔的居住環境能夠降低農村貧困者的疾病發生率,甚至可能對本已發生疾病的貧困者起療養效果,從而減少其醫療支出,從節支層面加速了貧困者的脫貧進程。

這種效應同樣體現在資源節約方面。在沙漠、山石、高寒地帶和山區等資源相對貧乏的農村,其貧困者為了脫貧,通常不顧自然條件是否許可,通過開荒和增加載畜量等方式來增產農牧產品,結果導致土地沙漠化、鹽堿化和水土流失。而自然資源的惡化進一步導致貧困者開展新一輪掠奪式開發,從而使得貧困者更深地陷入貧困陷阱之中。該種情形的典型是大躍進時期的過度墾荒。相反,有效的土地整治、風沙治理和水土流失治理以及規律性的輪休輪耕制度能有效保護土壤和恢復地力,從而為農村貧困者增收脫貧提供了契機。新世紀初推行的退耕還林還草工程有效推動了農村經濟可持續發展,夯實了農村減貧基礎。

由表1可知,農村經濟發展的持續性具有先降后升的變動趨勢,這就導致其減貧進程必然經歷由負向效應到正向效應的轉變過程。

(四)農村經濟發展共享性因素的減貧杠桿機理

農村經濟發展的共享性對農村減貧具有顯著的杠桿性效應,眾多研究表明收入分配差距擴大弱化了農村減貧強度。首先,收入差距擴大阻塞了經濟增長的涓滴效應。在社會公平發展的前提下,經濟增長會通過各種渠道向貧困者傳遞,具有明顯的涓滴效應。但在二元經濟條件下,收入差距擴大使得農村貧困者在社會分配格局具有弱勢的話語權,從而堵塞經濟增長涓滴效應的渠道。

其次,收入差距擴大導致了資源配置的馬太效應。收入差距擴大使得農村貧困者在經濟資源獲取中必須處于弱勢地位,他們無法獲取足夠的教育資源以提高下一代教育水平,無法獲取足夠的培訓資源來支撐勞動技能訓練,無法獲得足夠生產資金進行現代化專業化農業生產,從而無法有效提升家庭收入,陷入惡性的貧困陷阱之中。

再次,收入差距擴大削弱了農村貧困者的社會資本水平。收入差距擴大使得農村貧困者相對貧困加劇,其政治話語權被消弱,因而通過政治話語權能獲取的社會資本將減少。因為貧困因此他們會不自覺地割斷與其他社會階層的聯系,從而失去由此產生的社會資本。因為貧困他們思想消極,自卑心理嚴重,因而失去獲取資源的進取動力。

由表1數據可知,當前農村經濟發展的共享性對農村減貧的推動作用還較弱,但這種推動有逐步強化的趨勢。

三、農村經濟發展質量減貧杠桿效應的統計檢驗

綜上所述,農村經濟發展質量各要素對農村貧困者收入和消費產生重大影響,從而對農村減貧具有顯著的杠桿效應。為了確認這一結論是否正確,必須運用相關數據進行檢驗。

(一)變量選取和數據來源

本文選定當前我國農村貧困發生率作為因變量(H),同時選定以下12個變量為自變量:農業勞動力生產率(X1),農業完全消耗系數(X2),耕地產出率(X3),農業生產總值變動率(X4),消費品價格變動率(X5),農產品價格變動率(X6),農村“三廢”排放率(X7),耕地面積凈增量(X8),水土流失治理面積(X9),城鄉居民收入比(x10),農村內部基尼系數(X11),農村社會保障水平(X12)。需要指出的是,影響農村貧困的因素是眾多的,我們將其影響設定為噪音項,用ε表示。

根據以上變量的選擇,我們將因變量和解釋變量之間的關系設定為:

H=f(X1,X2,X3,X4,X5,X6,X7,X8,X9,X10,X11,X12,ε) .

(1)

本研究自變量所采用的數據來自2000～2014年官方統計數據:“耕地面積變化”數據來自于國土資源部各年度《中國國土資源公報》;“農村‘三廢’排放率”根據環境保護部各年度《中國環境狀況公報》相關數據比照排污標準計算得到;“農村社會保障水平”根據人力資源與社會保障部相關數據計算得出,其計算結果考慮了農村社保覆蓋率和城鄉間社會保障的差距;“農村基尼系數”根據各年度《中國統計年鑒》農村家庭收入分組數據和洛倫茲曲線擬合計算得出;其它數據根據各年度《中國統計年鑒》計算得出。對于因變量貧困發生率,是采用林伯強的研究方法進行計算確定的。這里需要強調的是,由于我國官方公布的貧困線在2007～2011年間做了較大的調整,為了熨平這種調整,本研究對貧困線的值進行了平滑處理,從而使得其數據更加真實可靠。

(二)變量篩選

公式(1)中,自變量個數相對較多,且他們之間可能存在多重共線性,因此本文參考楊有和李曉虹(2006)的方法[19],運用偏F檢驗篩選自變量。對各時間序列數據進行自然對數轉化并未改變原有數據的協整關系,卻能使趨勢線性化,消除其異方差現象。因此可將公式(1)轉換為下列形式:lnH=β0+β1lnX1+β2lnX2+β3lnX3+β4lnX4+β5lnX5+β6lnX6+β7lnX7+β8lnX8+β9lnX9+β10lnX10+β11lnX11+β12lnX12+ε.

(2)

如果將上述模型中剔除變量Xi,則可得到該變量的減模型:lnH=β0+β1lnX1+…+βi-1lnXi-1+…+βi+1lnXi+1+…+β12lnX12+ε.(3)

本文運用SPSS軟件,選擇逐步回歸法,篩選變量的準則是系統默認值,即F值所對應的P值,當某一變量的顯著性水平為0.05(P≤0.05)時,該變量入選;當某一變量的顯著性水平為0.10(P≥0.10)時,該變量被剔除。經若干次逐步回歸后,變量X2、X3、X4、X8、X9、X12被剔除。于是公式(2)被簡化為:

lnH=β0+β1lnX1+β5lnX5+β6lnX6+β7lnX7+β10lnX10+β11lnX11+ε .

(4)

(三)平穩性檢驗

由于選取的數據均為時間序列數據,大部分時間序列數據是非平穩的,如果直接將非平穩數據進行回歸分析,可能得到錯誤結論,因此必須對轉換后的數據進行ADF單位根檢驗。

如表3所示,所有變量在1%、5%和10%顯著水平下都未能通過ADF檢驗,表明其時間序列都是非平穩的。對其進行一階差分后進行ADF檢驗,在5%和10%顯著水平下通過檢驗,表明在不低于5%的顯著水平下其一階差分是平穩的,即原序列具有一階單整性I(1),它們之間可能存在協整關系。

(四)協整檢驗

上述單位根檢驗表明變量之間可能存在協整關系,本文采用Engle-Granger兩步檢驗法對其協整性進行檢。

首先進行OLS法回歸。以5%的顯著性水平為標準,運用Eviews6.0對公式(4)進行OLS回歸,得到以下回歸結果:

LnH=6.3178-0.1267LnX1+0.1278LnX5-0.2164LnX6+0.1595LnX7-0.2746LnX10+0.6247LnX11

t=(4.306) (-3.278) (2.827) (-3.875) (0.2564) (-2.798) (3.674)

其中,R2=0.791 4,F=6.837 4(2.79) DW=1.845

檢驗結果顯示,R2=0.791 4,說明模型對數據的擬合度接近合理區域。F=6.837 4,大于其臨界值F0.025(6,8)=3.58,表明自變量總體上能有效解釋因變量。DW值在其序列無關的范圍1.79～2.21的范圍內,表明各自變量無自相關。|ti|>t0.025(8)=2.306,說明解釋變量都在95%的水平下通過變量的顯著性檢驗,其誤差處在合理界限范圍內。檢驗結果表明:農業勞動生產率、農產品價格變動率與農村貧困發生率反向相關,表明農業勞動生產率和農產品價格提升能夠有力地推動農村貧困減少;消費品價格、農村“三廢”排放率以及農村基尼系數與農村貧困發生率正向相關,說明消費品價格上漲、農村污染惡化以及農村內部收入差距擴大都不利于農村貧困減少。值得注意的是,城鄉收入比與城鄉收入差距反向相關,因此X10的系數為負實際上表明城鄉收入差距擴大不利于農村貧困減少。根據變量的相關關系可知,新世紀以來農村經濟發展質量的減貧杠桿效應經歷了從弱化減貧到推動減貧的過程。

表3 農村經濟發展質量與農村貧困變化回歸模型變量的ADF單位根檢驗

其次是檢驗殘差序列。設et是偏離長期均衡關系的離差值,根據該模型計算殘差,采用AEG方法對et序列進行檢驗,結果如表4。

表4 殘差ADF單位根檢驗結果

由表4可知,殘差序列et的ADF統計值小于10%和5%的顯著水平下的臨界值,說明殘差序列et在95%的水平下是平穩的,其自變量和因變量之間存在長期穩定的均衡關系。

(五)誤差修正

上述協整檢驗反映了變量之間存在長期均衡關系,但短期內由于某些因素的干擾會導致變量偏離長期均衡時,需要對其進行誤差修正。通過整理得到標準格式的誤差修正模型,運用Eviews6.0 軟件對其進行回歸,其結果如下:

ΔLnH=4.1278-1.7895ΔLnX1+0.5784ΔLnX5-0.7814ΔLnX6

t=(1.8645) (-0.8642) (1.2367) (-0.7516)

+1.2047ΔLnX7-0.8756ΔLnX10+0.2451ΔLnX11-0.6478ecm-1

(2.0127)(-1.6715)(2.0124) (-1.392)

R2=0.7621 F=8.1271 DW=1.8175

檢驗結果顯示,R2=0.762 1,說明該模型對數據的擬合度接近合理區域。F=8.127 1大于臨界值F0.025(7,9)=3.29,表明解釋變量總體上對被解釋變量具有較強解釋力。DW值在其序列無關的范圍1.79～2.21的范圍內,表明各自變量無自相關。各變量的t統計量來看,|t|>t0.025(9)=2.262,說明解釋變量在95%的水平下通過顯著性檢驗。誤差項ecm-1估計的系數-0.647 8體現了對偏離的修正力度。檢驗結果表明,盡管短期內各變量的系數發生了變化,但上述長期均衡關系所表明的各自變量和因變量之間的相關關系及其方向是不變的,因而農村經濟發展質量的減貧杠桿效應的變化趨勢也是類似的。

四、結語

通過研究,本文得到以下結論:第一，新世紀以來,農村經濟發展質量經歷了一個先降后升的過程,導致該結果的主要原因是農村居住環境和居民收入分配差距等經歷了一個先惡化后改善的過程。第二，農村經濟發展的效率性通過貧困者投入產出效率改變農村減貧效果,農村經濟發展的穩定性通過收支風險變化改變農村減貧效應,農村經濟發展的可持續性決定了農村減貧是否具有持續性動力,而農村經濟發展的共享性則決定了農村貧困者能否公平地共享發展成果。第三，實證檢驗表明,農業勞動生產率和農產品價格與農村貧困發生率反向相關,消費品價格、農村“三廢”排放率以及居民收入差距與農村貧困發生率正向相關;新世紀以來農村經濟發展質量的減貧杠桿效應經歷了弱化到增強的過程。

綜上所述,農村經濟發展質量對農村減貧具有較顯著的杠桿效應,因此必須采取有效措施提升農村經濟發展質量,以減少農村貧困,實現社會公平發展。首先必須加強農村貧困者勞動技能培訓,既要開展農業科技指導,也要開展非農就業指導,以提高其勞動生產率,為其增收和脫貧提供技能支撐。其次,構建規范的農村市場體系,穩定農村消費品市場價格,逐步提升農產品價格,消除工農產品剪刀差,為農村貧困者增收和脫貧提供穩定的市場環境。再次,美化農村居住環境,大力開展農村環境治理,積極推進沙漠治理、水土流失治理和土地整治工作,確保農村經濟的可持續發展,為農村貧困者擺脫貧困提供持續動力。最后,改革財政稅收體系和收入再分配政策,盡量縮小收入分配差距,進一步拓展和完善農村社會保障制度,為農村貧困者公平地共享社會經濟發展成果提供制度保障[20]。