江蘇省產業升級和農業結構調整對縣域農民收入的影響

衣鈺佳

摘 要 基于江蘇省35個縣域2011—2020年的面板數據，通過建立固定效應模型研究產業升級、農業結構調整對縣域農民收入的影響。結果顯示：1）江蘇省產業升級、農業結構調整對縣域農民收入具有顯著的正向影響，且此影響呈地區異質性特征;2）產業升級、農業結構調整、城鎮化率、經濟發展水平、農業財政支出和農作物播種面積均有促進農民收入增長的作用，但具體作用效果在蘇南、蘇中、蘇北3個地區略有不同;3）產業升級、農業結構調整對縣域農民收入的影響存在以城鎮化率為門檻變量的雙門檻效應。

關鍵詞 產業升級;農業結構調整;農民收入;江蘇省

中圖分類號：F121.3 文獻標志碼：A DOI：10.19415/j.cnki.1673-890x.2022.15.006

自1978年以來，江蘇省經濟蓬勃發展。相關統計資料顯示，2018年江蘇省GDP為92 595.4億元。江蘇省經濟結構亦趨于優化，產業結構已實現了由“一三二”型到“三二一”型的轉變，產業發展協調性顯著增強，但仍存在較大的收入差距，2009年江蘇省城鄉收入比達到峰值（2.51∶1），隨后城鄉收入差距逐步縮小，到2018年為2.26∶1。城鄉收入差距較大，影響著高質量發展進程。只有使農民收入實現更快速地增長，才能逐步縮小城鄉發展差距，實現高質量發展。

1 ?文獻綜述及研究假設

國內學者針對產業結構升級與居民收入關系展開大量探索，但形成的結論觀點不一，主要包括3種。1）產業升級引起城鄉居民收入差距擴大。陳斌開等建立了不同的理論模型，分析認為優先發展重工業使農村居民收入水平下降[1-2]。王悅等通過實證研究發現，產業結構升級不僅對城鄉收入差距產生擴大效應，且此影響存在顯著的空間溢出性特征[3]。2）產業升級對農民的增收效用顯著，有利于縮小城鄉收入差距。劉叔申等認為結構升級推動產業由城市轉移到成本更低的農村地區，為農村居民提供更多就業崗位，促進農民增收[4-5]。3）產業結構升級對居民收入的影響效果是非線性的。穆懷中等認為產業結構與城鄉收入差距呈“倒U型”關系，趙立文等將產業結構升級分解為高級化和合理化兩方面，認為二者對農民收入產生不同影響[6-7]。筆者認為，江蘇省已達到工業反哺農業、城市支持農村的發展階段，產業升級帶來的“涓滴效應”可為農業提供先進的技術和管理經驗，助推農業現代化發展，促進農民增收。據此提出假設H1：產業升級對農民收入具有正向促進作用。

有關農業結構調整與農民收入的關系問題，目前學界主流觀點認為農業結構調整對農民收入具有增收效應[8-9]。筆者認為，在農業結構調整中，通過增加經濟作物種植面積，可提高土地單位面積產值，促進農民增收，同時農業內部結構的優化會帶來生產效率的提高。據此提出假設H2：農業結構調整對農民收入具有正向促進作用。

經濟發展水平存在差異，產業結構不同，導致不同地區非農就業機會、政府部門財力等存在差異，農民收入也存在差異[10]。據此提出假設H3：產業升級、農業結構調整對農民收入的影響呈地區異質性特征。

2 ?研究設計

2.1 ?模型設定

基本模型設定應用柯布-道格拉斯生產函數（C-D生產函數）形式，為緩解異方差所帶來的影響，使回歸結果更加明確地表達變量間的彈性關系，對除產業升級系數之外的變量作取對數處理。

[lnincomeit=C+β1×upindusit+β2×lnplstruit+ iαi×lncontrol+ηi+μt+εit] ? ? （1）

（1）式中：income為被解釋變量，表示農村居民人均收入;upindus和plstru為兩個核心解釋變量，分別表示產業升級和農業結構調整;control為由一組控制變量構成的向量;下標i表示不同縣域、t表示不同年份;β1、β2和αi為待估參數;C為截距項;ηi代表縣域固定效應;μt為時間固定效應;εit為隨機擾動項。

2.2 ?變量構造說明

2.2.1 ?被解釋變量

農村居民收入（income）。選取縣域當年農村居民人均純收入（2013年及以后為農村居民人均可支配收入）作為其衡量指標。自2013年起，我國國家統計局開展城鄉一體化調查，農民收入統計口徑由人均純收入調整為人均可支配收入，使用調整后的收入數據，未發現大幅度跳躍。

2.2.2 ?核心解釋變量

產業升級（upindus）。產業升級的一個主要特征是第三產業占比越來越大，而第一產業占比越來越小。本文借鑒王海平等的做法，采用產業升級系數體現各縣域產業結構層次[11]。

[upindus=i=13yi×i] ? （2）

（2）式中：yi表示第i產業增加值所占比重。取值越大表示產業結構層次越高。

農業結構調整（plstru）。選取縣域經濟作物播種面積占農作物播種面積的比重作為衡量指標。經濟作物比重越高，表示農業結構更趨向于高附加值產業發展。

2.2.3 ?控制變量

為了使結果更加穩定，主要選擇4種控制變量：1）經濟發展水平（GDP），采用縣域人均GDP衡量;2）農業財政支出（expense），采用縣域農民人均農業財政支出來衡量;3）城鎮化率（ubrate），即縣域城鎮人口占常住人口的比例;4）農作物播種面積（land），采用縣域農民人均農作物播種面積來衡量。

2.3 ?數據來源

各指標數據來源于2011—2020年江蘇省各地級市統計年鑒，剔除數據不全的縣域，最終獲得35個縣域樣本。為消除不同量綱帶來的影響，對除產業升級系數之外的各變量取自然對數，同時個別缺失數據采用線性插值法補齊。經處理，所選取變量的描述性統計結果見表1。

3 ?回歸結果與分析

3.1 ?全樣本回歸

對于面板數據的研究，常用的方法有固定效應模型（FEM）和隨機效應模型（REM），在進行具體選擇時一般基于豪斯曼（Hausman）檢驗篩選。經檢驗，本數據F值為170.3，在1%的顯著性水平條件下拒絕采用隨機效應模型的原假設，接受采用固定效應模型的備擇假設。數據在固定效應模型下的總體回歸結果見表2。

結果顯示，產業升級的回歸系數為0.027，且通過1%的顯著性水平檢驗，表明在控制其他變量不變的條件下，產業結構升級有利于促進農民收入增長，產業結構系數每提高1%，農民收入增加0.027%。其原因可能在于產業結構優化升級使得高就業彈性、勞動密集型的第三產業占比不斷提高，為農村剩余勞動力提供強大的“蓄水池”[12]。原假設H1得到驗證。

農業結構的回歸系數為0.054，且通過5%的顯著性水平檢驗，表明種植結構中經濟作物占比每提高1%，農民收入將增加0.054%，因此適當調整農業結構，擴大高附加值經濟作物播種面積有助于江蘇省農民增收。原假設H2得到驗證。

就控制變量而言，城鎮化率的回歸系數絕對值最大，為1.348，并通過1%的顯著性檢驗，表明城鎮化率對農民收入提高的促進作用最為明顯，城鎮化率每提高1%，農村居民收入增加1.348%。經濟發展水平、財政農業支出、農作物播種面積的提高均有利于增加農村居民收入。

3.2 ?分地區回歸

為進一步研究產業升級、農業結構調整對縣域農民收入的影響是否呈異質性特征，將江蘇省樣本分蘇北、蘇中、蘇南3個地區進行估計。已有數據表明，蘇南地區經濟發展水平最高，蘇中次之，蘇北最低。根據行政規劃對縣域地區進行劃分，回歸結果見表3。

結果顯示，產業升級、農業結構調整對農民的增收效應存在地區異質性特征。1）蘇南地區產業升級對農民增收的促進作用強于蘇中和蘇北地區，可能與蘇南地區經濟發展水平較高、市場化改革較為深入、要素能自由流動、可更好地發揮比較優勢等因素有關。2）蘇中地區農業結構對農民收入的影響為負向但并不顯著。3）從其他控制變量看，城鎮化率對農民的增收作用在蘇中地區表現最為明顯，蘇南次之，蘇北最小，可能是由于蘇中地區工業化發展尚處于起步階段，以勞動力密集型產業為主，因此農村人口向城鎮轉移產生的增收效應更為顯著;經濟發展水平對農民增收的促進作用強度蘇南最高，蘇中最低;農業財政支出對蘇中、蘇北地區的農民收入具有顯著促進作用，而在蘇南則表現為抑制作用但并不顯著，可能是由于蘇南地區的農民收入來源相對多樣化，財政支出對農民的增收作用不明顯;人均種植面積對農民的增收作用只在蘇南地區通過5%的顯著性檢驗，可能與蘇南經濟發達、農業用地緊張、土地單位面積生產率較高等原因有關。原假設H3得到驗證。

3.3 ?門檻效應

經上述分析發現，江蘇省3個地區由于經濟發展水平不同、城市化水平存在差異，產業升級和農業結構調整對農民增收的影響效果也不同。為進一步探究產業升級和農業結構調整對農民收入的影響是否具有以城鎮化率為門檻變量的門檻效應，構建門檻面板模型，如式（3）（4）所示。

[incomeit=α1×upindusit×Iubrateit≤r1+ α2×upindusit×Ir1rn+θXit+μi+εit] ? ? ? ? ?（3）

[incomeit=β1×plstruit×Iubrateit≤r1+ β2×plstruit×Ir1rn+ηXit+νi+σit] ? ? （4）

（3）（4）式中：incomeit為被解釋變量，表示i縣域t時期的農村居民收入;ubrateit為門檻變量，表示i縣域t時期的城鎮化率;r1、r2、…、rn表示n個門限值;upindusit和plstruit分別表示i縣域t時期產業升級和農業結構調整;α1、α2、…、αn+1和β1、β2、…、βn+1分別代表不同門檻區間的回歸系數;Xit為各控制變量;θ和η為控制變量的回歸系數;I為門限效應影響系數;vi為個體效應;εit、σit為隨機干擾項。

在建立具體的門檻模型前，要先對門檻效應的存在性進行檢驗，一般通過F統計量來判斷。1）進行單門檻檢驗，對應的F值分別為63.40和67.18，P值分別為0.013和0.003，說明產業升級系數和農業結構的門檻效應均存在。2）對雙門檻效應存在性進行檢驗，其對應的F值分別為33.3和32.76，P值為0.063和0.053，在10%的統計水平下顯著，因此可以認為二者均存在雙門檻效應。3）對三門檻效應的存在性進行檢驗，未通過10%的顯著性水平，拒絕原假設。故本文采用雙門檻效應模型，如式（5）（6）所示。

[incomeit=α1×upindusit×Iubrateit≤r1+ α2×upindusit×Ir1r2+θXit+μi+εit] ? ?（5）

[incomeit=β1×plstruit×Iubrateit≤r1+ β2×plstruit×Ir1r2+ηXit+νi+σit] ? ? ? （6）

采用最小化殘差平方和的估計方式確定具體門檻值，結果見表4。

采用自助法（Bootstrap Method）檢驗門檻的估計值和實際值是否一致。依據表4的估計結果繪制似然比函數圖（見圖1）。當θ為5%時，似然比統計量的臨界值為7.35，由圖1可知，產業升級和農業結構調整模型城鎮化率的門檻值對應的似然比估計值都明顯小于該臨界值，所以此門檻估計值真實有效。

4 ?研究結論與政策建議

4.1 ?研究結論

基于江蘇省2010—2019年350份縣域面板數據，建立固定效應模型和面板門檻模型分析產業升級、農業結構調整對縣域農民收入的影響并得出結論。1）產業升級對農民收入增長具有顯著的正向影響，在蘇南地區表現最為明顯。2）農業結構調整對農民收入也具有促進作用，但在蘇中地區表現為抑制作用（差異不顯著）。3）從控制變量來看，蘇中地區城鎮化率對農民的增收作用最強，其次是蘇南，蘇北最低;經濟發展水平對農民收入的促進作用強度蘇南最高，蘇中最低;農業財政支出對蘇中、蘇北地區的農民收入具有正向影響，對蘇南地區農民收入產生負向影響但結果并不顯著;農作物種植面積對農民收入的促進作用只在蘇南地區較為顯著。4）產業升級、農業結構調整對江蘇省縣域農民收入的影響存在以城鎮化率為門檻變量的雙門檻效應。

4.2 ?政策建議

1）加速推進江蘇省產業升級，促進第三產業（尤其是現代服務業）蓬勃發展，為農村地區剩余勞動力提供更多的就業崗位。正確引導勞動力在一二三產業間有序轉移，尤其是由農業向非農產業的轉移，借助就業結構合理化提高農民收入。

2）促進農業結構優化，在保證糧食產量的前提下適當擴大經濟作物種植面積。江蘇省作為我國十三大糧食主產區之一，在保障國家糧食供應，守好糧食安全底線方面發揮著重要作用，其種植結構的調整應側重于提高單位面積的產量和優化生產布局。

3）調節好城鎮化與產業升級、農業結構調整的關系，實現互促互助。江蘇省各地區的城鎮化水平存在差異，產業結構調整的時間和力度均不相同，主要產業也不同，需要政府做好引導工作。針對蘇中地區，應加快推進城鎮化進程，加強農民轉移就業中的各項制度保障，為勞動力發展提供充足空間;蘇南地區需充分發揮其經濟優勢，借助完善的基礎設施促進農民增收;加大對蘇中、蘇北地區的財政投入，通過幫助農民改善生產條件、降低生產成本來提高農民收入水平，縮小城鄉差距，促進一體化發展。

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（責任編輯：張春雨 ?丁志祥）