市场化改革以来农户收入增长的影响因素分析，本文主要内容关键词为：农户论文,因素论文,收入论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引 言
农户收入增长问题是当前整个经济发展和社会稳定所面临的重要问题。关于这一问题的研究，已有不少成果。如许经勇等（2001）研究了农户收入增长的阶段性特征，尚启君（1998）探讨了农户收入增长的阶段性变化原因，陈吉元（1998）较早地探讨了农户收入增长的体制性因素，林毅夫（2001）将制约农户收入增长的因素归结为农村基础设施建设的滞后，陈锡文（2001）、阳俊雄（2001）则认为农村劳动力转移是农户收入增长的重要途径。这些研究具有如下特点：一是研究方法以定性研究为主，缺乏严格的计量检验；二是研究手段局限于采用时序资料进行分析，缺乏截面数据的支撑；三是研究范围局限于农户或农业内部诸因素，而对影响农户收入增长的自然区位条件、制度资源分布等因素考虑较少。
基于以上原因，本文拟采用多元统计方法，以各省区的截面资料为依据，按照许经勇等对市场化改革以来农户收入增长阶段的划分方法（许经勇等，2001；尚启君，1998；胡星，1999），分别研究各阶段影响农户收入增长的因素，即：1978～1984年农户收入的增长受哪些因素影响，其影响的重要程度如何；1984～1998年农户收入的增长受哪些因素影响。
本文的结构安排如下：第二部分提出假设，说明所用数据；第三部分进行模型设定，报告计量结果；第四部分则作出简短的结论及评述。
二、假设与数据
（一）基本假设
如上所述，市场化改革以来，中国农户收入增长有着显著的阶段性特征，不同阶段的增长受不同因素的影响。为了分析的简便，可以分阶段建立几个基本假设。
中国的市场化改革始于1978年，政府通过提高农产品收购价格、改革经营制度使之从集体所有制向家庭联产承包制变迁、给予市场在指导农业生产中以更大作用这三项政策，取得了随后几年（直到1984年）农业所有主要部门增长率加速、农户收入增长水平也较这之前的长期平均水平要高出好几倍（林毅夫，1994）的成效。由于这场改革是在中国广大的农村实行，尽管各地改革进度有所不同，但以省区为考察对象，1978～1984年，这一制度变迁并未产生明显的区际差异。换言之，1978～1984年农户收入增长的主要成因可能在于区域的自然区位优劣、要素投入状况、就业结构变动和初始人均收入等因素。据此，提出如下假设：
表1 农户收入增长及其影响因素的指标数据
资料来源：根据国家统计局《新中国五十年统计资料汇编》整理得到。
假设1：人均土地资源变动是1978～1984年农户收入增长的重要影响因素。该假设基于Nwafor的研究思想（Nwafor J.C.et al，1979）。其作用机制是：实行以农村为重点的市场化改革后，农户收入水平的增长更多地依赖于农业生产率（如耕地生产率）的提高，而作为制约农业生产率提高的刚性因素土地资源，会随着经济发展和人口增长而减少。因而人均土地资源越低的省区（如东部省份），土地资源随着经济发展和人口增长减少得越多，其农户收入水平的增长就越低；反之亦反。
假设2：初始人均收入是1978～1984年农户收入增长的重要影响因素。该假设与新古典经济增长的收敛理论是一致的。其作用机制是：在市场的力量下，农户收入水平有向平均水平收敛的趋势，因而初始人均收入越低的省区，其农户收入增长越快，而初始人均收入越高的省区，其农户收入增长越慢。
由于农村改革非常成功，政府于1984年底决定进行更为大胆的改革，即在东部沿海实施开放政策。这一制度变迁的效果是，东部沿海省区开始了以工业化为中心的经济起飞，东部沿海省区农户向非农产业转移，带动了东部沿海省区农户收入的持续高速增长。中西部省区未能分享这一制度资源，随着东部沿海省区经济增长的加速，中西部省区农户收入增长放慢，与东部沿海省区农户收入水平差异扩大。循环累积因果理论的提出者缪尔达尔（Myrdal C·，1957）认为，在地区差距存在时，通常既有由落后地区向发达地区转移生产要素，进一步促进发达地区发展的“回波效应”；又有由发达地区向落后地区传播技术和增加原材料购买，从而有利于落后地区发展的“扩散效应”。在就业结构变动和制度变迁同时有利于发达地区的情况下，“回波效应”可能远大于“扩散效应”，因而造成东部沿海省区农户收入增长较快，而中西部省区农户收入增长放慢。简言之，就业结构变动和制度资源的省区分布对农户收入的增长应有重要影响。
假设3：制度资源的省区分布是1984～1998年农户收入增长的重要影响因素。其作用机制是：在东部沿海省区实施开放政策的制度变迁，造成了东部沿海农户与中西部省区农户从非农产业获得收入机会的差异。而随着东部沿海省区非农产业的迅猛发展，农户有更多从非农产业获得收入的机会，因而农户收入的快速增长就越有可能；反之亦反。
假设4：农户就业结构变动是1984～1998年农户收入增长的重要影响因素。这一假设与已有的相关研究相一致（陈劲松，2001；罗发友，2001）。其作用机制是：以工业化为标志的市场化改革，农户收入水平的增长更多地依赖于从非农产业获得收入。农户向非农产业转移劳动力的就业结构变动，导致了农户收入来源的差异，对农户收入增长起重要影响。
（二）数据说明
经验检验上述假设的数据包括六类：收入、土地、化肥、就业结构、自然区位、制度资源。收入按1978年价格调整，包括初始的人均收入和收入变动，初始的人均收入用基期年份农户家庭人均纯收入的自然对数表示，记为LnIncome，收入增长则用报告期与基期年份农户家庭人均纯收入的自然对数之差表示，记为ΔLnlncome；土地是指农户生产实际投入的土地面积——劳均播种面积，人均土地资源的变动用报告期与基期年份农户家庭劳均播种面积的自然对数之差表示，记为ΔLnLand；化肥是指单位播种面积上农户生产投入的化肥折纯量，化肥利用的变动用报告期与基期年份单位播种面积上农户生产投入的化肥折纯量的自然对数之差表示，记为ΔLnFertilize；就业结构的变动用报告期与基期年份农户中非农产业劳动力与农村劳动力的比值之差表示，记为ΔStructure；自然区位是指农户所处省区的区位归属，为简化问题，并避免多重共线性，引入两个自然区位虚拟变量Z1和Z2，其取值规则如下：
由于广西、海南、重庆、西藏、甘肃、青海、新疆缺失多项数据，北京、上海、天津属于直辖市，参照Sylvie Démurger的作法（Sylvie Démurger，2001），研究样本仅包括中国21个省区。各省的区位归属依据（中国经济年鉴（1997）》的区域划分方法，优惠政策的地区分布状况以《中国经济年鉴（1985）》的数据为准，汇总的数据见表1。
三、模型设定与计量结果
以上的假设表明，农户收入增长受多种因素的影响，有些因素起着重要的作用。这些假设的证实，需要恰当的模型。
（一）模型设定
根据假设的设定，参照已有文献的做法（罗发友，1998），将生产函数引入模型，结合新古典经济增长β-收敛的经典公式（Barro and Sala-I-Martin，1995），设定为下面的估计等式：
这里，下标i代表省区，i=1、2、…、21，下标t和0分别是报告期和基期，β是需要估计的参数，Z是变量向量，包括自然区位虚拟变量z1、z2和制度资源虚拟变量Policy，ε是残差项，反映其它因素的影响。
由于中国农户收入增长有着显著的阶段性特征，不同的增长阶段受各种因素的影响不同，在1978～1984年间，制度资源的省区分布虚拟变量Policy的取值为常量，应从模型中去掉。这样，1978～1984年间农户收入增长的解释模型变为：
这里，下标78、84分别指的是1978年和1978～1984年，Z是变量向量，包括自然区位虚拟变量Z[，1]和Z[，2]，ε是残差。
在1984～1998年，农户收入增长的影响因素可能发生了变化，若模型（2）中自然区位虚拟变量Z[，1]、Z[，2]的计量结果不显著，即自然区位因素对1978～1984年农户收入增长的影响不重要，可以认为，其在随后的时段内也不重要。这样，1984～1998年农户收入增长的解释模型变为：
△Lnincome[，i98]=β[，0]+β[，1]Lnincome[，i84]+β[，2]
△LnLandi[，98]+β3△LnFertilize[，i98]+β[，4]
△Structue[，i98]+β[，5]Policy[，i]+ε[，i]
（3）
这里，下标84、98分别指的是1984年和1984～1998年，ε是残差。
（二）计量结果
上述模型恰当如否，依赖其计量检验结果。
首先，用OIS方法对模型（2）进行估计，由于采用的是截面数据，除了常规检验项外，尚需进行异方差性检验，估计和检验的结果在表2的第（1）、（2）、（3）列报告。
表2的第（1）列显示，模型（2）有着较高的拟合优度（调整R[2]大于60％），扰动项与因变量间不存在异方差（Spearman等级相关系数为0.001，对应的显著性检验P值为0.996），用它作为解释1978～1984年农户收入增长的方程是合适的；第（2）、（3）列显示，对于农户收入增长指标，初始人均收入、人均土地资源变动两个指标有显著影响（显著性水平均小于0.05），化肥利用变动、就业结构变动和自然区位因素共四个指标无显著影响（显著性水平均大于0.10）；结合第（1）、（2）、（3）列计算结果可以看出，人均土地资源变动指标的回归系数为正，这一计量结果验证了假设1，即人均土地资源越低的省区（如东部省份），土地资源随着经济发展和人口增长减少得越多，其农户收入水平的增长就越慢；初始人均收入指标的回归系数为负，反映农户收入水平有向平均水平收敛的趋势，较好地验证了假设2，即初始人均收入越低的省区，其农户收入增长越快，而初始人均收入越高的省区，其农户收入增长越慢。
对农户收入增长、初始人均收入、人均土地资源变动指标数据按X[*][，i]=[X[，i]-E（X[，i]）]/6[，xi]标准化。图1和图2直观地示意了农户收入增长与初始人均收入及人均土地资源变化之间的关系。
其次，鉴于自然区位因素对1978～1984年农户收入增长区际的影响不重要，可以用模型（3）来进行参数估计，OLS方法的计量结果在表2的第（4）、（5）、（6）列报告。
表2的第（4）列显示，模型（3）有着较高的拟合优度，扰动项与因变量间不存在异方差（Spearman等级相关系数为0.004，对应的显著性检验P值为0.987），用它作为解释1984～1998年农户收入增长的方程是合适的；第（5）、（6）列显示，对于农户收入增长指标，就业结构变动、制度资源两个指标有显著影响（显著性水平均小于0.06），初始人均收入、劳均播种面积变动和化肥利用变动三个指标无显著影响（显著性水平均大于0.10）；结合第（4）、（5）、（6）列，可以看出，制度资源、就业结构变动两个指标的回归系数均为正，这一计量结果验证了假设3和假设4，即对于1984～1998年农户收入的增长，制度资源的省区分布、农户向非农产业转移的劳动力就业结构变动有着重要的影响。
以标准化后的指标数据作图，农户收入的增长及其与制度资源分布、农户就业结构变动之间的关系如图3所示。
表2还显示，市场化改革以来，除了不同因素对农户收入增长起不同作用外，同一因素在农户收入增长不同阶段的影响也不相同。如初始人均收入、人均土地资源变动两个指标，对1978～1984年间农户收入的增长有显著影响，而对1984～1998年农户收入的增长无显著作用；就业结构变动在1978～1984年影响甚微，但却是1984～1998年农户收入增长的重要影响因素。
表2 农户收入增长及其影响因素的计量结果
注：考虑到各指标量纲不同，本表所列的系数值均为标准化的回归系数值，因而不出现常数项。
图1 1978～1984年农户收入增长与劳均播种面积变动
图2 1978～1984年农户收入增长与初始人均收入
四、简短结论及评述
本文试图评估和验证各项因素对农户收入增长的影响。结果表明，市场化改革以来，除了不同因素对农户收入增长起不同作用外，同一因素在农户收入增长的不同阶段的影响也不相同。造成农户收入增长的阶段性特征，以及各阶段受不同因素影响或同一因素不同影响的根源，是中国市场化改革的阶段性差异。实行以农村为重点的市场化改革后，农户收入水平的增长更多地依赖于农业生产率的提高，初始人均收入、人均土地资源变动两个因素的共同作用引致了1978～1984年农户收入的增长；以工业化为特征的东部沿海改革开放，使得东部沿海农户与中西部省区农户相比有更多的从非农产业获得收入的机会，并带来了农户向非农产业转移的劳动力就业结构变动，这两个因素的共同影响，在很大程度上解释了1984～1998年间农户收入的增长。
图3 1984～1998年农户收入增长及其影响因素
上面的结果除了有助于增进对1978～1998年中国农户收入增长的认识外，还有更广泛的意义。在新的世纪，政府经济工作的重点和难点是如何采取有效的措施，使加入WTO条件下农户收入普遍增长的同时地区发展差距缩小。如前所述，制度资源的省区分布、农户向非农产业转移的劳动力就业结构变动，是1984～1998年农户收入增长的重要影响因素。因而，缩小地区发展差距、促进农户增收的可行途径是：加快西部开发，实施对中西部落后地区的政策倾斜；提升中西部经济结构，转移农村劳动力；依靠市场力量，因地制宜开发绿色农业资源，实施农业产业化。
值得指出的是，本文仅分析了农户收入增长两个阶段中的重要影响因素，但关于农户收入增长两个阶段形成机理的定量解释，以及这些因素对农户收入增长的贡献率大小，仍需进一步研究。