城乡食品需求对农民食品生产收入的影响研究，本文主要内容关键词为：城乡论文,食品生产论文,需求论文,收入论文,农民论文，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。
1996年以来，农民收入增长速度逐年下降，2000年仅比上年增长2.5%，继20世纪90年代初之后，农民收入问题再次成为政府关注的重点之一。《中共中央、国务院关于做好2001年农业和农村工作的意见》指出：“当前突出的问题是农民增收困难”，“农民收入问题不仅关系农村的改革、发展和稳定，而且关系国民经济和社会发展的全局。”可见，提高农民收入已成为当前农村工作的中心。本文针对当前这一问题的流行观点谈些不同看法，期望将这一问题的讨论引向深入。
一、农民食品生产收入增长机制剖析
如果把农民视为一个整体，全社会只有两个经济主体，即农民与市民，则从食品需求的角度农民收入由两部分组成：农民食品消费需求和市民食品消费需求。农民内部产品交换形成的收入包含在第一项即农民食品消费需求形成的收入之中，而不是包含在向市民出售产品的收入之中。这样，农民食品生产收入的组成可以表示成两部分：
农民人均食品生产纯收入＝农民人均食品消费需求+市民食品消费总需求／农村人口
上式中，农民人均食品消费需求的增长决定于农民人均食品消费支出及其增长率两个因素。用公式可表示为：
农民人均食品消费需求增长量＝农民人均食品消费支出×农民人均食品消费支出增长率
式中农民人均食品消费支出决定于两个因素：一是农民人均纯收入，二是农民恩格尔系数。其中，恩格尔系数表示人均纯收入用于食品消费支出的比例。这样，农民人均食品消费支出就等于农民人均纯收入与农民恩格尔系数的乘积。
农民人均食品消费支出增长率也可以进一步分解成两个因素，即农民人均纯收入增长率和农民食品需求收入弹性。其中，农民食品需求收入弹性表示农民人均纯收入每增长1%，农民用于食品消费的支出将增长百分之几。这样，农民人均纯收入增长率与农民食品需求收入弹性的乘积就等于农民人均食品消费支出增长率。
于是，农民食品生产收入增量中来自农民自身消费需求的部分可表示为：
农民人均食品需求增长量＝（农民人均纯收入×农民恩格尔系数）×（农民人均纯收入增长率×农民食品收入弹性）
市民食品需求增量对农民人均食品生产纯收入增量的贡献不能直接用人均数据来计算，而是先要计算出市民食品需求增量的总和，再用农民人口数量加权才能得到对农民人均食品生产纯收入增量的贡献。用公式可以表示为：
市民食品需求对农民人均食品生产纯收入增量的贡献＝城镇人口×（城镇人均食品消费支出×城镇人均食品消费支出增长率）／农村人口
式中括号里的乘积为城镇人均食品消费支出增量，它与城镇人口的乘积就是城镇人口食品消费支出增量之和，再除以农村人口就是城镇人口食品消费增量对农民人均食品生产纯收入增量的贡献。
式中括号里的式子可以分解成与农民人均食品需求增长量类似的形式。于是，市民食品需求对农民人均食品生产纯收入增量的贡献可以表示为：
市民食品需求对农民人均食品生产纯收入增量的贡献＝（城镇人口×城镇人均可支配收入×城镇恩格尔系数）×（城镇人均可支配收入增长率×市民食品需求收入弹性）／农村人口
式中第一项为市民食品消费总支出，第二项为市民食品消费总支出增长率，两者的乘积为城镇食品消费需求总增量，该增量与农村人口的商即为市民食品需求增长对农民人均食品生产纯收入增长量的贡献。这样，农民人均食品生产纯收入增量可表示为：
农民人均食品生产纯收入增量＝农民人均食品需求增量+市民食品需求增量／农村人口
由此得到农民人均食品生产纯收入增长率为：
农民人均食品生产纯收入增长率＝农民人均食品生产纯收入增量／农民人均食品生产纯收入＝（农民人均食品需求增量+市民食品需求总增量／农村人口）／农民人均食品生产纯收入
将有关变量用前述各有关公式代入并进行初等变换，最后得到农民人均食品生产纯收入增长率的公式如下：
1
农民人均食品生产纯收入增长率＝──────────────
农民人均食品生产纯收入
1
×──────────────────────
1－农民恩格尔系数×农民食品需求收入弹性
城市化率
×────────×市民人均可支配收入
1－城市化率
×市民恩格尔系数×市民食品需求收入弹性×市民可支配收入增长率
从上式可以看到，在我们的研究范围内，农民食品生产收入决定于8个因素，即农民人均食品生产纯收入、农民恩格尔系数、农民食品需求收入弹性、城市化率、市民人均可支配收入、市民恩格尔系数、市民食品需求收入弹性和市民可支配收入增长率。各变量与农民食品生产收入增长率具有如下关系：
1.农民人均食品生产纯收入与农民食品生产收入增长率呈现负相关关系。即农民食品生产收入越高，收入增长率越慢。这是合乎逻辑的。因为农民人均食品生产纯收入是食品生产收入增长率的基数，基数越高，增长率自然越低。
2.农民食品消费对农民食品生产收入增长具有乘数效应。公式右边第二项，农民食品需求收入弹性、农民恩格尔系数与农民食品生产收入增长率呈正相关关系。即这两个参数的值越大，农民食品生产收入增长率越高。这是因为，农民食品需求弹性值越高，农民食品生产收入增长中用于食品消费需求的增量越大；同样，恩格尔系数越高，意味着农民收入用于食品消费的比例越大。该项类似于凯恩斯消费函数中的消费乘数。也就是说，农民食品消费对农民食品生产收入具有乘数效应。
3.城市化水平对农民食品生产收入增长率的贡献具有双重效应。一方面，城市化率作为分子对农民食品生产收入增长率做出贡献；另一方面，在分母中作为减数，其值越大，分母越小，从而对农民食品生产收入增长率的贡献越大。
4.城市化水平对农民食品生产收入的贡献临界值为0.5。当城市化水平高于0.5时，公式中与城市化有关的第三项分式的值将大于1，这时，城市化水平对农民食品生产收入增长率有乘数作用。当城市化水平低于0.5时，整个分式的值是小于1的，对农民食品生产收入增长具有约数作用或缩减作用。
5.与市民有关的4个参数与农民食品生产收入增长率呈正相关关系。即市民人均可支配收入、市民恩格尔系数、市民食品需求收入弹性和市民可支配收入增长率与农民食品生产收入增长率均呈正相关关系。这些参数取值越高，农民食品生产收入提高越快。
二、几项参数的讨论
要利用上述公式分析农民食品生产收入增长率，需要对各项参数赋值。其中大部分参数有正式的统计指标，如农民人均食品生产纯收入、城镇居民人均可支配收入、城市化水平等。需要讨论的几个参数是城乡居民恩格尔系数、城乡居民食品需求收入弹性和城镇居民人均可支配收入增长率等。
1.城乡居民恩格尔系数。表1是根据住户调查资料（注：国家统计局：《中国统计年鉴2000》，光盘版。以下所引数据均源于此，不再注明。）计算的恩格尔系数。从表中可以看到，1978年以来农民恩格尔系数不断下降，由1978年的58.8%下降到1999年的37.5%，22年共下降21.3个百分点，平均每年下降近1个百分点(0.968)。市民恩格尔系数由1978年的52.1%下降到1999年的33%，22年下降19.1个百分点，平均每年下降0.868个百分点。1997年以来，城乡居民恩格尔系数均呈现出加速下降的趋势，其中农民恩格尔系数1996～1999年平均每年下降2.8个百分点，市民恩格尔系数平均每年下降3.5个百分点。由于恩格尔系数与农民食品生产收入增长率呈正相关关系，恩格尔系数加速下降将导致农民食品生产收入增长速度加速下跌。
2.食品需求收入弹性。恩格尔定律揭示了食品消费支出占收入的比重随着收入的增长而降低，这意味着食品需求收入弹性小于1。利用1978～1999年农民人均纯收入与食品消费支出进行回归，得到回归方程如下：
FOOD=-9E-05X[2]+0.6157X-31.8
R[2]=0.9905
式中，FOOD表示农民人均食品消费支出，X表示农民人均纯收入，R[2]为相关系数的平方。根据回归方程计算的农民食品需求收入弹性值参见图1。从图中可以看到，农民食品需求收入弹性值在80年代曾上升到1以上，这主要是对80年代前我国传统体制导致农民食品消费严重滞后的补偿。80年代中期以后，农民食品需求收入弹性稳步下降，到90年代后期，下降趋势有所减缓，到1999年已由高峰时期的1.21（1984年）下降到0.58。
表1 1978～1999年城乡居民恩格尔系数
年份
农民
市民
年份
农民
市民
1978 0.588 0.521
1989 0.481 0.456
1979 0.537 0.483
1990 0.494 0.456
1980 0.524 0.490
1991 0.497 0.457
1981
0.509
0.477
1992 0.478 0.436
1982 0.493 0.460
1993 0.484 0.436
1983 0.475 0.461
1994 0.490 0.447
1984 0.455 0.443
1995 0.487 0.412
1985 0.461 0.470
1996 0.460 0.435
1986 0.475 0.459
1997 0.426 0.376
1987
0.475 0.457
1998
0.393
0.355
1988 0.467 0.484
1999 0.375 0.330
图1 1978～1999年农民食品需求收入弹性值
图2 1978～1999年市民食品需求收入弹性值
采用类似的方法得到城镇居民1978～1999年食品需求收入弹性（如图2）。从图中可以看到，除90年代初稍有波动外，城镇居民食品需求收入弹性一直处于稳步下降中，1996年已降为0.508。有关研究采用1996年城镇居民按收入分组的食品消费与收入资料，得到1996年我国城镇居民食品需求收入弹性为0.4435（注：范剑平（主编）：《我国居民消费结构变化对国民经济发展的影响》，中国计划出版社，1999年。），与本文的测算大致相似。令人关切的是，1997年后，城镇居民食品需求收入弹性出现了急速下降的走势，1997～1999年分别为0.379、0.327和0.222。也就是说，城镇居民食品消费需求已处于几乎停滞不前的状态。
上述城乡食品需求收入弹性值的实证分析说明了两点：一是城乡食品需求收入弹性值已达到相当低的水平，特别是市民食品需求收入弹性已在0.5以下，对农民食品生产收入增长的贡献已相当低下；二是食品需求收入弹性逐年走低，对农民食品生产收入增长率的贡献也相应走低。这意味着依靠城乡人均收入的增长来增加食品需求进而增加农民收入的传统方式作用将越来越小。
3.市民可支配收入增长率。城镇居民人均可支配收入增长率年度间的波动很大且无明确的趋势可言。1978～1999年，年均递增6.3%，1999年达到5854元。
4.城市化水平。1978～1999年，我国城镇人口比重由17.92%提高到30.89%，平均每年提高0.62个百分点。
表3是根据上述参数和公式计算的城乡居民食品需求对农民食品生产收入增长率的贡献。除市民收入增长率外，表中分段参数值都是分年度参数值的简单平均数。最后一栏是根据公式计算的城乡食品需求拉动的农民食品生产收入增长率。
三、结论
1.在现有城乡人口格局下，城乡居民食品消费需求很难支撑农民食品生产收入的增长。表3显示，城乡居民食品需求对农民食品生产收入增长率的支撑能力稳步下降。1978～1980年，城乡居民食品消费需求增长可使农民食品生产人均纯收入增长9.2%，1981～1985年降为3.2%，1995～1999年更降至1.1%。到2000年，如果其他参数保持1999年的数值不变（即农民人均纯收入2210.34元、农民恩格尔系数0.375，农民食品需求收入弹性0.58，城镇人口占30.89%，市民人均可支配收入5854元，市民食品需求收入弹性为0.222，市民恩格尔系数为0.33），城镇居民收入增长保持改革开放20年的平均速度，即年均增长6.3%，通过公式计算，城乡居民食品消费需求增长将使农民人均食品纯收入增长0.6%，几乎可以忽略不计。可见，时至今日，居民食品需求已很难拉动农民食品生产收入增长。
表3 1978～1999年城乡食品消费对农民收入增长率的贡献
注：最后一栏是利用表中数据，根据公式计算的城乡居民食品消费需求增长拉动农民食品生产收入增长的速度。
2.问题的严重性还在于，上述各项参数的变动趋势大多朝着对农民收入增长贡献率下降的方向发展。例如，与农民收入增长率正相关的城乡居民恩格尔系数、食品需求收入弹性均呈下降趋势，与农民收入增长率负相关的农民人均纯收入水平则呈上升趋势等等。这意味着随着时间的推移，城乡居民食品消费需求对农民收入增长的贡献还会趋于下降。
3.由此得出的一个重要结论是，在不考虑农产品进出口条件下，试图主要依靠农产品结构调整来增加农民收入的政策可能会落空（注：本文为了简化，舍去了纤维生产对农民收入的影响。）。因为无论农产品结构如何调整，在城乡人口分布格局没有大的变化的条件下，城乡居民恩格尔系数不断下降，食品需求收入弹性下降，对农产品需求增长呈现下降趋势，由此必然带来农民收入增长率的下降。
4.出现上述结论的一个重要原因是我们没有考虑农民向城镇迁移对农民收入的影响。农民向城镇迁移对农民收入具有双重影响。一是农民迁入城市将增加对食品的需求，二是农民迁入城市将减少农村人口，在收入总量不变的情况下由于农村人口减少，农民人均收入将出现增长。而且从前述公式看出，城市化对农民人均收入增长具有双重推动作用，随着城市化不断推进，对农民收入增长的推动作用是不断加强的。限于本文主题，其具体机制将另文讨论。