朱紅恒(河南財經學院 經濟學院，河南 鄭州 450002)

一、引 言

“三農”問題的核心是農民，農民問題的核心是收入。雖然近兩年來我國農村居民收入的增長速度與以前相比有所提高，但許多年來農村居民收入的增長速度不僅低于經濟增長速度，而且低于城鎮(zhèn)居民收入增長速度，城鄉(xiāng)收入差距不斷拉大。從國家統(tǒng)計局公布的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農村居民人均純收入的數據來看，我國城鄉(xiāng)居民收入差距的拉大主要表現在兩個時段：一是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農村人均純收入之比從1983年的1.82∶1上升到1994年的2.86∶1；二是從1997年的2.47∶1上升到2009年的3.33∶1。2010年和2011年由于農產品價格上漲使農村居民人均純收入的增長速度略高于城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增長速度，但城鄉(xiāng)居民收入差距在2011年仍高達3.13∶1。另外需要指出的是，我國對城鎮(zhèn)居民采用的是較“窄”的收入口徑統(tǒng)計方法，而對農村居民采用的是較“寬”的收入口徑統(tǒng)計方法，根據城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農村居民人均純收入所計算的城鄉(xiāng)收入比率低估了我國城鄉(xiāng)居民收入的實際差距(Khan，et al，1992；Bramall，2001)。因為城鎮(zhèn)居民的可支配收入不包括城鎮(zhèn)居民所享有的各種實物性補貼、公費醫(yī)療、失業(yè)保險、最低生活保障、養(yǎng)老金保障、教育補貼等，而這些直到現在對農村居民來說很多仍是可望而不可即的，如果把這些因素考慮進去，城鄉(xiāng)收入差距會達到5∶1，甚至6∶1(朱紅恒，2010)。陳錫文(2004)指出，城鎮(zhèn)居民的可支配收入就其內涵來說，都是可以直接用于生活消費，而農村居民人均純收入中的很大一部分要為下一生產周期墊付生產費用，用于生活消費的部分一般不會超過60%，若根據可比的收入口徑，我國城鄉(xiāng)居民的收入差距至少是5.5∶1。綜上所述，我國城鄉(xiāng)居民收入實際差距遠遠大于根據城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農村居民人均純收入計算的3.3倍，實際差距應該是5倍～6倍。從世界范圍來看，城鄉(xiāng)居民收入差距的世界平均水平為1.5∶1，超過3∶1的國家極少，我國已成為世界上城鄉(xiāng)居民收入差距最大的國家之一。

過大的城鄉(xiāng)居民收入差距已經成為我國目前居民收入分配不平等的主要原因(李實，2003)，它不僅損害了社會發(fā)展的公平原則、與我國構建和諧社會的目標相違背，而且也使經濟發(fā)展的效率目標受到嚴重威脅。因此，切實提高我國農村居民收入水平、縮小城鄉(xiāng)收入差距已是促進社會和諧發(fā)展的當務之急(朱紅恒，2010)。本文以我國過大的城鄉(xiāng)居民收入差距為背景，首先分析目前存在的提高農村居民收入的認識誤區(qū)，然后通過協(xié)整分析和Granger因果檢驗，確定農村居民收入與農業(yè)生產、非農就業(yè)、人力資本狀況的長、短期關系，在此基礎上提出提高我國農村居民收入的中長期途徑及政策建議。

二、農民增收的認識誤區(qū)

從眾多研究文獻來看，目前對如何提高我國農民收入存在一定的認識誤區(qū)。國內有許多學者從農業(yè)生產的角度，認為通過增加農業(yè)產出可以實現農村居民收入水平的提高。如林毅夫(1994)，陳吉元、韓俊(1995)，高志敏等(2004)， 李國祥(2005)，王鳳山等(2005)，朱湖根等(2007)主張依靠結構調整、產業(yè)化、技術進步，通過農業(yè)產出的增加提高農村居民的收入水平。

從農產品結構調整方面看，在微觀層面上，部分農民通過結構調整，提高農產品的質量，生產適銷對路的產品，依靠價格優(yōu)勢使自己的收入水平提高。但從宏觀層面上看，這部分農民的生產調整可能會導致其他農民產品的滯銷，因而使收入水平下降。另外，當價格壓力迫使所有農民都進行農產品結構調整時，優(yōu)質農產品將逐步普及，其價格水平將逐步下降，從而導致通過結構調整所增加的收入逐漸消失。因此，結構調整從本質上講是微觀層面?zhèn)€體間的競爭問題，它不可能從整體上解決農村居民收入過低的現實。

從農業(yè)產業(yè)化方面看，理論上農業(yè)產業(yè)化可以通過農產品深加工及配套服務使農產品價值增值，從而提高農產品供給的總價值，再通過農工商、產供銷的結合，使農民不僅可以從生產環(huán)節(jié)，還可以從加工和流通環(huán)節(jié)增加收入。但在“公司+農戶”的產業(yè)化模式下，農民從各個環(huán)節(jié)所能獲得的收入在很大程度上取決于雙方議價能力的對比。在實際中，農民在產業(yè)化過程中仍然是分散的個體，公司處于強勢地位，農民處于弱勢地位，由于談判地位的不對稱，農民根本不能通過農業(yè)產業(yè)化而實現收入水平的提高(張曉山，2006)。

從技術進步方面看，當前我國農業(yè)技術進步屬于勞動節(jié)約型技術進步，農業(yè)生產過程更多的是增加資本投入而減少勞動投入。農業(yè)產出水平的提高需要更多的資本投入，在我國農業(yè)領域大部分勞動投入不計入生產成本的情況下，資本投入的增加會導致農業(yè)生產成本提高，從而抵消農業(yè)增產對農民收入的影響。

農業(yè)產出提高之所以不能有效提高我國農村居民的收入水平、縮小城鄉(xiāng)收入差距，其關鍵原因在于：一是由于我國近年來加強生態(tài)環(huán)境治理，退耕還林、退耕還草力度加大，城市的擴張、公路鐵路的修建以及沙漠化、鹽堿化等問題導致我國耕地面積持續(xù)減少；二是我國大部分農產品的單產水平已遠遠高于世界平均水平，小麥、稻谷、玉米等主要農產品的單產甚至高于美國、法國、日本等農業(yè)發(fā)達國家，我國今后提高農業(yè)單產的潛力十分有限，而依靠資本投入的技術進步又會增加農業(yè)生產成本；三是結構調整與產業(yè)化雖然可以在微觀上提高部分農民的收入水平，但不能從整體上提高農民收入水平；四是即使通過努力能夠使農業(yè)產出增加，但由于農產品需求缺乏彈性以及“恩格爾定律”的作用，農業(yè)產出的增加會引起農產品價格的下降，從而導致“谷賤傷農”現象的出現，農業(yè)增產而農民未必增收。

正是因為從農業(yè)生產的角度很難實現農村居民收入水平的提高，所以，許多學者從勞動力轉移和人力資本角度尋找有效提高我國農村居民收入水平的途徑。侯仁勇(2006)，徐平華(2006)，張貴先等(2006)，李美洲等(2007)，朱紅恒(2008)，張占貞(2010)等，主張通過城市化水平的提高，加快農村勞動力向二三產業(yè)轉移，通過提高農村居民的非農收入提高農村居民收入水平。但是，通過勞動力轉移，提高農民的非農就業(yè)水平實現農村居民收入提高的問題在于，非農就業(yè)只能提高農村居民的絕對收入水平，而不能提高其相對收入，城鄉(xiāng)收入差距不僅不會縮小反而可能會擴大。為了解決這一問題，蘇群(2005)，辛嶺等(2007)，靳衛(wèi)東(2007)，簡偉秀等(2010)從教育水平和人力資本的角度，通過實證檢驗認為要增加農村居民收入，就必須提升農村居民人力資本水平，有效引導農村勞動力的轉移。

三、農民增收的實證分析

1.變量的選取及說明

如前文所述，不同學者分別從農業(yè)產出、非農就業(yè)、人力資本角度強調提高我國農村居民收入的路徑，但很少有學者將這些因素結合在一起，分析各因素對農村居民收入的影響。本文選取四個變量，以農村居民人均實際純收入為被解釋變量，以農業(yè)實際產出、農村勞動力非農就業(yè)人數、農村居民人力資本狀況為解釋變量，從實證角度測算各因素對農村居民收入的影響。

由于我國的改革首先是從農村開始，當時農村的制度創(chuàng)新激發(fā)了農村居民長期被壓抑的生產積極性，使積累多年的農業(yè)生產力在短期內突然釋放，從而導致我國農業(yè)產出在20世紀80年代初的爆發(fā)式增長。另外，由于當時勞動力的流動存在嚴格的限制，農村非農產業(yè)的規(guī)模與水平極低，農村居民絕大部分收入來自農業(yè)生產，非農收入所占比重極低。因此，20世紀80年代中期以前農業(yè)產出的爆發(fā)式增長導致了農村居民收入的迅速提高。而20世紀80年代中期以后，我國改革重心移向城鎮(zhèn)，農村的制度創(chuàng)新基本結束。因此，為了剔除制度變遷的影響，本文選擇1985～2010年為樣本區(qū)間，分析此區(qū)間內農業(yè)生產、非農就業(yè)、人力資本狀況對農村居民收入的影響。

農村居民人均實際純收入數據是利用《中國統(tǒng)計年鑒》公布的歷年農村居民消費價格指數(1978年=100)對歷年農村居民人均純收入進行平減而得。

農業(yè)實際產出是通過《中國統(tǒng)計年鑒》公布的歷年農業(yè)GDP指數(1978年=100)和1978年的農業(yè)名義GDP計算而得。

由于從我國正式公布的現有統(tǒng)計數據中無法得到連續(xù)的農村居民非農就業(yè)人數，所以本文選擇第二產業(yè)和第三產業(yè)的總就業(yè)人數作為農村居民非農就業(yè)人數的替代變量。這一做法的合理性在于，20世紀80年代中期以后，計劃生育政策執(zhí)行力度的加強雖然使我國人口增長率逐步下降，但總人口數仍在逐年增加。從1985年到1995年農村人口一直在緩慢上升，但在1995年以后農村人口迅速下降，與此同時，城鎮(zhèn)人口迅速上升，城鄉(xiāng)人口比重迅速變化。由于我國計劃生育政策在城鎮(zhèn)的執(zhí)行力度遠大于農村，因此，城鄉(xiāng)人口比重的變化主要是農村人口向城鎮(zhèn)轉移的結果。另外，從各產業(yè)就業(yè)狀況來看，第一產業(yè)的就業(yè)人員比重從1985年的62.4%迅速下降到2010年的36.7%。而第二產業(yè)和第三產業(yè)的就業(yè)人員比重從1985年的37.6%迅速上升到2010年的63.3%。從上述城鄉(xiāng)人口比重及各產業(yè)就業(yè)人員比重來看，我國第二產業(yè)和第三產業(yè)就業(yè)人數的增加主要是農村居民非農就業(yè)的結果。因此，可以用第二產業(yè)和第三產業(yè)就業(yè)人數的變化反映農村居民非農就業(yè)的變化，第二產業(yè)和第三產業(yè)就業(yè)人數的增加意味著農村居民非農就業(yè)的增加。本文通過《中國統(tǒng)計年鑒》公布的第二產業(yè)就業(yè)人數與第三產業(yè)就業(yè)人數相加得到第二產業(yè)和第三產業(yè)就業(yè)總人數。

通過歷年《中國農村統(tǒng)計年鑒》公布的農民家庭勞動力文化狀況，再根據平均受教育年限，大專以上文化程度按16年、高中文化程度12年、初中文化程度9年、小學文化程度6年、文盲為0年計算得到農村勞動力的平均受教育年限，它代表我國農村各年的人力資本狀況。

2.實證檢驗結果與分析

按照通行做法，構建我國農村居民人均實際純收入的線性回歸模型，并對各變量取對數削弱異方差的影響。線性回歸模型為：

InYt=β0+βIlnAGDPt+β2InNAEt+β3InRHCt+μt

(1)

其中，Y為我國農村居民人均實際純收入；AGDP為農業(yè)實際GDP，反映農業(yè)產出狀況；NAE為第二產業(yè)和第三產業(yè)就業(yè)總人數，反映我國農村居民非農就業(yè)狀況；RHC為農村勞動力平均受教育年限，反映農村居民人力資本狀況。

由于標準的Johansen協(xié)整檢驗要求時間序列數據為一階單整過程，即I(1)過程。所以本文首先采用擴充迪基-富勒(即ADF)單位根檢驗方法對各變量進行單位根檢驗。單位根檢驗結果顯示：lnY的ADF檢驗統(tǒng)計值大于5%顯著性水平的臨界值，其一階差分的檢驗統(tǒng)計值小于5%顯著性水平的臨界值，故lnY在5%顯著性水平上為I(1)過程。lnAGDP、lnNAE和lnRHC的ADF檢驗統(tǒng)計值大于1%顯著性水平的臨界值，其一階差分的檢驗統(tǒng)計值小于1%顯著性水平的臨界值，故lnAGDP、lnNAE和lnRHC在1%顯著性水平上為I(1)過程。

由于lnY和lnAGDP、lnNAE和lnRHC都是I(1)過程，所以可以利用Johansen協(xié)整檢驗判斷它們之間是否存在協(xié)整關系，并進一步確定它們之間的符號關系。根據無約束VAR模型的估計結果，滯后2階時AIC值最小，所以選擇滯后階數為2進行Johansen協(xié)整檢驗，檢驗結果顯示：在1985～2010年，lnY和lnAGDP、lnNAE和lnRHC之間在5%顯著性水平上存在一個協(xié)整關系，其估計結果為(括號內為t檢驗統(tǒng)計值)：

1nYt=-23.15-2.521nAGDPt+4.371nNAEt+3.871nRHCt

(2)

(-1.62) (2.94)

(2.76)

誤差糾正機制為：

Δ1nYt=-0.28εt-1+0.27-0.48Δ1nYt-1+0.84Δ1nYt-2-1.21Δ1nAGDPt-1-6.57Δ1nADPt-2+0.87Δ1nNAEt-1+1.22Δ1nNAEt-2+0.82Δ1nRHCt-1+1.08Δ1nRHCt-2

(3)

(-2.66) (2.12) (-0.81)

(1.12) (-0.56)

(-1.98) (0.71)

(1.78) (0.61)

(1.63)

(2)式的協(xié)整關系估計結果顯示，農業(yè)實際GDP對農村居民人均實際純收入有反方向影響，影響系數(彈性值)為-2.52。但從t統(tǒng)計量來看，農業(yè)實際GDP對同期農村居民人均實際純收入沒有顯著性影響，而農村勞動力的非農就業(yè)和人力資本狀況對同期農村居民人均實際純收入有顯著性影響，且影響系數(彈性值)很大，分別為4.37和3.87，即二、三產業(yè)就業(yè)人數或農村勞動力人力資本水平每增加一個百分點會引起農村居民人均實際純收入分別增長4.37和3.87個百分點。

(3)式的誤差糾正機制顯示，上一期對均衡關系的偏離可以在下一期得到約28%的修正。

上述協(xié)整檢驗的結果表明，1985～2010年，農村居民人均實際純收入與農業(yè)實際產出、非農就業(yè)和人力資本狀況之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，但是這種均衡關系是否構成因果關系，還需要對它們進行因果關系檢驗。根據VAR模型的回歸結果，Granger因果關系檢驗設定滯后階數為2，檢驗結果顯示：在5%顯著性水平上，拒絕原假設“l(fā)nAGDP、lnNAE、lnRHC不是 lnY的Granger原因”。

綜合上述，從實證檢驗的結果可知，農業(yè)產出雖然是我國農村居民人均實際純收入的Granger原因，但它對農村居民人均實際純收入沒有顯著性影響。這進一步驗證了前文從農業(yè)生產角度很難實現農村居民收入水平提高的理論分析。而非農就業(yè)和人力資本水平不僅是我國農村居民人均實際純收入的Granger原因，而且兩者對農村居民人均實際純收入具有顯著性影響，且影響系數很大。這主要是因為在農村居民人均純收入結構中非農就業(yè)所帶來的工資性收入在近年增長最為迅速，2010年工資性收入已占人均純收入的41%。而農村勞動力的人力資本水平的提高不僅可以提高農村家庭經營純收入，而且還有助于農村居民的非農就業(yè)，從而提高其工資性收入。2010年經營性純收入和工資性收入在農村居民人均純收入中占88.9%。

四、有效提高農民收入的中長期路徑

從短期來看，農村居民收入水平的提高主要是通過農產品價格的上升來實現。但從我國實際來看，農產品價格的上升將帶來通貨膨脹壓力，當經濟中出現通貨膨脹壓力時，政府通常把穩(wěn)定物價作為宏觀調控的首要任務。所以要有效提高我國農村居民的收入水平，縮小城鄉(xiāng)收入差距就必須從中長期入手，尋找有效提高農村居民收入水平的中長期路徑。從國際經驗來看，在經濟的不同發(fā)展階段農民收入提高的方式不同：在工業(yè)化之前，農民收入的提高主要是通過農業(yè)產出水平的提高來實現；在工業(yè)化進程中，主要是通過工業(yè)化和城市化推動農業(yè)勞動力轉移，減少農民數量，進而推動農業(yè)的規(guī)模化經營，提高規(guī)模經濟效益來實現；在工業(yè)化之后，主要是通過政府對農民和農業(yè)的補貼來實現(朱紅恒，2010)。從工業(yè)化進程來看，我國已處于工業(yè)化中期的后半階段(陳佳貴等，2006)。就我國目前具體情況而言，前文的理論分析和實證檢驗已表明我國通過提高農業(yè)產出水平無法實現農民增收的目的；另外，雖然我國農村人口所占的比重在迅速下降，但目前農村人口仍占總人口的近50%，所以通過政府對如此多的農村人口進行補貼來提高農村居民收入水平也是不現實的。

因此，無論從經濟發(fā)展階段還是從我國的具體情況來看，我國農民收入水平提高的中長期路徑應主要依靠加速農村勞動力轉移，同時提高農村勞動力人力資本水平。具體應從以下幾個方面入手：第一，政府應采取擴張性財政政策與擴張性貨幣政策，提高我國有效需求水平，通過需求拉動尤其是內需拉動刺激第二產業(yè)和第三產業(yè)的增長，特別是中小企業(yè)的增長，第二產業(yè)和第三產業(yè)尤其是中小企業(yè)的增長會為農村勞動力提供更多的就業(yè)機會，使農村勞動力的非農就業(yè)或轉移成為可能；第二，在加速城鎮(zhèn)化進程的同時，通過更深層次的制度改革，徹底消除農村勞動力非農就業(yè)或轉移在工資、勞保、教育、醫(yī)療、社會保障等方面的制度性障礙，使進城就業(yè)的農村居民與城鎮(zhèn)居民享受同等的待遇；第三，加強農村基礎教育的公共財政投入，改善農村教育條件，使農村學生與城鎮(zhèn)學生一樣能夠接受良好的學校教育，提高其對經濟發(fā)展的適應能力；第四，大力發(fā)展農村成人教育和職業(yè)教育，提高農村勞動力的專業(yè)知識水平和實際操作技能；第五，努力構建城鄉(xiāng)統(tǒng)一的勞動力市場，引導優(yōu)質人力資源流向農村。

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