農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的減貧杠桿效應(yīng)研究

李石新,陳泓杰

(湖南科技大學(xué) 商學(xué)院,湖南 湘潭 411201)

改革開放以來中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的快速增長有效地推動了農(nóng)村貧困的減少,但收入差距不斷擴(kuò)大、農(nóng)村居住環(huán)境逐漸惡化等問題導(dǎo)致農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量提升困難。經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量對農(nóng)村減貧具有較強(qiáng)的杠桿效應(yīng):高質(zhì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展從增收和節(jié)支等方面有效地推動農(nóng)村貧困減少;而低質(zhì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展則降低貧困者收入,使其陷入貧困循環(huán)陷阱。

目前學(xué)者們主要探討了自然環(huán)境、收入分配和物價波動等經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量因素的貧困變動效應(yīng)。一些學(xué)者探討了自然環(huán)境對農(nóng)村貧困的影響。Ekbom(1999)的研究結(jié)果表明,窮人是環(huán)境惡化的主要受害者。里爾登(2008)等認(rèn)為環(huán)境與貧困之間是一種惡性循環(huán)。譚賢楚(2011)的研究表明,貧困人口主要受到環(huán)境等因素影響。潘澤泉和羅宇翔(2015)發(fā)現(xiàn),農(nóng)村貧困與農(nóng)村居民健康風(fēng)險、財產(chǎn)風(fēng)險、環(huán)境風(fēng)險有著顯著性的關(guān)系。一些學(xué)者研究了收入差距與農(nóng)村貧困的關(guān)系。Ravailion和chen (2004)發(fā)現(xiàn),不斷增加的收入不平等弱化了中國的減貧進(jìn)程。林伯強(qiáng)(2003)認(rèn)為,中國經(jīng)濟(jì)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(xué)者還探討了物價波動對農(nóng)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(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量減貧效應(yīng)的研究還處于個別因素的分析上,缺乏對其整體效應(yīng)進(jìn)行系統(tǒng)研究。因此,本文在對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量進(jìn)行分析的基礎(chǔ)上,探討了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量因素影響農(nóng)村貧困的機(jī)理,運(yùn)用時間序列數(shù)據(jù)對其進(jìn)行統(tǒng)計性檢驗(yàn),以期為減貧視角下提升農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量提供理論依據(jù)。

一、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量現(xiàn)狀分析

(一)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量評價指標(biāo)數(shù)據(jù)

學(xué)者們從不同視角為經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量評價構(gòu)建了指標(biāo)體系(冷崇臺,2008;何偉,2013;宋明順,2015),而農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量評價指標(biāo)必須限定在農(nóng)村范圍之內(nèi)[11-13]。因此課題組運(yùn)用德爾菲法確定了4類共12項(xiàng)指標(biāo)來評價農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量(見表1)。

效率性指標(biāo)數(shù)據(jù)顯示:農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率從2000年0.301增長至2014年1.537,耕地產(chǎn)出率從2000年4 753公斤/公傾增長至2014年5 892公斤/公傾,農(nóng)業(yè)完全消耗系數(shù)則穩(wěn)定在0.25左右。這說明新世紀(jì)以來農(nóng)業(yè)投資效率相對穩(wěn)定,農(nóng)業(yè)勞動和土地的產(chǎn)出效益得到了逐步改善,農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的總體效率性得到明顯提升。

穩(wěn)定性指標(biāo)數(shù)據(jù)顯示:農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值增長率2005年后穩(wěn)定提升至5%左右;消費(fèi)品價格變動率在-0.04%至6.5%之間,波動幅度較大;而農(nóng)產(chǎn)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(fèi)品和農(nóng)產(chǎn)品價格波動幅度較大,農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展還不穩(wěn)定,較大地阻礙了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)質(zhì)量提升。

持續(xù)性指標(biāo)數(shù)據(jù)顯示:以2005為界農(nóng)村“三廢”排放率經(jīng)歷了先升后降的過程;農(nóng)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(jì)以來農(nóng)村水土流失治理面積呈現(xiàn)逐年增加的趨勢。綜合來看,新世紀(jì)以來農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的可持續(xù)性經(jīng)歷了先惡化后好轉(zhuǎn)的歷程。

分享性指標(biāo)數(shù)據(jù)顯示:城鄉(xiāng)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(nóng)村基尼系數(shù)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(nóng)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(dāng)前農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)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(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量指標(biāo)數(shù)據(jù)

數(shù)據(jù)來源:《中國統(tǒng)計年鑒》《中國國土資源公報》《中國環(huán)境狀況公報》《中國勞動統(tǒng)計年鑒》。

續(xù)表1 2000～2014農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量指標(biāo)數(shù)據(jù)

數(shù)據(jù)來源:《中國統(tǒng)計年鑒》《中國國土資源公報》《中國環(huán)境狀況公報》《中國勞動統(tǒng)計年鑒》。

(二)基于熵權(quán)法的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量評價結(jié)果

學(xué)者們運(yùn)用不同方法(趙光華,2007;田釗平,2011;劉燕妮等,2014;韋相,2013)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量進(jìn)行評價[14-18]。但熵權(quán)法更能有效消除指標(biāo)數(shù)據(jù)之間的相關(guān)性和指標(biāo)權(quán)重輸出的隨意性。因此,本文運(yùn)用熵值法對上述數(shù)據(jù)計算,得出2000年至2014年間農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的評價值(見表2)。表中數(shù)據(jù)顯示,當(dāng)前農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量還處在相對較低的水平,新世紀(jì)以來呈現(xiàn)先降后升的趨勢:2005～2008 年綜合評分呈現(xiàn)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(wěn)上升,從2008年的0.346上升至2014年的0.497。

2000年至2008年農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量綜合評價值微弱下降,其原因是:這一時期農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率逐漸趨緩,而經(jīng)濟(jì)發(fā)展的波動性則無法推進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的穩(wěn)定性,資源過度利用和環(huán)境保護(hù)問題并未被得到普遍重視,收入分配差距不斷擴(kuò)大使得公眾無法共享發(fā)展成果。

表2 一級指標(biāo)下農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量評價值

2008年以后,新農(nóng)村建設(shè)使得農(nóng)村居住環(huán)境不斷美化,“三廢”排放率逐步降低,農(nóng)村綠化面積增加,從經(jīng)濟(jì)發(fā)展的可持續(xù)性層面提升了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。同時,收入分配差距逐步縮小,農(nóng)村社會保障水平不斷提升,從經(jīng)濟(jì)發(fā)展的分享性層面提升農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。

二、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量減貧杠桿效應(yīng)的作用機(jī)理

構(gòu)成農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的各要素通過不同渠道對農(nóng)村貧困者的收入和消費(fèi)產(chǎn)生影響。這種影響如同物理杠桿一樣,放大或縮小農(nóng)村減貧效應(yīng):正向效應(yīng)將加速貧困者的脫貧進(jìn)程;負(fù)向效應(yīng)將阻礙貧困者脫貧進(jìn)程。

(一)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量效率因素的減貧杠桿機(jī)理

農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率將通過投入產(chǎn)出影響農(nóng)村居民收入。當(dāng)發(fā)展效率較高時,等量的勞動、資本和耕地投入能夠生產(chǎn)出更多的農(nóng)產(chǎn)品,進(jìn)而快速提升農(nóng)村居民收入。當(dāng)發(fā)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(chǎn)出增長幅度必然低于投入增長幅度,形成累進(jìn)式的效率遞減,從而阻礙了農(nóng)村居民收入增長。

農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的效率性對農(nóng)村貧困者來說,其影響效果具有明顯的杠桿效應(yīng)。當(dāng)農(nóng)村貧困者通過培訓(xùn)或“干中學(xué)”等途徑提升勞動技能,或者由于采用了先進(jìn)耕作工具提升耕種技術(shù),抑或由于采用了優(yōu)良品種而增加耕地單產(chǎn)時,農(nóng)村貧困者的勞動生產(chǎn)率、投資效率和耕地產(chǎn)出率會得到迅速提升,其經(jīng)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(dāng)貧困者沒有足夠資金進(jìn)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(nóng)具趨于毀損,土壤土質(zhì)不斷被侵蝕,從而降低其要素投入效率,在邊際效率遞減規(guī)律的作用下將會擴(kuò)大性地對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出產(chǎn)生負(fù)向影響,進(jìn)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(shù)據(jù)可知,新世紀(jì)以來農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的總體效率性明顯提升,這對農(nóng)村減貧具有明顯的正向杠桿效應(yīng)。

(二)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展穩(wěn)定性因素的減貧杠桿機(jī)理

農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的穩(wěn)定性因素對其減貧具有杠桿效應(yīng)。當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展穩(wěn)定時,貧困者要素投入所面臨的風(fēng)險相對較小,因而貧困者可通過增加要素投入實(shí)現(xiàn)收入增長,從而為其脫貧創(chuàng)造條件。當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不穩(wěn)定性時,貧困者要素投入所面臨的風(fēng)險增加,并對其收支產(chǎn)生較大沖擊,在貧困者缺乏足夠財產(chǎn)來熨平經(jīng)濟(jì)波動時,會使其陷入更加貧困的境況。

農(nóng)產(chǎn)品價格的穩(wěn)定性從收入視角體現(xiàn)了這種效應(yīng)。當(dāng)農(nóng)產(chǎn)品價格穩(wěn)定時,農(nóng)村貧困者生產(chǎn)投入風(fēng)險較小,能夠根據(jù)市場需求調(diào)整或增加要素投入,實(shí)現(xiàn)家庭收入加速增長,為其迅速脫貧提供契機(jī)。當(dāng)農(nóng)產(chǎn)品價格不穩(wěn)定,貧困者生產(chǎn)投入風(fēng)險增大,其家庭收入面臨較大沖擊,嚴(yán)重阻礙了貧困者脫貧進(jìn)程:當(dāng)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(dāng)價格暴跌時,由于缺乏足夠的財產(chǎn)來熨平這種沖擊,貧困者只能以較低的價格出售其農(nóng)產(chǎn)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(fèi)品價格的穩(wěn)定性則從支出視角反映了這種效應(yīng)。當(dāng)消費(fèi)品特別是生活用品價格比較穩(wěn)定時,貧困者支出風(fēng)險較小,能按預(yù)期穩(wěn)定地安排消費(fèi),避免了支出波動導(dǎo)致的貧困惡化。當(dāng)消費(fèi)品價格波動較大時,貧困者消費(fèi)面臨較大風(fēng)險,阻礙了貧困者脫貧進(jìn)程:由于貧困者恩格爾系數(shù)較大,其消費(fèi)品價格具有較強(qiáng)的剛性特征,因此當(dāng)消費(fèi)品價格普遍下降時,貧困者消費(fèi)支出下降幅度普遍低于其他群體消費(fèi)支出下降幅度,從而阻礙了相對貧困的減少;當(dāng)消費(fèi)品價格普遍上漲,特別是發(fā)生通貨膨脹時,農(nóng)村貧困者由于缺乏足夠的財產(chǎn)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(fèi)貧困之中。

由表1數(shù)據(jù)可知,新世紀(jì)以來農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展缺乏穩(wěn)定性,這對農(nóng)村減貧具有明顯的負(fù)向杠桿效應(yīng)。

(三)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展持續(xù)性因素的減貧杠桿機(jī)理

以環(huán)境保護(hù)和資源節(jié)約為主要內(nèi)容的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展將為農(nóng)村貧困者脫貧提供持續(xù)動力,對農(nóng)村減貧具有杠桿性效應(yīng)。這種效應(yīng)首先通過居住環(huán)境反映出來。當(dāng)農(nóng)村居住環(huán)境惡化時,居民疾病發(fā)生率上升,醫(yī)療支出增加。由于缺乏儲蓄和財產(chǎn),貧困者無法應(yīng)付這種醫(yī)療支出增長,引起大量因病致貧的現(xiàn)象,極大地增加了農(nóng)村減貧難度。高度清潔的居住環(huán)境能夠降低農(nóng)村貧困者的疾病發(fā)生率,甚至可能對本已發(fā)生疾病的貧困者起療養(yǎng)效果,從而減少其醫(yī)療支出,從節(jié)支層面加速了貧困者的脫貧進(jìn)程。

這種效應(yīng)同樣體現(xiàn)在資源節(jié)約方面。在沙漠、山石、高寒地帶和山區(qū)等資源相對貧乏的農(nóng)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(chǎn)農(nóng)牧產(chǎn)品,結(jié)果導(dǎo)致土地沙漠化、鹽堿化和水土流失。而自然資源的惡化進(jìn)一步導(dǎo)致貧困者開展新一輪掠奪式開發(fā),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(jìn)時期的過度墾荒。相反,有效的土地整治、風(fēng)沙治理和水土流失治理以及規(guī)律性的輪休輪耕制度能有效保護(hù)土壤和恢復(fù)地力,從而為農(nóng)村貧困者增收脫貧提供了契機(jī)。新世紀(jì)初推行的退耕還林還草工程有效推動了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展,夯實(shí)了農(nóng)村減貧基礎(chǔ)。

由表1可知,農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的持續(xù)性具有先降后升的變動趨勢,這就導(dǎo)致其減貧進(jìn)程必然經(jīng)歷由負(fù)向效應(yīng)到正向效應(yīng)的轉(zhuǎn)變過程。

(四)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展共享性因素的減貧杠桿機(jī)理

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

其次,收入差距擴(kuò)大導(dǎo)致了資源配置的馬太效應(yīng)。收入差距擴(kuò)大使得農(nóng)村貧困者在經(jīng)濟(jì)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(xùn)資源來支撐勞動技能訓(xùn)練,無法獲得足夠生產(chǎn)資金進(jìn)行現(xiàn)代化專業(yè)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn),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(kuò)大削弱了農(nóng)村貧困者的社會資本水平。收入差距擴(kuò)大使得農(nóng)村貧困者相對貧困加劇,其政治話語權(quán)被消弱,因而通過政治話語權(quán)能獲取的社會資本將減少。因?yàn)樨毨б虼怂麄儠蛔杂X地割斷與其他社會階層的聯(lián)系,從而失去由此產(chǎn)生的社會資本。因?yàn)樨毨麄兯枷胂麡O,自卑心理嚴(yán)重,因而失去獲取資源的進(jìn)取動力。

由表1數(shù)據(jù)可知,當(dāng)前農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的共享性對農(nóng)村減貧的推動作用還較弱,但這種推動有逐步強(qiáng)化的趨勢。

三、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量減貧杠桿效應(yīng)的統(tǒng)計檢驗(yàn)

綜上所述,農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量各要素對農(nóng)村貧困者收入和消費(fèi)產(chǎn)生重大影響,從而對農(nóng)村減貧具有顯著的杠桿效應(yīng)。為了確認(rèn)這一結(jié)論是否正確,必須運(yùn)用相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)。

(一)變量選取和數(shù)據(jù)來源

本文選定當(dāng)前我國農(nóng)村貧困發(fā)生率作為因變量(H),同時選定以下12個變量為自變量:農(nóng)業(yè)勞動力生產(chǎn)率(X1),農(nóng)業(yè)完全消耗系數(shù)(X2),耕地產(chǎn)出率(X3),農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值變動率(X4),消費(fèi)品價格變動率(X5),農(nóng)產(chǎn)品價格變動率(X6),農(nóng)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(xiāng)居民收入比(x10),農(nóng)村內(nèi)部基尼系數(shù)(X11),農(nóng)村社會保障水平(X12)。需要指出的是,影響農(nóng)村貧困的因素是眾多的,我們將其影響設(shè)定為噪音項(xiàng),用ε表示。

根據(jù)以上變量的選擇,我們將因變量和解釋變量之間的關(guān)系設(shè)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(shù)據(jù)來自2000～2014年官方統(tǒng)計數(shù)據(jù):“耕地面積變化”數(shù)據(jù)來自于國土資源部各年度《中國國土資源公報》;“農(nóng)村‘三廢’排放率”根據(jù)環(huán)境保護(hù)部各年度《中國環(huán)境狀況公報》相關(guān)數(shù)據(jù)比照排污標(biāo)準(zhǔn)計算得到;“農(nóng)村社會保障水平”根據(jù)人力資源與社會保障部相關(guān)數(shù)據(jù)計算得出,其計算結(jié)果考慮了農(nóng)村社保覆蓋率和城鄉(xiāng)間社會保障的差距;“農(nóng)村基尼系數(shù)”根據(jù)各年度《中國統(tǒng)計年鑒》農(nóng)村家庭收入分組數(shù)據(jù)和洛倫茲曲線擬合計算得出;其它數(shù)據(jù)根據(jù)各年度《中國統(tǒng)計年鑒》計算得出。對于因變量貧困發(fā)生率,是采用林伯強(qiáng)的研究方法進(jìn)行計算確定的。這里需要強(qiáng)調(diào)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(diào)整,為了熨平這種調(diào)整,本研究對貧困線的值進(jìn)行了平滑處理,從而使得其數(shù)據(jù)更加真實(shí)可靠。

(二)變量篩選

公式(1)中,自變量個數(shù)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(yùn)用偏F檢驗(yàn)篩選自變量。對各時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行自然對數(shù)轉(zhuǎn)化并未改變原有數(shù)據(jù)的協(xié)整關(guān)系,卻能使趨勢線性化,消除其異方差現(xiàn)象。因此可將公式(1)轉(zhuǎn)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(yùn)用SPSS軟件,選擇逐步回歸法,篩選變量的準(zhǔn)則是系統(tǒng)默認(rèn)值,即F值所對應(yīng)的P值,當(dāng)某一變量的顯著性水平為0.05(P≤0.05)時,該變量入選;當(dāng)某一變量的顯著性水平為0.10(P≥0.10)時,該變量被剔除。經(jīng)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(wěn)性檢驗(yàn)

由于選取的數(shù)據(jù)均為時間序列數(shù)據(jù),大部分時間序列數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的,如果直接將非平穩(wěn)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析,可能得到錯誤結(jié)論,因此必須對轉(zhuǎn)換后的數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)。

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(yàn),表明其時間序列都是非平穩(wěn)的。對其進(jìn)行一階差分后進(jìn)行ADF檢驗(yàn),在5%和10%顯著水平下通過檢驗(yàn),表明在不低于5%的顯著水平下其一階差分是平穩(wěn)的,即原序列具有一階單整性I(1),它們之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

(四)協(xié)整檢驗(yàn)

上述單位根檢驗(yàn)表明變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系,本文采用Engle-Granger兩步檢驗(yàn)法對其協(xié)整性進(jìn)行檢。

首先進(jìn)行OLS法回歸。以5%的顯著性水平為標(biāo)準(zhǔn),運(yùn)用Eviews6.0對公式(4)進(jìn)行OLS回歸,得到以下回歸結(jié)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(yàn)結(jié)果顯示,R2=0.791 4,說明模型對數(shù)據(jù)的擬合度接近合理區(qū)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(guān)的范圍1.79～2.21的范圍內(nèi),表明各自變量無自相關(guān)。|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(yàn),其誤差處在合理界限范圍內(nèi)。檢驗(yàn)結(jié)果表明:農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率、農(nóng)產(chǎn)品價格變動率與農(nóng)村貧困發(fā)生率反向相關(guān),表明農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率和農(nóng)產(chǎn)品價格提升能夠有力地推動農(nóng)村貧困減少;消費(fèi)品價格、農(nóng)村“三廢”排放率以及農(nóng)村基尼系數(shù)與農(nóng)村貧困發(fā)生率正向相關(guān),說明消費(fèi)品價格上漲、農(nóng)村污染惡化以及農(nóng)村內(nèi)部收入差距擴(kuò)大都不利于農(nóng)村貧困減少。值得注意的是,城鄉(xiāng)收入比與城鄉(xiāng)收入差距反向相關(guān),因此X10的系數(shù)為負(fù)實(shí)際上表明城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大不利于農(nóng)村貧困減少。根據(jù)變量的相關(guān)關(guān)系可知,新世紀(jì)以來農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的減貧杠桿效應(yīng)經(jīng)歷了從弱化減貧到推動減貧的過程。

表3 農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量與農(nóng)村貧困變化回歸模型變量的ADF單位根檢驗(yàn)

其次是檢驗(yàn)殘差序列。設(shè)et是偏離長期均衡關(guān)系的離差值,根據(jù)該模型計算殘差,采用AEG方法對et序列進(jìn)行檢驗(yàn),結(jié)果如表4。

表4 殘差A(yù)DF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表4可知,殘差序列et的ADF統(tǒng)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(wěn)的,其自變量和因變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

(五)誤差修正

上述協(xié)整檢驗(yàn)反映了變量之間存在長期均衡關(guān)系,但短期內(nèi)由于某些因素的干擾會導(dǎo)致變量偏離長期均衡時,需要對其進(jìn)行誤差修正。通過整理得到標(biāo)準(zhǔn)格式的誤差修正模型,運(yùn)用Eviews6.0 軟件對其進(jìn)行回歸,其結(jié)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(yàn)結(jié)果顯示,R2=0.762 1,說明該模型對數(shù)據(jù)的擬合度接近合理區(qū)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(qiáng)解釋力。DW值在其序列無關(guān)的范圍1.79～2.21的范圍內(nèi),表明各自變量無自相關(guān)。各變量的t統(tǒng)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(yàn)。誤差項(xiàng)ecm-1估計的系數(shù)-0.647 8體現(xiàn)了對偏離的修正力度。檢驗(yàn)結(jié)果表明,盡管短期內(nèi)各變量的系數(shù)發(fā)生了變化,但上述長期均衡關(guān)系所表明的各自變量和因變量之間的相關(guān)關(guān)系及其方向是不變的,因而農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的減貧杠桿效應(yīng)的變化趨勢也是類似的。

四、結(jié)語

通過研究,本文得到以下結(jié)論:第一，新世紀(jì)以來,農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量經(jīng)歷了一個先降后升的過程,導(dǎo)致該結(jié)果的主要原因是農(nóng)村居住環(huán)境和居民收入分配差距等經(jīng)歷了一個先惡化后改善的過程。第二，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效率性通過貧困者投入產(chǎn)出效率改變農(nóng)村減貧效果,農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的穩(wěn)定性通過收支風(fēng)險變化改變農(nóng)村減貧效應(yīng),農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的可持續(xù)性決定了農(nóng)村減貧是否具有持續(xù)性動力,而農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的共享性則決定了農(nóng)村貧困者能否公平地共享發(fā)展成果。第三，實(shí)證檢驗(yàn)表明,農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率和農(nóng)產(chǎn)品價格與農(nóng)村貧困發(fā)生率反向相關(guān),消費(fèi)品價格、農(nóng)村“三廢”排放率以及居民收入差距與農(nóng)村貧困發(fā)生率正向相關(guān);新世紀(jì)以來農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的減貧杠桿效應(yīng)經(jīng)歷了弱化到增強(qiáng)的過程。

綜上所述,農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量對農(nóng)村減貧具有較顯著的杠桿效應(yīng),因此必須采取有效措施提升農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量,以減少農(nóng)村貧困,實(shí)現(xiàn)社會公平發(fā)展。首先必須加強(qiáng)農(nóng)村貧困者勞動技能培訓(xùn),既要開展農(nóng)業(yè)科技指導(dǎo),也要開展非農(nóng)就業(yè)指導(dǎo),以提高其勞動生產(chǎn)率,為其增收和脫貧提供技能支撐。其次,構(gòu)建規(guī)范的農(nóng)村市場體系,穩(wěn)定農(nóng)村消費(fèi)品市場價格,逐步提升農(nóng)產(chǎn)品價格,消除工農(nóng)產(chǎn)品剪刀差,為農(nóng)村貧困者增收和脫貧提供穩(wěn)定的市場環(huán)境。再次,美化農(nóng)村居住環(huán)境,大力開展農(nóng)村環(huán)境治理,積極推進(jìn)沙漠治理、水土流失治理和土地整治工作,確保農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展,為農(nóng)村貧困者擺脫貧困提供持續(xù)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(jìn)一步拓展和完善農(nóng)村社會保障制度,為農(nóng)村貧困者公平地共享社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果提供制度保障[20]。