江蘇省產(chǎn)業(yè)升級和農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對縣域農(nóng)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(shù)據(jù)，通過建立固定效應(yīng)模型研究產(chǎn)業(yè)升級、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對縣域農(nóng)民收入的影響。結(jié)果顯示：1）江蘇省產(chǎn)業(yè)升級、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對縣域農(nóng)民收入具有顯著的正向影響，且此影響呈地區(qū)異質(zhì)性特征;2）產(chǎn)業(yè)升級、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、城鎮(zhèn)化率、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)財政支出和農(nóng)作物播種面積均有促進(jìn)農(nóng)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(qū)略有不同;3）產(chǎn)業(yè)升級、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對縣域農(nóng)民收入的影響存在以城鎮(zhèn)化率為門檻變量的雙門檻效應(yīng)。

關(guān)鍵詞 產(chǎn)業(yè)升級;農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整;農(nóng)民收入;江蘇省

中圖分類號：F121.3 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A DOI：10.19415/j.cnki.1673-890x.2022.15.006

自1978年以來，江蘇省經(jīng)濟(jì)蓬勃發(fā)展。相關(guān)統(tǒng)計資料顯示，2018年江蘇省GDP為92 595.4億元。江蘇省經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)亦趨于優(yōu)化，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)已實現(xiàn)了由“一三二”型到“三二一”型的轉(zhuǎn)變，產(chǎn)業(yè)發(fā)展協(xié)調(diào)性顯著增強(qiáng)，但仍存在較大的收入差距，2009年江蘇省城鄉(xiāng)收入比達(dá)到峰值（2.51∶1），隨后城鄉(xiāng)收入差距逐步縮小，到2018年為2.26∶1。城鄉(xiāng)收入差距較大，影響著高質(zhì)量發(fā)展進(jìn)程。只有使農(nóng)民收入實現(xiàn)更快速地增長，才能逐步縮小城鄉(xiāng)發(fā)展差距，實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。

1 ?文獻(xiàn)綜述及研究假設(shè)

國內(nèi)學(xué)者針對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與居民收入關(guān)系展開大量探索，但形成的結(jié)論觀點不一，主要包括3種。1）產(chǎn)業(yè)升級引起城鄉(xiāng)居民收入差距擴(kuò)大。陳斌開等建立了不同的理論模型，分析認(rèn)為優(yōu)先發(fā)展重工業(yè)使農(nóng)村居民收入水平下降[1-2]。王悅等通過實證研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級不僅對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生擴(kuò)大效應(yīng)，且此影響存在顯著的空間溢出性特征[3]。2）產(chǎn)業(yè)升級對農(nóng)民的增收效用顯著，有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。劉叔申等認(rèn)為結(jié)構(gòu)升級推動產(chǎn)業(yè)由城市轉(zhuǎn)移到成本更低的農(nóng)村地區(qū)，為農(nóng)村居民提供更多就業(yè)崗位，促進(jìn)農(nóng)民增收[4-5]。3）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對居民收入的影響效果是非線性的。穆懷中等認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距呈“倒U型”關(guān)系，趙立文等將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級分解為高級化和合理化兩方面，認(rèn)為二者對農(nóng)民收入產(chǎn)生不同影響[6-7]。筆者認(rèn)為，江蘇省已達(dá)到工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)、城市支持農(nóng)村的發(fā)展階段，產(chǎn)業(yè)升級帶來的“涓滴效應(yīng)”可為農(nóng)業(yè)提供先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗，助推農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展，促進(jìn)農(nóng)民增收。據(jù)此提出假設(shè)H1：產(chǎn)業(yè)升級對農(nóng)民收入具有正向促進(jìn)作用。

有關(guān)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與農(nóng)民收入的關(guān)系問題，目前學(xué)界主流觀點認(rèn)為農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對農(nóng)民收入具有增收效應(yīng)[8-9]。筆者認(rèn)為，在農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整中，通過增加經(jīng)濟(jì)作物種植面積，可提高土地單位面積產(chǎn)值，促進(jìn)農(nóng)民增收，同時農(nóng)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)的優(yōu)化會帶來生產(chǎn)效率的提高。據(jù)此提出假設(shè)H2：農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對農(nóng)民收入具有正向促進(jìn)作用。

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在差異，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不同，導(dǎo)致不同地區(qū)非農(nóng)就業(yè)機(jī)會、政府部門財力等存在差異，農(nóng)民收入也存在差異[10]。據(jù)此提出假設(shè)H3：產(chǎn)業(yè)升級、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對農(nóng)民收入的影響呈地區(qū)異質(zhì)性特征。

2 ?研究設(shè)計

2.1 ?模型設(shè)定

基本模型設(shè)定應(yīng)用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)（C-D生產(chǎn)函數(shù)）形式，為緩解異方差所帶來的影響，使回歸結(jié)果更加明確地表達(dá)變量間的彈性關(guān)系，對除產(chǎn)業(yè)升級系數(shù)之外的變量作取對數(shù)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(nóng)村居民人均收入;upindus和plstru為兩個核心解釋變量，分別表示產(chǎn)業(yè)升級和農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整;control為由一組控制變量構(gòu)成的向量;下標(biāo)i表示不同縣域、t表示不同年份;β1、β2和αi為待估參數(shù);C為截距項;ηi代表縣域固定效應(yīng);μt為時間固定效應(yīng);εit為隨機(jī)擾動項。

2.2 ?變量構(gòu)造說明

2.2.1 ?被解釋變量

農(nóng)村居民收入（income）。選取縣域當(dāng)年農(nóng)村居民人均純收入（2013年及以后為農(nóng)村居民人均可支配收入）作為其衡量指標(biāo)。自2013年起，我國國家統(tǒng)計局開展城鄉(xiāng)一體化調(diào)查，農(nóng)民收入統(tǒng)計口徑由人均純收入調(diào)整為人均可支配收入，使用調(diào)整后的收入數(shù)據(jù)，未發(fā)現(xiàn)大幅度跳躍。

2.2.2 ?核心解釋變量

產(chǎn)業(yè)升級（upindus）。產(chǎn)業(yè)升級的一個主要特征是第三產(chǎn)業(yè)占比越來越大，而第一產(chǎn)業(yè)占比越來越小。本文借鑒王海平等的做法，采用產(chǎn)業(yè)升級系數(shù)體現(xiàn)各縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次[11]。

[upindus=i=13yi×i] ? （2）

（2）式中：yi表示第i產(chǎn)業(yè)增加值所占比重。取值越大表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次越高。

農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整（plstru）。選取縣域經(jīng)濟(jì)作物播種面積占農(nóng)作物播種面積的比重作為衡量指標(biāo)。經(jīng)濟(jì)作物比重越高，表示農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)更趨向于高附加值產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

2.2.3 ?控制變量

為了使結(jié)果更加穩(wěn)定，主要選擇4種控制變量：1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（GDP），采用縣域人均GDP衡量;2）農(nóng)業(yè)財政支出（expense），采用縣域農(nóng)民人均農(nóng)業(yè)財政支出來衡量;3）城鎮(zhèn)化率（ubrate），即縣域城鎮(zhèn)人口占常住人口的比例;4）農(nóng)作物播種面積（land），采用縣域農(nóng)民人均農(nóng)作物播種面積來衡量。

2.3 ?數(shù)據(jù)來源

各指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于2011—2020年江蘇省各地級市統(tǒng)計年鑒，剔除數(shù)據(jù)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(chǎn)業(yè)升級系數(shù)之外的各變量取自然對數(shù)，同時個別缺失數(shù)據(jù)采用線性插值法補(bǔ)齊。經(jīng)處理，所選取變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。

3 ?回歸結(jié)果與分析

3.1 ?全樣本回歸

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

結(jié)果顯示，產(chǎn)業(yè)升級的回歸系數(shù)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(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有利于促進(jìn)農(nóng)民收入增長，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)每提高1%，農(nóng)民收入增加0.027%。其原因可能在于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級使得高就業(yè)彈性、勞動密集型的第三產(chǎn)業(yè)占比不斷提高，為農(nóng)村剩余勞動力提供強(qiáng)大的“蓄水池”[12]。原假設(shè)H1得到驗證。

農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)為0.054，且通過5%的顯著性水平檢驗，表明種植結(jié)構(gòu)中經(jīng)濟(jì)作物占比每提高1%，農(nóng)民收入將增加0.054%，因此適當(dāng)調(diào)整農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)，擴(kuò)大高附加值經(jīng)濟(jì)作物播種面積有助于江蘇省農(nóng)民增收。原假設(shè)H2得到驗證。

就控制變量而言，城鎮(zhèn)化率的回歸系數(shù)絕對值最大，為1.348，并通過1%的顯著性檢驗，表明城鎮(zhèn)化率對農(nóng)民收入提高的促進(jìn)作用最為明顯，城鎮(zhèn)化率每提高1%，農(nóng)村居民收入增加1.348%。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、財政農(nóng)業(yè)支出、農(nóng)作物播種面積的提高均有利于增加農(nóng)村居民收入。

3.2 ?分地區(qū)回歸

為進(jìn)一步研究產(chǎn)業(yè)升級、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對縣域農(nóng)民收入的影響是否呈異質(zhì)性特征，將江蘇省樣本分蘇北、蘇中、蘇南3個地區(qū)進(jìn)行估計。已有數(shù)據(jù)表明，蘇南地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平最高，蘇中次之，蘇北最低。根據(jù)行政規(guī)劃對縣域地區(qū)進(jìn)行劃分，回歸結(jié)果見表3。

結(jié)果顯示，產(chǎn)業(yè)升級、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對農(nóng)民的增收效應(yīng)存在地區(qū)異質(zhì)性特征。1）蘇南地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級對農(nóng)民增收的促進(jìn)作用強(qiáng)于蘇中和蘇北地區(qū)，可能與蘇南地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)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(fā)揮比較優(yōu)勢等因素有關(guān)。2）蘇中地區(qū)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)對農(nóng)民收入的影響為負(fù)向但并不顯著。3）從其他控制變量看，城鎮(zhèn)化率對農(nóng)民的增收作用在蘇中地區(qū)表現(xiàn)最為明顯，蘇南次之，蘇北最小，可能是由于蘇中地區(qū)工業(yè)化發(fā)展尚處于起步階段，以勞動力密集型產(chǎn)業(yè)為主，因此農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移產(chǎn)生的增收效應(yīng)更為顯著;經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對農(nóng)民增收的促進(jìn)作用強(qiáng)度蘇南最高，蘇中最低;農(nóng)業(yè)財政支出對蘇中、蘇北地區(qū)的農(nóng)民收入具有顯著促進(jìn)作用，而在蘇南則表現(xiàn)為抑制作用但并不顯著，可能是由于蘇南地區(qū)的農(nóng)民收入來源相對多樣化，財政支出對農(nóng)民的增收作用不明顯;人均種植面積對農(nóng)民的增收作用只在蘇南地區(qū)通過5%的顯著性檢驗，可能與蘇南經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)、農(nóng)業(yè)用地緊張、土地單位面積生產(chǎn)率較高等原因有關(guān)。原假設(shè)H3得到驗證。

3.3 ?門檻效應(yīng)

經(jīng)上述分析發(fā)現(xiàn)，江蘇省3個地區(qū)由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同、城市化水平存在差異，產(chǎn)業(yè)升級和農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對農(nóng)民增收的影響效果也不同。為進(jìn)一步探究產(chǎn)業(yè)升級和農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對農(nóng)民收入的影響是否具有以城鎮(zhèn)化率為門檻變量的門檻效應(yīng)，構(gòu)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(nóng)村居民收入;ubrateit為門檻變量，表示i縣域t時期的城鎮(zhèn)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(chǎn)業(yè)升級和農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整;α1、α2、…、αn+1和β1、β2、…、βn+1分別代表不同門檻區(qū)間的回歸系數(shù);Xit為各控制變量;θ和η為控制變量的回歸系數(shù);I為門限效應(yīng)影響系數(shù);vi為個體效應(yīng);εit、σit為隨機(jī)干擾項。

在建立具體的門檻模型前，要先對門檻效應(yīng)的存在性進(jìn)行檢驗，一般通過F統(tǒng)計量來判斷。1）進(jìn)行單門檻檢驗，對應(yīng)的F值分別為63.40和67.18，P值分別為0.013和0.003，說明產(chǎn)業(yè)升級系數(shù)和農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)的門檻效應(yīng)均存在。2）對雙門檻效應(yīng)存在性進(jìn)行檢驗，其對應(yīng)的F值分別為33.3和32.76，P值為0.063和0.053，在10%的統(tǒng)計水平下顯著，因此可以認(rèn)為二者均存在雙門檻效應(yīng)。3）對三門檻效應(yīng)的存在性進(jìn)行檢驗，未通過10%的顯著性水平，拒絕原假設(shè)。故本文采用雙門檻效應(yīng)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(jié)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(jù)表4的估計結(jié)果繪制似然比函數(shù)圖（見圖1）。當(dāng)θ為5%時，似然比統(tǒng)計量的臨界值為7.35，由圖1可知，產(chǎn)業(yè)升級和農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整模型城鎮(zhèn)化率的門檻值對應(yīng)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(jié)論與政策建議

4.1 ?研究結(jié)論

基于江蘇省2010—2019年350份縣域面板數(shù)據(jù)，建立固定效應(yīng)模型和面板門檻模型分析產(chǎn)業(yè)升級、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對縣域農(nóng)民收入的影響并得出結(jié)論。1）產(chǎn)業(yè)升級對農(nóng)民收入增長具有顯著的正向影響，在蘇南地區(qū)表現(xiàn)最為明顯。2）農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對農(nóng)民收入也具有促進(jìn)作用，但在蘇中地區(qū)表現(xiàn)為抑制作用（差異不顯著）。3）從控制變量來看，蘇中地區(qū)城鎮(zhèn)化率對農(nóng)民的增收作用最強(qiáng)，其次是蘇南，蘇北最低;經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對農(nóng)民收入的促進(jìn)作用強(qiáng)度蘇南最高，蘇中最低;農(nóng)業(yè)財政支出對蘇中、蘇北地區(qū)的農(nóng)民收入具有正向影響，對蘇南地區(qū)農(nóng)民收入產(chǎn)生負(fù)向影響但結(jié)果并不顯著;農(nóng)作物種植面積對農(nóng)民收入的促進(jìn)作用只在蘇南地區(qū)較為顯著。4）產(chǎn)業(yè)升級、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對江蘇省縣域農(nóng)民收入的影響存在以城鎮(zhèn)化率為門檻變量的雙門檻效應(yīng)。

4.2 ?政策建議

1）加速推進(jìn)江蘇省產(chǎn)業(yè)升級，促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)（尤其是現(xiàn)代服務(wù)業(yè)）蓬勃發(fā)展，為農(nóng)村地區(qū)剩余勞動力提供更多的就業(yè)崗位。正確引導(dǎo)勞動力在一二三產(chǎn)業(yè)間有序轉(zhuǎn)移，尤其是由農(nóng)業(yè)向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移，借助就業(yè)結(jié)構(gòu)合理化提高農(nóng)民收入。

2）促進(jìn)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，在保證糧食產(chǎn)量的前提下適當(dāng)擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)作物種植面積。江蘇省作為我國十三大糧食主產(chǎn)區(qū)之一，在保障國家糧食供應(yīng)，守好糧食安全底線方面發(fā)揮著重要作用，其種植結(jié)構(gòu)的調(diào)整應(yīng)側(cè)重于提高單位面積的產(chǎn)量和優(yōu)化生產(chǎn)布局。

3）調(diào)節(jié)好城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)升級、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的關(guān)系，實現(xiàn)互促互助。江蘇省各地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平存在差異，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的時間和力度均不相同，主要產(chǎn)業(yè)也不同，需要政府做好引導(dǎo)工作。針對蘇中地區(qū)，應(yīng)加快推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程，加強(qiáng)農(nóng)民轉(zhuǎn)移就業(yè)中的各項制度保障，為勞動力發(fā)展提供充足空間;蘇南地區(qū)需充分發(fā)揮其經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢，借助完善的基礎(chǔ)設(shè)施促進(jìn)農(nóng)民增收;加大對蘇中、蘇北地區(qū)的財政投入，通過幫助農(nóng)民改善生產(chǎn)條件、降低生產(chǎn)成本來提高農(nóng)民收入水平，縮小城鄉(xiāng)差距，促進(jìn)一體化發(fā)展。

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（責(zé)任編輯：張春雨 ?丁志祥）