李石新 林伯均

（湖南科技大學(xué)，湖南 湘潭 411201）

農(nóng)村經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整的減貧效應(yīng)

李石新 林伯均

（湖南科技大學(xué)，湖南 湘潭 411201）

改革開放以來，中國農(nóng)村在產(chǎn)業(yè)構(gòu)成、勞動力就業(yè)、居民消費，以及收入分配等方面不斷調(diào)整結(jié)構(gòu)，對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展和貧困減少產(chǎn)生重大影響。影響機理分析和統(tǒng)計檢驗均表明，農(nóng)村經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整無論在長期還是短期均具有明顯減貧效應(yīng)：農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、非農(nóng)就業(yè)迅速發(fā)展、農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)者指數(shù)上升，以及消費結(jié)構(gòu)升級有力地促進農(nóng)村貧困家庭增收節(jié)支，從而推動農(nóng)村貧困減少；收入分配差距擴大以及農(nóng)村消費品價格指數(shù)上升則削弱貧困者增收節(jié)支能力而阻礙農(nóng)村貧困減少。因此，必須通過改革農(nóng)村財稅分配體制、構(gòu)建有序農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)市場以及規(guī)范農(nóng)村市場體系等措施，引導(dǎo)農(nóng)村經(jīng)濟結(jié)構(gòu)進一步優(yōu)化，助推農(nóng)村貧困減少，實現(xiàn)農(nóng)村精準(zhǔn)扶貧目標(biāo)。

農(nóng)村貧困；經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整；減貧效應(yīng)

改革開放以來，中國農(nóng)村脫貧工作成效顯著，農(nóng)村貧困人口從1978年的2.6億減少到2015年的5 575萬人，貧困發(fā)生率從26.3%下降至5.7%①數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計局《中國統(tǒng)計年鑒2015》《2015年國民經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計公報》。。與此同時，農(nóng)村經(jīng)濟結(jié)構(gòu)伴隨著經(jīng)濟發(fā)展不斷調(diào)整，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、勞動力就業(yè)結(jié)構(gòu)、居民消費結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化。這種調(diào)整以市場為導(dǎo)向，總體上有利于農(nóng)村經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展，但對影響農(nóng)村貧困減少具有不確定性。反貧困始終是當(dāng)前世界各國社會經(jīng)濟發(fā)展的主題，也是實現(xiàn)社會公平發(fā)展的必經(jīng)之路。因此，厘清農(nóng)村經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整和農(nóng)村減貧之間的關(guān)系，并制定合理減貧政策，是當(dāng)前持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟的重要課題。

一、研究綜述

目前國內(nèi)外學(xué)者從不同視角探討經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整與貧困減少之間的關(guān)系。從現(xiàn)有文獻來看，大部分學(xué)者從經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整的某個層面分析其貧困變動效應(yīng)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是學(xué)者研究該類問題的主要方面。Donald研究認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整會優(yōu)化勞動市場，增加貧困者就業(yè)收入[1]。張萃從產(chǎn)業(yè)構(gòu)成視角探討經(jīng)濟增長的減貧效應(yīng)，認(rèn)為第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)增長的減貧效應(yīng)非常顯著[2]。Teal對尼日利亞勞動市場的研究表明，就業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整能有效增加居民收入，從而使貧困者快速脫貧[3]。顏雅英認(rèn)為貧困者人均收入隨著第二和第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比例的上升而提高[4]?，斠览っ准岱治霰砻?，農(nóng)業(yè)發(fā)展和非農(nóng)就業(yè)增長是減緩農(nóng)村貧困的主要途徑[5]。市場需求決定的交易結(jié)構(gòu)最終體現(xiàn)為物價波動，因此學(xué)者從物價視角探討交易結(jié)構(gòu)調(diào)整對貧困的影響。Nzomoi認(rèn)為，商品價格上漲和其他非價格因素共同決定貧困者存在食品不安全問題，導(dǎo)致其貧困加劇[6]。Anderson等認(rèn)為，世界糧食價格波動擴散使得其實際減貧效應(yīng)遠小于顯性減貧效應(yīng)，從而增加世界貧困人口[7]。郭富春和姚星垣認(rèn)為，農(nóng)村物價波動對農(nóng)村收入水平增長率的作用為負向，不利于農(nóng)村貧困減少。分配結(jié)構(gòu)變化對貧困的影響始終是學(xué)者研究的另一重要領(lǐng)域[8]。Kim的區(qū)域比較分析結(jié)果表明，收入分配差距擴大必然導(dǎo)致貧困者陷入更深的貧困陷阱[9]。羅楚亮的微觀住戶調(diào)查數(shù)據(jù)分析表明，當(dāng)前中國農(nóng)村貧困減緩的經(jīng)濟增長彈性在逐步下降，分配彈性在逐步上升[10]。研究還表明消費結(jié)構(gòu)變化從支出層面影響貧困狀況。Singh研究表明，不同消費模式導(dǎo)致貧困者消費支出存在較大差異[11]。韓秀蘭認(rèn)為，不同消費結(jié)構(gòu)的貧困彈性各異，中國居民家庭大部分消費構(gòu)成具有一定益貧性，家庭自產(chǎn)食品消費具有最高益貧指數(shù)[12]。

除個別層面分析外，部分學(xué)者研究經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整與居民收入間關(guān)系，從而間接反映其對貧困狀況的影響。Weiyong YANG認(rèn)為，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整使得農(nóng)村居民收入水平和收入穩(wěn)定性得到有效提升[13]。Arndt等對莫桑比克和越南進行結(jié)構(gòu)路徑分析，結(jié)果表明合理的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)有助于農(nóng)民收入增長[14]。王翠翠和龔新蜀分析表明農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化有利于農(nóng)民收入水平提高[15]。朱偉民以河南為例的時間序列分析發(fā)現(xiàn)，對農(nóng)民收入增長更直接的影響因素是農(nóng)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)調(diào)整[16]。

就現(xiàn)有文獻來看，少數(shù)學(xué)者探討經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整與貧困減少的關(guān)系，為本文研究提供重要參考依據(jù)。Malema分析博茨瓦納經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型與貧困的關(guān)系，認(rèn)為該國未能脫離單一礦業(yè)的經(jīng)濟轉(zhuǎn)型是失敗的，使得產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有資本密集性質(zhì)，從而使貧困發(fā)生率居高不下[17]。Hussain研究表明，巴勒斯坦的軍事政權(quán)制度導(dǎo)致其經(jīng)濟結(jié)構(gòu)惡化，貧困發(fā)生率居高不下[18]。張鳳華和葉初升的省際時間序列面板數(shù)據(jù)分析表明，三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展對農(nóng)村貧困的影響產(chǎn)生一定程度逆轉(zhuǎn)，減貧效應(yīng)最大的產(chǎn)業(yè)由第一產(chǎn)業(yè)變成第二產(chǎn)業(yè)[19]。單德朋運用動態(tài)面板實證檢驗顯示，經(jīng)濟增長的部門結(jié)構(gòu)和勞動力密集程度對貧困減緩產(chǎn)生顯著影響[20]。

綜上所述，目前學(xué)者從不同視角研究經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整的減貧效應(yīng)，取得豐碩研究成果。但迄今為止，很少有學(xué)者系統(tǒng)研究農(nóng)村經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整的減貧效應(yīng)，而這種整體效應(yīng)對明晰農(nóng)村減貧途徑并制訂有效扶貧政策至關(guān)重要。因此，本文在減貧視角下，厘清農(nóng)村經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整基礎(chǔ)上，對其減貧效應(yīng)從整體上開展機理分析和實證檢驗，既有利于拓展農(nóng)村貧困研究領(lǐng)域，也為制訂精準(zhǔn)扶貧政策提供理論參考。

二、農(nóng)村經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整過程

經(jīng)濟結(jié)構(gòu)是指國民經(jīng)濟各組成部分及其比例關(guān)系，是一個多層次、多因素的復(fù)合系統(tǒng)，可從社會生產(chǎn)關(guān)系、社會再生產(chǎn)環(huán)節(jié)等方面考查。經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整是指國民經(jīng)濟各組成部分隨著資源要素流動不斷調(diào)整結(jié)構(gòu)的過程。從全面視角考查農(nóng)村經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整減貧效應(yīng)是一項浩瀚而復(fù)雜的工程，本文將研究視角界定為社會再生產(chǎn)環(huán)節(jié)視角下經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整，具體包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、就業(yè)結(jié)構(gòu)、交換結(jié)構(gòu)、分配結(jié)構(gòu)和消費結(jié)構(gòu)等方面。

（一）農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整過程

改革開放以來，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷調(diào)整。20世紀(jì)80年代中期以前，以糧食種植為主體的傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)占據(jù)主體地位。此后，農(nóng)村工商業(yè)迅速發(fā)展，農(nóng)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)也在不斷調(diào)整。農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整過程見表1和表2。

由表1可知，20世紀(jì)80年代中期以后，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占比呈現(xiàn)逐步下降趨勢，從1985年的82.4%下降至2015年的34.6%。農(nóng)村第二三次產(chǎn)業(yè)在20世紀(jì)80年中期后呈明顯上升趨勢：工業(yè)產(chǎn)值從1985年的8.2%上升至2015年的45.4%，第三產(chǎn)業(yè)則從1985年的9.4%上升至2015年的19.8%。

由表2可知農(nóng)業(yè)內(nèi)部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的變化趨勢。以種植業(yè)為主的傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)占比呈下降趨勢，從1978年的80%下降至2014年的51.3%。林業(yè)占比較小且相對穩(wěn)定，變化幅度穩(wěn)定在3.4%至5.2%之間。牧業(yè)變化趨勢是先上升再略有下降，從1978年的15%上升至2005年的33.7%，然后下降至2014年30.5%。漁業(yè)比重較小，但呈明顯上升趨勢，占比從1978年1.6%上升至2014年的14.9%。

（二）農(nóng)村就業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整過程

改革以開放以來，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整帶動農(nóng)村就業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，使得農(nóng)村勞動力從傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向農(nóng)村工商業(yè)轉(zhuǎn)移，從傳統(tǒng)種植業(yè)向多元化和現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移。此外，20世紀(jì)90年代特別是新世紀(jì)以來，城鄉(xiāng)差距逐步拉大吸引了大量農(nóng)村勞動力進城務(wù)工，使得跨地區(qū)非農(nóng)就業(yè)迅速增長。表3數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)村本地就業(yè)人口比例相應(yīng)地從2000年的86.1%下降至2014年的62.7%；外出工商就業(yè)人口比例相應(yīng)地由13.9%上升至37.3%。

表1 農(nóng)村三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化 （單位：產(chǎn)值為億元；占比為%）

表2 農(nóng)林牧漁產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整 （單位：產(chǎn)值為億元；占比為%）

（三）農(nóng)村分配結(jié)構(gòu)調(diào)整過程

農(nóng)村分配結(jié)構(gòu)反映農(nóng)村不同群體在國民收入中分配的份額。同時，考慮我國經(jīng)濟的二元性需將城鄉(xiāng)收入差距納入考查范圍。表4為其變化情況。表中數(shù)據(jù)顯示，新世紀(jì)以來，收入分配差距經(jīng)歷了先拉大后略有縮小的過程：農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民收入比從2000年的0.359下降至2007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2007年的0.380再降至2014年的0.341。

（四）農(nóng)村交換結(jié)構(gòu)的調(diào)整過程

交換結(jié)構(gòu)主要包括商品流轉(zhuǎn)結(jié)構(gòu)、價格結(jié)構(gòu)和進出口結(jié)構(gòu)，在此主要考查商品交易價格結(jié)構(gòu)。如表5所示。數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)村居民消費品價格指數(shù)變動率在-6.8%至3.9%之間，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)者價格指數(shù)變動幅度在-0.04%至18.5%之間，除個別年份外，兩者變化趨勢基本相同，且前者大于后者。

（五）農(nóng)村消費結(jié)構(gòu)調(diào)整過程

根據(jù)國家統(tǒng)計局分類，表6為農(nóng)村消費結(jié)構(gòu)調(diào)整情況。食品消費需求從1985年的57.8%下降到2014年的33.6%。交通通信在農(nóng)村居民消費中增長最快，占比從1985年的1.8%增長至2014年的12.1%。

表7為農(nóng)村食品消費結(jié)構(gòu)調(diào)整情況。糧食和蔬菜消費大量降低，糧食消費從1978年的人均247.8千克下降至2014年的167.6千克，蔬菜消費量從1978年的141.5千克下降至2014年的88.9千克。肉禽蛋消費量則顯著增長，1978年至2014年間，肉禽產(chǎn)品消費量增長近5倍，蛋類品消費增長8倍。

表3 2000—2014年農(nóng)村就業(yè)結(jié)構(gòu)變化

表4 2000—2014年農(nóng)村分配結(jié)構(gòu)調(diào)整趨勢

表5 2000—2014年農(nóng)村商品價格指數(shù)

表6 農(nóng)村居民人均消費支出比例變化情況

表7 農(nóng)村居民食品消費結(jié)構(gòu)調(diào)整 （單位：千克）

三、農(nóng)村經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整的減貧機理

農(nóng)村經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整反映了以市場需求為導(dǎo)向的資源流動，而資源流動必然導(dǎo)致不同群體經(jīng)濟利益變化。農(nóng)村貧困者作為弱勢群體，經(jīng)濟利益會受到經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整影響。

（一）農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的減貧機理

農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整有效增加農(nóng)村貧困者家庭收入，具有正向減貧效應(yīng)[1]。一方面農(nóng)村工商業(yè)發(fā)展吸收大量農(nóng)村勞動力，為貧困者提供就業(yè)機會，增加貧困者工資收入；另一方面，農(nóng)村工商業(yè)發(fā)展帶動個體工商業(yè)繁榮，當(dāng)貧困者從事個體經(jīng)營時，家庭經(jīng)營收入增加。調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，在50個貧困樣本家庭中②50個貧困家庭樣本以1990年的家庭收入不超過國家貧困線為標(biāo)準(zhǔn)。，共有23個勞動者近年來長期在本地從事工商業(yè)務(wù)工或經(jīng)營，家庭人均年收入從2000年務(wù)工前的574元增長到2014年的2 765元。

農(nóng)產(chǎn)品需求多樣化推動了農(nóng)業(yè)由傳統(tǒng)糧食種植向?qū)I(yè)化經(jīng)營轉(zhuǎn)型，為農(nóng)村貧困家庭增加農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入提供可能。50個貧困樣本家庭中，共13個家庭從事農(nóng)業(yè)專業(yè)化生產(chǎn)，家庭人均年收入從2000年的純農(nóng)業(yè)收入498元增加到2014年的2156元。

（二）農(nóng)村就業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的減貧機理

已有研究表明，與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整相關(guān)的農(nóng)村就業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整為農(nóng)村貧困家庭增加收入提供了有效渠道[4]。一方面大部分外出務(wù)工的貧困農(nóng)民通過外出務(wù)工增加家庭工資收入。調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，貧困家庭樣本中外出務(wù)工人數(shù)從2000年的23人增加到2014年的46人，貧困者家庭人均年收入從2000年634元增長到2014年1 694元。另一方面，部分農(nóng)村貧困者在外出務(wù)工過程中不斷積累技術(shù)和資金，開展工商自營，增加家庭經(jīng)營收入。50個貧困樣本家庭中在外地經(jīng)營工商業(yè)的人數(shù)從2000年的1人增加到2014年的4人，4個家庭的人均年收入從2000年634元增長到2014年7 694元。

（三）農(nóng)村分配結(jié)構(gòu)調(diào)整的減貧機理

反映分配結(jié)構(gòu)變化的收入分配差距擴大弱化了農(nóng)村減貧強度。首先，收入差距擴大使得農(nóng)村貧困者在社會分配格局中話語權(quán)弱化，從而堵塞經(jīng)濟增長對貧困者的涓滴效應(yīng)渠道；其次，收入差距擴大導(dǎo)致資源配置的馬太效應(yīng)，貧困者缺乏足夠資源提升家庭收入；再次，收入差距擴大削弱了農(nóng)村貧困者的社會資本水平，政治話語權(quán)弱化，社會聯(lián)系被割斷。調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，2000—2014年間，20個貧困樣本家庭的人均收入僅增長1.8倍，而20個富裕樣本家庭的人均收入則增長5.6倍③該調(diào)查數(shù)據(jù)以2000—2014年始終處于貧困或富裕狀態(tài)為標(biāo)準(zhǔn)。。以此計算，其間農(nóng)村相對貧困程度上升12.3%④以貧困者收入均值偏離總體均值的離差率作為指標(biāo)。。

（四）農(nóng)村交換結(jié)構(gòu)調(diào)整的減貧機理

以價格結(jié)構(gòu)為主體的交易結(jié)構(gòu)調(diào)整決定貧困者家庭收支風(fēng)險，對農(nóng)村減貧困具有正向或負向效應(yīng)[8]。一方面農(nóng)產(chǎn)品銷售是貧困者收入的主要來源，當(dāng)價格穩(wěn)定時，貧困者生產(chǎn)投入風(fēng)險較小，可實現(xiàn)家庭收入穩(wěn)定增長。反之，價格不穩(wěn)定時，貧困者生產(chǎn)投入風(fēng)險增大，家庭收入面臨較大沖擊：價格上漲使貧困者無法及時增加要素投入，從而錯過增加收入機會；價格下跌則使貧困者陷入更加貧困的境況。另一方面，消費支出是貧困者支出主要渠道，當(dāng)價格穩(wěn)定時，貧困者支出風(fēng)險較小，能有效避免支出波動導(dǎo)致的貧困惡化。反之，當(dāng)價格波動較大時，貧困者消費支出面臨較大風(fēng)險：由于貧困者恩格爾系數(shù)偏大，消費品彈性較小，因此當(dāng)消費品價格普遍下降時，貧困者消費支出下降幅度普遍低于其他群體消費支出下降幅度，從而不利于相對貧困的減少；當(dāng)消費品價格普遍上漲，貧困者缺乏足夠財產(chǎn)應(yīng)對沖擊，將會陷入更深的消費貧困之中[21]。

由表5可知，2003年以來農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)者價格指數(shù)高于農(nóng)村消費者價格指數(shù)，其間農(nóng)村交易結(jié)構(gòu)調(diào)整總體上有利于農(nóng)村貧困者增收節(jié)支。2000年至2014年間，50個貧困樣本家庭消費支出增長2.1倍，農(nóng)產(chǎn)品銷售收入增長3.8倍。

（五）農(nóng)村消費結(jié)構(gòu)調(diào)整的減貧機理

韓秀蘭從消費視角研究消費結(jié)構(gòu)變動形成的直接減貧效應(yīng)，認(rèn)為改革開放以來農(nóng)村食品消費和居住消費的迅速增長極大推動了消費貧困的減少[12]。從收入視角來看，消費結(jié)構(gòu)變動還會帶來支出節(jié)儉形成的間接減貧效應(yīng)。當(dāng)農(nóng)村整體消費結(jié)構(gòu)升級時，農(nóng)村消費向肉禽蛋奶制品及交通通信等方向轉(zhuǎn)移，使糧食、蔬菜等基本食品需求下降，在供給基本保持不變情況下，該類消費品價格下降，使得以糧食、蔬菜等為主要消費品的貧困者消費支出下降，從而間接提高家庭收入水平。

2000—2014年間，農(nóng)村消費品價格指數(shù)增長1.6倍，而糧食、蔬菜等基本食品價格僅增長0.7倍。這種變化使得50個貧困樣本家庭節(jié)約的消費支出從2000年的人均287.5元增長至2014年的人均616.4元。

四、農(nóng)村經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整減貧杠桿效應(yīng)的統(tǒng)計檢驗

綜上所述，農(nóng)村經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整對農(nóng)村貧困家庭收支產(chǎn)生重要影響，具有正向或負向減貧效應(yīng)。運用相關(guān)數(shù)據(jù)檢驗該結(jié)論。

（一）變量選取和數(shù)據(jù)來源

本文選定農(nóng)村貧困發(fā)生率（H）作為因變量，具體數(shù)據(jù)采用林伯強的研究方法計算[22]。由于我國公布的貧困線在2008和2010年調(diào)整較大，為消除影響，對貧困發(fā)生率平滑處理，使該指標(biāo)歸口于2010年標(biāo)準(zhǔn)貧困發(fā)生率。

選定農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)村就業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)村分配結(jié)構(gòu)、農(nóng)村交換結(jié)構(gòu)、農(nóng)村消費結(jié)構(gòu)5個自變量指標(biāo)。（1）農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)。通過比較各類反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的指標(biāo)，采用相對合理的Moore指標(biāo)⑤Moore指標(biāo)運用空間定向測量法，將產(chǎn)業(yè)區(qū)分為n個部門，由此構(gòu)成一組n維向量，以基期和報告期兩組向量間的夾角作為表征產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化程度指標(biāo)。計算公式：式中Wi,t-1和Wi,t分別表示第t-1期和第t期第i產(chǎn)業(yè)占比。，并運用各年度《中國統(tǒng)計年鑒》和《農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》相關(guān)數(shù)據(jù)計算各期指標(biāo)值，以Mt表示[23]。（2）農(nóng)村就業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)。為避免指標(biāo)變量重復(fù)，將考查指標(biāo)限定為外出工商就業(yè)占農(nóng)村總就業(yè)人口比值，以EPt表示，具體數(shù)據(jù)見表3。（3）農(nóng)村分配結(jié)構(gòu)指標(biāo)。為同向反映該指標(biāo)（以Dt表示）的影響，將其界定為：農(nóng)村基尼系數(shù)，具體數(shù)據(jù)見表4。（4）農(nóng)村交換結(jié)構(gòu)指標(biāo)。為反映收支結(jié)余度，將該指標(biāo)（Pt）界定為：Pt=（農(nóng)產(chǎn)品價格指數(shù)-農(nóng)村消費價格指數(shù)）/農(nóng)產(chǎn)品價格指數(shù)，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局（部分?jǐn)?shù)據(jù)見表5）。（5）農(nóng)村消費結(jié)構(gòu)指標(biāo)。采用第t期農(nóng)村恩格爾系數(shù)（以EGt表示）可宏觀把握其變化趨勢，具體數(shù)據(jù)來源于各年度《中國統(tǒng)計年鑒》。

據(jù)此，如將噪音項界定為ε，則可將因變量和解釋變量之間的關(guān)系設(shè)定為：

Ht=f（Mt，EPt，Dt，Pt，EGt，ε）（1）

（二）平穩(wěn)性檢驗

將時間序列數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為自然對數(shù)不改變原數(shù)據(jù)協(xié)整關(guān)系，并使其趨勢線性化，消除異方差現(xiàn)象。因此可將（1）式轉(zhuǎn)換為下列形式：

由于各變量的時間序列數(shù)據(jù)可能非平穩(wěn)，必須對轉(zhuǎn)換后的數(shù)據(jù)進行ADF單位根檢驗。檢驗結(jié)果見表8，所有變量在1%、5%和10%顯著水平下均未能通過ADF檢驗，表明其時間序列均非平穩(wěn)。對其一階差分后ADF檢驗，在5%顯著水平下通過檢驗，表明在不低于5%的顯著水平下，各數(shù)據(jù)對數(shù)的一階差分平穩(wěn)，即數(shù)據(jù)序列具有一階單整性，變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

表8 農(nóng)村經(jīng)濟結(jié)構(gòu)與農(nóng)村貧困變化回歸模型變量的ADF單位根檢驗

（三）協(xié)整檢驗

上述ADF單位根檢驗表明，各變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系，采用Engle-Granger兩步檢驗法對其協(xié)整性檢驗。

首先，以5%顯著性水平為標(biāo)準(zhǔn)，對公式（2）OLS回歸，結(jié)果如下：

ln Ht=18.478-0.814ln Mt-3.242ln EPt+3.314ln Dt-

2.214 ln Pt-4.2451ln EGt

t=（5.632）（-3.215）（-2.852）（+5.328）（-6.327）（-3.029）

其中，R2=0.822，F(xiàn)=9.327（3.58） DW=1.845

檢驗結(jié)果顯示，R2=0.822，說明模型對數(shù)據(jù)的擬合度達到R2=0.822的合理邊界。F=9.327，大于臨界值F0.025（6，8）=3.58，表明自變量在總體上可對因變量有效解釋。DW值在序列無關(guān)范圍1.79～2.21之內(nèi)，表明各自變量無自相關(guān)性。 ||ti＞t0.025（8）=2.306，說明解釋變量誤差處在合理界限范圍，在95%水平下通過顯著性檢驗。檢驗結(jié)果表明：農(nóng)村分配結(jié)構(gòu)調(diào)整變量系數(shù)為正，表明收入差距擴大會增加農(nóng)村貧困，不利于農(nóng)村減貧；其他各類經(jīng)濟結(jié)構(gòu)指標(biāo)系數(shù)為負，表明其調(diào)整可促進農(nóng)村貧困減少。

其次是檢驗殘差序列平穩(wěn)性。設(shè)et是偏離長期均衡關(guān)系的離差值，則根據(jù)該模型計算殘差。采用AEG方法檢驗et序列。

由表9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%的水平下平穩(wěn)。

上述檢驗表明，公式（2）中自變量和因變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

表9 殘差A(yù)DF單位根檢驗結(jié)果

（四）誤差修正

上述EG協(xié)整檢驗反映變量之間的長期均衡關(guān)系，但由于某些因素干擾，短期內(nèi)變量值可能偏離長期趨勢，必須修正誤差。通過整理可得到標(biāo)準(zhǔn)格式的誤差修正模型，運用Eviews6.0軟件OLS回歸，結(jié)果如下：

檢驗結(jié)果顯示，R2=0.8184，說明模型對數(shù)據(jù)的整體擬合度處于合理區(qū)間。F值為11.207，大于臨界值F0.025（7，9）=3.29，表明自變量對因變量具有較強解釋力。DW值在序列無關(guān)范圍1.79～2.21內(nèi)，表明各自變量無自相關(guān)。||ti＞t0.025（9）=2.262，說明解釋變量在95%水平下通過顯著性檢驗。誤差項ecm-1估計的系數(shù)-1.262體現(xiàn)了模型對偏離的修正力度。檢驗結(jié)果表明，盡管短期內(nèi)各變量系數(shù)發(fā)生變化，影響力度有所改變，但總體上各自變量和因變量之間的相關(guān)性方向不變。

五、結(jié)語

通過上述研究，得到以下結(jié)論：（1）20世紀(jì)以來，農(nóng)村經(jīng)濟結(jié)構(gòu)不斷調(diào)整：農(nóng)村產(chǎn)業(yè)由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向第二三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移；勞動力就業(yè)向多元化和非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移；農(nóng)村分配結(jié)構(gòu)呈收入分配差距不斷擴大趨勢；交換結(jié)構(gòu)調(diào)整主要體現(xiàn)在農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)和農(nóng)村消費品價格指數(shù)的經(jīng)常性波動上；農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)調(diào)整不僅表現(xiàn)為食品消費占比下降，也表現(xiàn)為食品構(gòu)成不斷升級；（2）機理分析表明，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)產(chǎn)品價格、就業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整從收入上推動農(nóng)村減貧，消費結(jié)構(gòu)調(diào)整從節(jié)約家庭支出方面推動農(nóng)村減貧，而收入分配擴大和居民消費品指數(shù)提升則因相對減少庭收入和增加支出而阻礙農(nóng)村減貧；（3）統(tǒng)計檢驗表明，無論長期還是短期，農(nóng)村經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整會對農(nóng)村貧困產(chǎn)生重大影響：農(nóng)村產(chǎn)業(yè)多元化、非農(nóng)就業(yè)增長、農(nóng)產(chǎn)品價格上升、消費結(jié)構(gòu)升級正向推動農(nóng)村減貧，而收入分配差距擴大和消費指數(shù)上升則阻礙農(nóng)村減貧。

綜上所述，農(nóng)村經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整從不同層面和方向影響農(nóng)村貧困，因此必須采取有效措施優(yōu)化農(nóng)村經(jīng)濟調(diào)整，以有效推動農(nóng)村貧困減少進程。第一，必須進一步優(yōu)化農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，加快農(nóng)村多元化和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，提升貧困者增收能力；第二，通過勞動技能培訓(xùn)和勞務(wù)輸出對接構(gòu)建規(guī)范的農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)市場，增加貧困者家庭非農(nóng)就業(yè)收入；第三，通過稅收政策調(diào)整、財政補貼優(yōu)化、農(nóng)村社保完善和精準(zhǔn)扶貧政策實施等，縮小收入分配差距；第四，規(guī)范農(nóng)村市場購銷渠道，制定農(nóng)村市場合理交易規(guī)則，構(gòu)建城鄉(xiāng)協(xié)同發(fā)展的農(nóng)村市場體系，為農(nóng)村貧困者通過農(nóng)產(chǎn)品銷售增加家庭收入提供穩(wěn)定的市場環(huán)境；第五，合理引導(dǎo)農(nóng)村貧困者消費觀念，使其在家庭收入狀況允許范圍內(nèi)、確保營養(yǎng)供應(yīng)充分的條件下規(guī)劃家庭消費。

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F321

A

1672-3805(2017)04-0070-09

2017-06-02

國家社會科學(xué)基金項目“中國經(jīng)濟發(fā)展的農(nóng)村減貧效應(yīng)評價及扶貧戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型研究”（12BJY094）

李石新（1970-），男，湖南科技大學(xué)商學(xué)院教授，博士，研究方向為農(nóng)村貧困問題。