李石新 林伯均

（湖南科技大学，湖南 湘潭 411201）

农村经济结构调整的减贫效应

李石新 林伯均

（湖南科技大学，湖南 湘潭 411201）

改革开放以来，中国农村在产业构成、劳动力就业、居民消费，以及收入分配等方面不断调整结构，对农村经济发展和贫困减少产生重大影响。影响机理分析和统计检验均表明，农村经济结构调整无论在长期还是短期均具有明显减贫效应：农村产业结构升级、非农就业迅速发展、农产品生产者指数上升，以及消费结构升级有力地促进农村贫困家庭增收节支，从而推动农村贫困减少；收入分配差距扩大以及农村消费品价格指数上升则削弱贫困者增收节支能力而阻碍农村贫困减少。因此，必须通过改革农村财税分配体制、构建有序农村非农就业市场以及规范农村市场体系等措施，引导农村经济结构进一步优化，助推农村贫困减少，实现农村精准扶贫目标。

农村贫困；经济结构调整；减贫效应

改革开放以来，中国农村脱贫工作成效显著，农村贫困人口从1978年的2.6亿减少到2015年的5 575万人，贫困发生率从26.3%下降至5.7%①数据来源：国家统计局《中国统计年鉴2015》《2015年国民经济与社会发展统计公报》。。与此同时，农村经济结构伴随着经济发展不断调整，产业结构、劳动力就业结构、居民消费结构不断优化。这种调整以市场为导向，总体上有利于农村经济持续发展，但对影响农村贫困减少具有不确定性。反贫困始终是当前世界各国社会经济发展的主题，也是实现社会公平发展的必经之路。因此，厘清农村经济结构调整和农村减贫之间的关系，并制定合理减贫政策，是当前持续稳定发展农村经济的重要课题。

一、研究综述

目前国内外学者从不同视角探讨经济结构调整与贫困减少之间的关系。从现有文献来看，大部分学者从经济结构调整的某个层面分析其贫困变动效应。产业结构调整是学者研究该类问题的主要方面。Donald研究认为，产业结构调整会优化劳动市场，增加贫困者就业收入[1]。张萃从产业构成视角探讨经济增长的减贫效应，认为第一产业和第三产业增长的减贫效应非常显著[2]。Teal对尼日利亚劳动市场的研究表明，就业结构调整能有效增加居民收入，从而使贫困者快速脱贫[3]。颜雅英认为贫困者人均收入随着第二和第三产业从业人员比例的上升而提高[4]。玛依拉·米吉提分析表明，农业发展和非农就业增长是减缓农村贫困的主要途径[5]。市场需求决定的交易结构最终体现为物价波动，因此学者从物价视角探讨交易结构调整对贫困的影响。Nzomoi认为，商品价格上涨和其他非价格因素共同决定贫困者存在食品不安全问题，导致其贫困加剧[6]。Anderson等认为，世界粮食价格波动扩散使得其实际减贫效应远小于显性减贫效应，从而增加世界贫困人口[7]。郭富春和姚星垣认为，农村物价波动对农村收入水平增长率的作用为负向，不利于农村贫困减少。分配结构变化对贫困的影响始终是学者研究的另一重要领域[8]。Kim的区域比较分析结果表明，收入分配差距扩大必然导致贫困者陷入更深的贫困陷阱[9]。罗楚亮的微观住户调查数据分析表明，当前中国农村贫困减缓的经济增长弹性在逐步下降，分配弹性在逐步上升[10]。研究还表明消费结构变化从支出层面影响贫困状况。Singh研究表明，不同消费模式导致贫困者消费支出存在较大差异[11]。韩秀兰认为，不同消费结构的贫困弹性各异，中国居民家庭大部分消费构成具有一定益贫性，家庭自产食品消费具有最高益贫指数[12]。

除个别层面分析外，部分学者研究经济结构调整与居民收入间关系，从而间接反映其对贫困状况的影响。Weiyong YANG认为，经济结构调整使得农村居民收入水平和收入稳定性得到有效提升[13]。Arndt等对莫桑比克和越南进行结构路径分析，结果表明合理的经济结构有助于农民收入增长[14]。王翠翠和龚新蜀分析表明农业产业结构优化有利于农民收入水平提高[15]。朱伟民以河南为例的时间序列分析发现，对农民收入增长更直接的影响因素是农业内部结构调整[16]。

就现有文献来看，少数学者探讨经济结构调整与贫困减少的关系，为本文研究提供重要参考依据。Malema分析博茨瓦纳经济结构转型与贫困的关系，认为该国未能脱离单一矿业的经济转型是失败的，使得产业结构具有资本密集性质，从而使贫困发生率居高不下[17]。Hussain研究表明，巴勒斯坦的军事政权制度导致其经济结构恶化，贫困发生率居高不下[18]。张凤华和叶初升的省际时间序列面板数据分析表明，三次产业发展对农村贫困的影响产生一定程度逆转，减贫效应最大的产业由第一产业变成第二产业[19]。单德朋运用动态面板实证检验显示，经济增长的部门结构和劳动力密集程度对贫困减缓产生显著影响[20]。

综上所述，目前学者从不同视角研究经济结构调整的减贫效应，取得丰硕研究成果。但迄今为止，很少有学者系统研究农村经济结构调整的减贫效应，而这种整体效应对明晰农村减贫途径并制订有效扶贫政策至关重要。因此，本文在减贫视角下，厘清农村经济结构调整基础上，对其减贫效应从整体上开展机理分析和实证检验，既有利于拓展农村贫困研究领域，也为制订精准扶贫政策提供理论参考。

二、农村经济结构调整过程

经济结构是指国民经济各组成部分及其比例关系，是一个多层次、多因素的复合系统，可从社会生产关系、社会再生产环节等方面考查。经济结构调整是指国民经济各组成部分随着资源要素流动不断调整结构的过程。从全面视角考查农村经济结构调整减贫效应是一项浩瀚而复杂的工程，本文将研究视角界定为社会再生产环节视角下经济结构调整，具体包括产业结构、就业结构、交换结构、分配结构和消费结构等方面。

（一）农村产业结构调整过程

改革开放以来，农村产业结构不断调整。20世纪80年代中期以前，以粮食种植为主体的传统农业占据主体地位。此后，农村工商业迅速发展，农业内部结构也在不断调整。农村产业结构调整过程见表1和表2。

由表1可知，20世纪80年代中期以后，农业产值占比呈现逐步下降趋势，从1985年的82.4%下降至2015年的34.6%。农村第二三次产业在20世纪80年中期后呈明显上升趋势：工业产值从1985年的8.2%上升至2015年的45.4%，第三产业则从1985年的9.4%上升至2015年的19.8%。

由表2可知农业内部产业结构调整的变化趋势。以种植业为主的传统农业占比呈下降趋势，从1978年的80%下降至2014年的51.3%。林业占比较小且相对稳定，变化幅度稳定在3.4%至5.2%之间。牧业变化趋势是先上升再略有下降，从1978年的15%上升至2005年的33.7%，然后下降至2014年30.5%。渔业比重较小，但呈明显上升趋势，占比从1978年1.6%上升至2014年的14.9%。

（二）农村就业结构调整过程

改革以开放以来，农村产业结构调整带动农村就业结构调整，使得农村劳动力从传统农业向农村工商业转移，从传统种植业向多元化和现代化农业转移。此外，20世纪90年代特别是新世纪以来，城乡差距逐步拉大吸引了大量农村劳动力进城务工，使得跨地区非农就业迅速增长。表3数据显示，农村本地就业人口比例相应地从2000年的86.1%下降至2014年的62.7%；外出工商就业人口比例相应地由13.9%上升至37.3%。

表1 农村三次产业结构变化 （单位：产值为亿元；占比为%）

表2 农林牧渔产业结构调整 （单位：产值为亿元；占比为%）

（三）农村分配结构调整过程

农村分配结构反映农村不同群体在国民收入中分配的份额。同时，考虑我国经济的二元性需将城乡收入差距纳入考查范围。表4为其变化情况。表中数据显示，新世纪以来，收入分配差距经历了先拉大后略有缩小的过程：农村与城镇居民收入比从2000年的0.359下降至2007年的0.300，再逐步上升至2014年0.337；农村基尼系数从2000年0.338上升到2007年的0.380再降至2014年的0.341。

（四）农村交换结构的调整过程

交换结构主要包括商品流转结构、价格结构和进出口结构，在此主要考查商品交易价格结构。如表5所示。数据显示，农村居民消费品价格指数变动率在-6.8%至3.9%之间，农产品生产者价格指数变动幅度在-0.04%至18.5%之间，除个别年份外，两者变化趋势基本相同，且前者大于后者。

（五）农村消费结构调整过程

根据国家统计局分类，表6为农村消费结构调整情况。食品消费需求从1985年的57.8%下降到2014年的33.6%。交通通信在农村居民消费中增长最快，占比从1985年的1.8%增长至2014年的12.1%。

表7为农村食品消费结构调整情况。粮食和蔬菜消费大量降低，粮食消费从1978年的人均247.8千克下降至2014年的167.6千克，蔬菜消费量从1978年的141.5千克下降至2014年的88.9千克。肉禽蛋消费量则显著增长，1978年至2014年间，肉禽产品消费量增长近5倍，蛋类品消费增长8倍。

表3 2000—2014年农村就业结构变化

表4 2000—2014年农村分配结构调整趋势

表5 2000—2014年农村商品价格指数

表6 农村居民人均消费支出比例变化情况

表7 农村居民食品消费结构调整 （单位：千克）

三、农村经济结构调整的减贫机理

农村经济结构调整反映了以市场需求为导向的资源流动，而资源流动必然导致不同群体经济利益变化。农村贫困者作为弱势群体，经济利益会受到经济结构调整影响。

（一）农村产业结构调整的减贫机理

农村产业结构调整有效增加农村贫困者家庭收入，具有正向减贫效应[1]。一方面农村工商业发展吸收大量农村劳动力，为贫困者提供就业机会，增加贫困者工资收入；另一方面，农村工商业发展带动个体工商业繁荣，当贫困者从事个体经营时，家庭经营收入增加。调查数据显示，在50个贫困样本家庭中②50个贫困家庭样本以1990年的家庭收入不超过国家贫困线为标准。，共有23个劳动者近年来长期在本地从事工商业务工或经营，家庭人均年收入从2000年务工前的574元增长到2014年的2 765元。

农产品需求多样化推动了农业由传统粮食种植向专业化经营转型，为农村贫困家庭增加农业经营收入提供可能。50个贫困样本家庭中，共13个家庭从事农业专业化生产，家庭人均年收入从2000年的纯农业收入498元增加到2014年的2156元。

（二）农村就业结构调整的减贫机理

已有研究表明，与产业结构调整相关的农村就业结构调整为农村贫困家庭增加收入提供了有效渠道[4]。一方面大部分外出务工的贫困农民通过外出务工增加家庭工资收入。调查数据显示，贫困家庭样本中外出务工人数从2000年的23人增加到2014年的46人，贫困者家庭人均年收入从2000年634元增长到2014年1 694元。另一方面，部分农村贫困者在外出务工过程中不断积累技术和资金，开展工商自营，增加家庭经营收入。50个贫困样本家庭中在外地经营工商业的人数从2000年的1人增加到2014年的4人，4个家庭的人均年收入从2000年634元增长到2014年7 694元。

（三）农村分配结构调整的减贫机理

反映分配结构变化的收入分配差距扩大弱化了农村减贫强度。首先，收入差距扩大使得农村贫困者在社会分配格局中话语权弱化，从而堵塞经济增长对贫困者的涓滴效应渠道；其次，收入差距扩大导致资源配置的马太效应，贫困者缺乏足够资源提升家庭收入；再次，收入差距扩大削弱了农村贫困者的社会资本水平，政治话语权弱化，社会联系被割断。调查数据显示，2000—2014年间，20个贫困样本家庭的人均收入仅增长1.8倍，而20个富裕样本家庭的人均收入则增长5.6倍③该调查数据以2000—2014年始终处于贫困或富裕状态为标准。。以此计算，其间农村相对贫困程度上升12.3%④以贫困者收入均值偏离总体均值的离差率作为指标。。

（四）农村交换结构调整的减贫机理

以价格结构为主体的交易结构调整决定贫困者家庭收支风险，对农村减贫困具有正向或负向效应[8]。一方面农产品销售是贫困者收入的主要来源，当价格稳定时，贫困者生产投入风险较小，可实现家庭收入稳定增长。反之，价格不稳定时，贫困者生产投入风险增大，家庭收入面临较大冲击：价格上涨使贫困者无法及时增加要素投入，从而错过增加收入机会；价格下跌则使贫困者陷入更加贫困的境况。另一方面，消费支出是贫困者支出主要渠道，当价格稳定时，贫困者支出风险较小，能有效避免支出波动导致的贫困恶化。反之，当价格波动较大时，贫困者消费支出面临较大风险：由于贫困者恩格尔系数偏大，消费品弹性较小，因此当消费品价格普遍下降时，贫困者消费支出下降幅度普遍低于其他群体消费支出下降幅度，从而不利于相对贫困的减少；当消费品价格普遍上涨，贫困者缺乏足够财产应对冲击，将会陷入更深的消费贫困之中[21]。

由表5可知，2003年以来农产品生产者价格指数高于农村消费者价格指数，其间农村交易结构调整总体上有利于农村贫困者增收节支。2000年至2014年间，50个贫困样本家庭消费支出增长2.1倍，农产品销售收入增长3.8倍。

（五）农村消费结构调整的减贫机理

韩秀兰从消费视角研究消费结构变动形成的直接减贫效应，认为改革开放以来农村食品消费和居住消费的迅速增长极大推动了消费贫困的减少[12]。从收入视角来看，消费结构变动还会带来支出节俭形成的间接减贫效应。当农村整体消费结构升级时，农村消费向肉禽蛋奶制品及交通通信等方向转移，使粮食、蔬菜等基本食品需求下降，在供给基本保持不变情况下，该类消费品价格下降，使得以粮食、蔬菜等为主要消费品的贫困者消费支出下降，从而间接提高家庭收入水平。

2000—2014年间，农村消费品价格指数增长1.6倍，而粮食、蔬菜等基本食品价格仅增长0.7倍。这种变化使得50个贫困样本家庭节约的消费支出从2000年的人均287.5元增长至2014年的人均616.4元。

四、农村经济结构调整减贫杠杆效应的统计检验

综上所述，农村经济结构调整对农村贫困家庭收支产生重要影响，具有正向或负向减贫效应。运用相关数据检验该结论。

（一）变量选取和数据来源

本文选定农村贫困发生率（H）作为因变量，具体数据采用林伯强的研究方法计算[22]。由于我国公布的贫困线在2008和2010年调整较大，为消除影响，对贫困发生率平滑处理，使该指标归口于2010年标准贫困发生率。

选定农村产业结构、农村就业结构、农村分配结构、农村交换结构、农村消费结构5个自变量指标。（1）农村产业结构指标。通过比较各类反映产业结构调整的指标，采用相对合理的Moore指标⑤Moore指标运用空间定向测量法，将产业区分为n个部门，由此构成一组n维向量，以基期和报告期两组向量间的夹角作为表征产业结构变化程度指标。计算公式：式中Wi,t-1和Wi,t分别表示第t-1期和第t期第i产业占比。，并运用各年度《中国统计年鉴》和《农村统计年鉴》相关数据计算各期指标值，以Mt表示[23]。（2）农村就业结构指标。为避免指标变量重复，将考查指标限定为外出工商就业占农村总就业人口比值，以EPt表示，具体数据见表3。（3）农村分配结构指标。为同向反映该指标（以Dt表示）的影响，将其界定为：农村基尼系数，具体数据见表4。（4）农村交换结构指标。为反映收支结余度，将该指标（Pt）界定为：Pt=（农产品价格指数-农村消费价格指数）/农产品价格指数，数据来源于国家统计局（部分数据见表5）。（5）农村消费结构指标。采用第t期农村恩格尔系数（以EGt表示）可宏观把握其变化趋势，具体数据来源于各年度《中国统计年鉴》。

据此，如将噪音项界定为ε，则可将因变量和解释变量之间的关系设定为：

Ht=f（Mt，EPt，Dt，Pt，EGt，ε）（1）

（二）平稳性检验

将时间序列数据转化为自然对数不改变原数据协整关系，并使其趋势线性化，消除异方差现象。因此可将（1）式转换为下列形式：

由于各变量的时间序列数据可能非平稳，必须对转换后的数据进行ADF单位根检验。检验结果见表8，所有变量在1%、5%和10%显著水平下均未能通过ADF检验，表明其时间序列均非平稳。对其一阶差分后ADF检验，在5%显著水平下通过检验，表明在不低于5%的显著水平下，各数据对数的一阶差分平稳，即数据序列具有一阶单整性，变量之间可能存在协整关系。

表8 农村经济结构与农村贫困变化回归模型变量的ADF单位根检验

（三）协整检验

上述ADF单位根检验表明，各变量之间可能存在协整关系，采用Engle-Granger两步检验法对其协整性检验。

首先，以5%显著性水平为标准，对公式（2）OLS回归，结果如下：

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=9.327（3.58） DW=1.845

检验结果显示，R2=0.822，说明模型对数据的拟合度达到R2=0.822的合理边界。F=9.327，大于临界值F0.025（6，8）=3.58，表明自变量在总体上可对因变量有效解释。DW值在序列无关范围1.79～2.21之内，表明各自变量无自相关性。 ||ti＞t0.025（8）=2.306，说明解释变量误差处在合理界限范围，在95%水平下通过显著性检验。检验结果表明：农村分配结构调整变量系数为正，表明收入差距扩大会增加农村贫困，不利于农村减贫；其他各类经济结构指标系数为负，表明其调整可促进农村贫困减少。

其次是检验残差序列平稳性。设et是偏离长期均衡关系的离差值，则根据该模型计算残差。采用AEG方法检验et序列。

由表9可知，残差序列et的ADF统计值小于10%和5%的显著水平下的临界值，说明残差序列et在95%的水平下平稳。

上述检验表明，公式（2）中自变量和因变量之间存在长期稳定的均衡关系。

表9 残差ADF单位根检验结果

（四）误差修正

上述EG协整检验反映变量之间的长期均衡关系，但由于某些因素干扰，短期内变量值可能偏离长期趋势，必须修正误差。通过整理可得到标准格式的误差修正模型，运用Eviews6.0软件OLS回归，结果如下：

检验结果显示，R2=0.8184，说明模型对数据的整体拟合度处于合理区间。F值为11.207，大于临界值F0.025（7，9）=3.29，表明自变量对因变量具有较强解释力。DW值在序列无关范围1.79～2.21内，表明各自变量无自相关。||ti＞t0.025（9）=2.262，说明解释变量在95%水平下通过显著性检验。误差项ecm-1估计的系数-1.262体现了模型对偏离的修正力度。检验结果表明，尽管短期内各变量系数发生变化，影响力度有所改变，但总体上各自变量和因变量之间的相关性方向不变。

五、结语

通过上述研究，得到以下结论：（1）20世纪以来，农村经济结构不断调整：农村产业由传统农业向第二三产业转移；劳动力就业向多元化和非农就业转移；农村分配结构呈收入分配差距不断扩大趋势；交换结构调整主要体现在农产品生产价格指数和农村消费品价格指数的经常性波动上；农村居民消费结构调整不仅表现为食品消费占比下降，也表现为食品构成不断升级；（2）机理分析表明，农村产业结构、农产品价格、就业结构调整从收入上推动农村减贫，消费结构调整从节约家庭支出方面推动农村减贫，而收入分配扩大和居民消费品指数提升则因相对减少庭收入和增加支出而阻碍农村减贫；（3）统计检验表明，无论长期还是短期，农村经济结构调整会对农村贫困产生重大影响：农村产业多元化、非农就业增长、农产品价格上升、消费结构升级正向推动农村减贫，而收入分配差距扩大和消费指数上升则阻碍农村减贫。

综上所述，农村经济结构调整从不同层面和方向影响农村贫困，因此必须采取有效措施优化农村经济调整，以有效推动农村贫困减少进程。第一，必须进一步优化农村产业结构，加快农村多元化和第三产业发展，提升贫困者增收能力；第二，通过劳动技能培训和劳务输出对接构建规范的农村非农就业市场，增加贫困者家庭非农就业收入；第三，通过税收政策调整、财政补贴优化、农村社保完善和精准扶贫政策实施等，缩小收入分配差距；第四，规范农村市场购销渠道，制定农村市场合理交易规则，构建城乡协同发展的农村市场体系，为农村贫困者通过农产品销售增加家庭收入提供稳定的市场环境；第五，合理引导农村贫困者消费观念，使其在家庭收入状况允许范围内、确保营养供应充分的条件下规划家庭消费。

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F321

A

1672-3805(2017)04-0070-09

2017-06-02

国家社会科学基金项目“中国经济发展的农村减贫效应评价及扶贫战略转型研究”（12BJY094）

李石新（1970-），男，湖南科技大学商学院教授，博士，研究方向为农村贫困问题。