江苏省产业升级和农业结构调整对县域农民收入的影响
2022-05-30衣钰佳
衣钰佳
摘 要 基于江苏省35个县域2011—2020年的面板数据，通过建立固定效应模型研究产业升级、农业结构调整对县域农民收入的影响。结果显示：1）江苏省产业升级、农业结构调整对县域农民收入具有显著的正向影响，且此影响呈地区异质性特征;2）产业升级、农业结构调整、城镇化率、经济发展水平、农业财政支出和农作物播种面积均有促进农民收入增长的作用，但具体作用效果在苏南、苏中、苏北3个地区略有不同;3）产业升级、农业结构调整对县域农民收入的影响存在以城镇化率为门槛变量的双门槛效应。
关键词 产业升级;农业结构调整;农民收入;江苏省
中图分类号：F121.3 文献标志码：A DOI：10.19415/j.cnki.1673-890x.2022.15.006
自1978年以来，江苏省经济蓬勃发展。相关统计资料显示，2018年江苏省GDP为92 595.4亿元。江苏省经济结构亦趨于优化，产业结构已实现了由“一三二”型到“三二一”型的转变，产业发展协调性显著增强，但仍存在较大的收入差距，2009年江苏省城乡收入比达到峰值（2.51∶1），随后城乡收入差距逐步缩小，到2018年为2.26∶1。城乡收入差距较大，影响着高质量发展进程。只有使农民收入实现更快速地增长，才能逐步缩小城乡发展差距，实现高质量发展。
1 文献综述及研究假设
国内学者针对产业结构升级与居民收入关系展开大量探索，但形成的结论观点不一，主要包括3种。1）产业升级引起城乡居民收入差距扩大。陈斌开等建立了不同的理论模型，分析认为优先发展重工业使农村居民收入水平下降[1-2]。王悦等通过实证研究发现，产业结构升级不仅对城乡收入差距产生扩大效应，且此影响存在显著的空间溢出性特征[3]。2）产业升级对农民的增收效用显著，有利于缩小城乡收入差距。刘叔申等认为结构升级推动产业由城市转移到成本更低的农村地区，为农村居民提供更多就业岗位，促进农民增收[4-5]。3）产业结构升级对居民收入的影响效果是非线性的。穆怀中等认为产业结构与城乡收入差距呈“倒U型”关系，赵立文等将产业结构升级分解为高级化和合理化两方面，认为二者对农民收入产生不同影响[6-7]。笔者认为，江苏省已达到工业反哺农业、城市支持农村的发展阶段，产业升级带来的“涓滴效应”可为农业提供先进的技术和管理经验，助推农业现代化发展，促进农民增收。据此提出假设H1：产业升级对农民收入具有正向促进作用。
有关农业结构调整与农民收入的关系问题，目前学界主流观点认为农业结构调整对农民收入具有增收效应[8-9]。笔者认为，在农业结构调整中，通过增加经济作物种植面积，可提高土地单位面积产值，促进农民增收，同时农业内部结构的优化会带来生产效率的提高。据此提出假设H2：农业结构调整对农民收入具有正向促进作用。
经济发展水平存在差异，产业结构不同，导致不同地区非农就业机会、政府部门财力等存在差异，农民收入也存在差异[10]。据此提出假设H3：产业升级、农业结构调整对农民收入的影响呈地区异质性特征。
2 研究设计
2.1 模型设定
基本模型设定应用柯布-道格拉斯生产函数（C-D生产函数）形式，为缓解异方差所带来的影响，使回归结果更加明确地表达变量间的弹性关系，对除产业升级系数之外的变量作取对数处理。
[lnincomeit=C+β1×upindusit+β2×lnplstruit+ iαi×lncontrol+ηi+μt+εit] （1）
（1）式中：income为被解释变量，表示农村居民人均收入;upindus和plstru为两个核心解释变量，分别表示产业升级和农业结构调整;control为由一组控制变量构成的向量;下标i表示不同县域、t表示不同年份;β1、β2和αi为待估参数;C为截距项;ηi代表县域固定效应;μt为时间固定效应;εit为随机扰动项。
2.2 变量构造说明
2.2.1 被解释变量
农村居民收入（income）。选取县域当年农村居民人均纯收入（2013年及以后为农村居民人均可支配收入）作为其衡量指标。自2013年起，我国国家统计局开展城乡一体化调查，农民收入统计口径由人均纯收入调整为人均可支配收入，使用调整后的收入数据，未发现大幅度跳跃。
2.2.2 核心解释变量
产业升级（upindus）。产业升级的一个主要特征是第三产业占比越来越大，而第一产业占比越来越小。本文借鉴王海平等的做法，采用产业升级系数体现各县域产业结构层次[11]。
[upindus=i=13yi×i] （2）
（2）式中：yi表示第i产业增加值所占比重。取值越大表示产业结构层次越高。
农业结构调整（plstru）。选取县域经济作物播种面积占农作物播种面积的比重作为衡量指标。经济作物比重越高，表示农业结构更趋向于高附加值产业发展。
2.2.3 控制变量
为了使结果更加稳定，主要选择4种控制变量：1）经济发展水平（GDP），采用县域人均GDP衡量;2）农业财政支出（expense），采用县域农民人均农业财政支出来衡量;3）城镇化率（ubrate），即县域城镇人口占常住人口的比例;4）农作物播种面积（land），采用县域农民人均农作物播种面积来衡量。
2.3 数据来源
各指标数据来源于2011—2020年江苏省各地级市统计年鉴，剔除数据不全的县域，最终获得35个县域样本。为消除不同量纲带来的影响，对除产业升级系数之外的各变量取自然对数，同时个别缺失数据采用线性插值法补齐。经处理，所选取变量的描述性统计结果见表1。
3 回归结果与分析
3.1 全样本回归
对于面板数据的研究，常用的方法有固定效应模型（FEM）和随机效应模型（REM），在进行具体选择时一般基于豪斯曼（Hausman）检验筛选。经检验，本数据F值为170.3，在1%的显著性水平条件下拒绝采用随机效应模型的原假设，接受采用固定效应模型的备择假设。数据在固定效应模型下的总体回归结果见表2。
结果显示，产业升级的回归系数为0.027，且通过1%的显著性水平检验，表明在控制其他变量不变的条件下，产业结构升级有利于促进农民收入增长，产业结构系数每提高1%，农民收入增加0.027%。其原因可能在于产业结构优化升级使得高就业弹性、劳动密集型的第三产业占比不断提高，为农村剩余劳动力提供强大的“蓄水池”[12]。原假设H1得到验证。
农业结构的回归系数为0.054，且通过5%的显著性水平检验，表明种植结构中经济作物占比每提高1%，农民收入将增加0.054%，因此适当调整农业结构，扩大高附加值经济作物播种面积有助于江苏省农民增收。原假设H2得到验证。
就控制变量而言，城镇化率的回归系数绝对值最大，为1.348，并通过1%的显著性检验，表明城镇化率对农民收入提高的促进作用最为明显，城镇化率每提高1%，农村居民收入增加1.348%。经济发展水平、财政农业支出、农作物播种面积的提高均有利于增加农村居民收入。
3.2 分地区回归
为进一步研究产业升级、农业结构调整对县域农民收入的影响是否呈异质性特征，将江苏省样本分苏北、苏中、苏南3个地区进行估计。已有数据表明，苏南地区经济发展水平最高，苏中次之，苏北最低。根据行政规划对县域地区进行划分，回归结果见表3。
结果显示，产业升级、农业结构调整对农民的增收效应存在地区异质性特征。1）苏南地区产业升级对农民增收的促进作用强于苏中和苏北地区，可能与苏南地区经济发展水平较高、市场化改革较为深入、要素能自由流动、可更好地发挥比较优势等因素有关。2）苏中地区农业结构对农民收入的影响为负向但并不显著。3）从其他控制变量看，城镇化率对农民的增收作用在苏中地区表现最为明显，苏南次之，苏北最小，可能是由于苏中地区工业化发展尚处于起步阶段，以劳动力密集型产业为主，因此农村人口向城镇转移产生的增收效应更为显著;经济发展水平对农民增收的促进作用强度苏南最高，苏中最低;农业财政支出对苏中、苏北地区的农民收入具有显著促进作用，而在苏南则表现为抑制作用但并不显著，可能是由于苏南地区的农民收入来源相对多样化，财政支出对农民的增收作用不明显;人均种植面积对农民的增收作用只在苏南地区通过5%的显著性检验，可能与苏南经济发达、农业用地紧张、土地单位面积生产率较高等原因有关。原假设H3得到验证。
3.3 门槛效应
经上述分析发现，江苏省3个地区由于经济发展水平不同、城市化水平存在差异，产业升级和农业结构调整对农民增收的影响效果也不同。为进一步探究产業升级和农业结构调整对农民收入的影响是否具有以城镇化率为门槛变量的门槛效应，构建门槛面板模型，如式（3）（4）所示。
[incomeit=α1×upindusit×Iubrateit≤r1+ α2×upindusit×Ir1
[incomeit=β1×plstruit×Iubrateit≤r1+ β2×plstruit×Ir1
（3）（4）式中：incomeit为被解释变量，表示i县域t时期的农村居民收入;ubrateit为门槛变量，表示i县域t时期的城镇化率;r1、r2、…、rn表示n个门限值;upindusit和plstruit分别表示i县域t时期产业升级和农业结构调整;α1、α2、…、αn+1和β1、β2、…、βn+1分别代表不同门槛区间的回归系数;Xit为各控制变量;θ和η为控制变量的回归系数;I为门限效应影响系数;vi为个体效应;εit、σit为随机干扰项。
在建立具体的门槛模型前，要先对门槛效应的存在性进行检验，一般通过F统计量来判断。1）进行单门槛检验，对应的F值分别为63.40和67.18，P值分别为0.013和0.003，说明产业升级系数和农业结构的门槛效应均存在。2）对双门槛效应存在性进行检验，其对应的F值分别为33.3和32.76，P值为0.063和0.053，在10%的统计水平下显著，因此可以认为二者均存在双门槛效应。3）对三门槛效应的存在性进行检验，未通过10%的显著性水平，拒绝原假设。故本文采用双门槛效应模型，如式（5）（6）所示。
[incomeit=α1×upindusit×Iubrateit≤r1+ α2×upindusit×Ir1
[incomeit=β1×plstruit×Iubrateit≤r1+ β2×plstruit×Ir1
采用最小化残差平方和的估计方式确定具体门槛值，结果见表4。
采用自助法（Bootstrap Method）检验门槛的估计值和实际值是否一致。依据表4的估计结果绘制似然比函数图（见图1）。当θ为5%时，似然比统计量的临界值为7.35，由图1可知，产业升级和农业结构调整模型城镇化率的门槛值对应的似然比估计值都明显小于该临界值，所以此门槛估计值真实有效。
4 研究结论与政策建议
4.1 研究结论
基于江苏省2010—2019年350份县域面板数据，建立固定效应模型和面板门槛模型分析产业升级、农业结构调整对县域农民收入的影响并得出结论。1）产业升级对农民收入增长具有显著的正向影响，在苏南地区表现最为明显。2）农业结构调整对农民收入也具有促进作用，但在苏中地区表现为抑制作用（差异不显著）。3）从控制变量来看，苏中地区城镇化率对农民的增收作用最强，其次是苏南，苏北最低;经济发展水平对农民收入的促进作用强度苏南最高，苏中最低;农业财政支出对苏中、苏北地区的农民收入具有正向影响，对苏南地区农民收入产生负向影响但结果并不显著;农作物种植面积对农民收入的促进作用只在苏南地区较为显著。4）产业升级、农业结构调整对江苏省县域农民收入的影响存在以城镇化率为门槛变量的双门槛效应。
4.2 政策建议
1）加速推进江苏省产业升级，促进第三产业（尤其是现代服务业）蓬勃发展，为农村地区剩余劳动力提供更多的就业岗位。正确引导劳动力在一二三产业间有序转移，尤其是由农业向非农产业的转移，借助就业结构合理化提高农民收入。
2）促进农业结构优化，在保证粮食产量的前提下适当扩大经济作物种植面积。江苏省作为我国十三大粮食主产区之一，在保障国家粮食供应，守好粮食安全底线方面发挥着重要作用，其种植结构的调整应侧重于提高单位面积的产量和优化生产布局。
3）调节好城镇化与产业升级、农业结构调整的关系，实现互促互助。江苏省各地区的城镇化水平存在差异，产业结构调整的时间和力度均不相同，主要产业也不同，需要政府做好引导工作。针对苏中地区，应加快推进城镇化进程，加强农民转移就业中的各项制度保障，为劳动力发展提供充足空间;苏南地区需充分发挥其经济优势，借助完善的基础设施促进农民增收;加大对苏中、苏北地区的财政投入，通过帮助农民改善生产条件、降低生产成本来提高农民收入水平，缩小城乡差距，促进一体化发展。
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（责任编辑：张春雨 丁志祥）
