粮食价格、劳动力转移与农民收入增长——基于中国省际面板数据的实证分析

□汪宗顺

[内容提要]基于2004～2017年中国大陆31省(市、区)数据，通过面板数据模型实证分析粮食价格、劳动力转移对农民收入影响的结构效应、区域异质性和门槛效应。结果显示：(1)粮食价格和劳动力转移能促进农民收入增长。其中粮食价格能显著促进农民经营性和工资性收入，劳动力转移能显著促进工资性收入，但对经营性收入有显著抑制作用。(2)东中西部地区的粮食价格能显著促进农民增收，其中东部作用最强，西部最弱，中西部地区劳动力转移能显著促进农民增收，而东部作用不明显。(3)粮食价格和劳动力转移对农民收入的促进作用存在门槛效应，近似地表现为倒“U”型关系的左半支。据此，提出建立健全粮食价格稳定长效机制，加快实行城乡统筹就业政策，重视农业生产机械化和技术创新等建议。

一、引言

党的十九大报告指出必须始终把解决好“三农”问题作为全党工作重中之重，而在“三农”问题中，重点和难点是农民收入增长问题。[1]根据国家统计局数据显示，2019年我国农民人均可支配收入为16021元，其中，经营性收入5762元，工资性收入6583元，分别占比35.97%和41.09%，说明我国农民(总)收入主要是由经营性收入和工资性收入构成。因此，农民收入增长主要取决于农民经营性收入和工资性收入的增加。已有研究表明，粮食价格是影响农民经营性收入的直接性因素，劳动力转移就业已成为农民工资性收入增加的主要方式。[2]然而当前粮食价格遭遇“天花板”封顶和生产成本“地板”抬高的严峻挑战，严重影响了农民的农业收入。另外，在城市化、工业化和信息化的大背景下，大量的农村青年劳动力向城市转移就业，虽然在很大程度上增加了农民工资性收入，但由于受小农生产方式和农业生产机械化水平的限制，农村劳动力转移会严重降低粮食生产劳动边际产出率，减少农民的经营性收入。而且当前大部分农民工都只是城市里的农村人，无法突破“二元”户籍制度成为城市人。“在家务农”还是“外出打工”，农民该何去何从？因此，研究粮食价格、农村劳动力转移对农民收入增长的影响，对于真正实现农民持续增收，推动农村经济发展和加快乡村振兴具有重要的现实意义。

农民收入增长是乡村振兴的核心任务，大量学者进行了相关研究，目前已有关于粮食价格、劳动力转移和农民收入增长的研究主要集中在以下三个方面：一是粮食价格对农民收入的影响研究，学术界大多数学者认为粮食种植仍然是农民收入的重要来源，粮食价格上涨能显著增加农民收入，[3][4]不过也有少部分学者持不同意见，认为粮食价格对农民收入的影响很小或者没有直接影响。[5][6]二是劳动力转移对农民收入的影响研究，学术界基本一致认为劳动力转移就业能促进农民收入增长，[7][8]特别是对农民工资性收入的提升十分显著，[9]但是也有部分学者认为劳动力转移严重影响了农村的农业生产，[10]对农民经营性收入增长产生了严重抑制。[11]相关结论，莫衷一是。三是粮食价格与劳动力转移之间关系的研究。目前针对该方面的研究还比较少，曹冰雪等(2017)研究认为，农村劳动力转移对农业较发达地区农产品价格的提高具有明显的促进作用，反之则不具有显著影响，[12]而李义伦(2016)研究发现粮食价格波动会对劳动力转移产生影响，当粮食价格下降时，会促进劳动力转移就业。[13]

概而述之，目前学术界普遍认为粮食价格和劳动力转移均能显著促进农民收入增长，对其结构效应的研究也十分丰富。然而几乎没有把三者纳入同一框架进行研究的文献，而且关于其区域异质性问题的研究较少。最后，以往研究多关注粮食价格和劳动力转移对农民收入的线性影响，对他们之间可能存在的非线性关系研究甚少。本文基于中国大陆31个省(市、区)2004～2017年数据，将三者纳入同一体系，通过动态面板数据模型和门槛模型实证分析粮食价格、劳动力转移对农民收入增长的结构效应、区域异质性和门槛效应，对丰富农民增收问题的研究内容具有重要的理论意义。

二、理论分析与假设

当前粮食种植仍然是农民获得农业收入的主要方式，在粮农种植粮食产量一定的条件下，粮食价格上涨必然会增加农民经营性收入和总收入。而且除了以粮食生产为主的第一产业外，粮食价格上涨会间接地推动第二产业和第三产业的服务价格上升，此时农村劳动力通过转移就业得到的工资性收入就会增加。[14]因此，粮食价格对农民总收入、经营性收入和工资性收入有正向影响。但粮食产量并非固定不变，假设耕地条件不变，农村劳动力转移就业会严重降低农村劳动生产率，降低粮食生产的效率和产量，当劳动力转移程度越大，粮食种植效率和产量越低，粮食价格对农民收入增长的贡献会变得越来越小。因此，粮食价格对农民收入增长的促进作用可能受到劳动力转移的影响而存在门槛效应。

随着我国城镇化进程加快，大量农村劳动力转移到城镇中找寻其他就业机会，获得工资报酬，从而显著地增加农民工资性收入。而且劳动力转移的机会成本肯定要低于其带来的非农收入，否则劳动力转移不会发生。因此，劳动力转移会增加农民净收入。宏观上，随着“人口红利”逐渐消失，劳动力转移会给农业生产带来严重打击。微观上，农村青年劳动力在非农转移就业的同时，必然会放弃粮食种植，使得农民经营性收入减少。因此，劳动力转移在增加农民总收入和工资性收入的同时，也会显著减少农民经营性收入。但另一方面，农业机械化能够提高农业生产率，从而在一定程度上缓解劳动力转移对农民经营性收入的削弱程度，进而弥补劳动力转移给农业生产带来的负面影响。因此，劳动力转移对农民收入增长的促进作用可能受到农业机械化程度的影响而存在门槛效应。基于上述理论分析，本文提出以下研究假设：

假设1：其他条件不变的情况下，粮食价格与农民总收入、经营性收入和工资性收入均正相关。

假设2：其他条件不变的情况下，劳动力转移与农民总收入和工资性收入正相关，与农民经营性收入负相关。

假设3：粮食价格和劳动力转移对农民收入的促进作用是非线性的，存在门槛效应。

三、变量选择、数据说明与模型构建

(一)变量选择

1.被解释变量

被解释变量为农民收入，按照来源细分为农民经营性收入和农民工资性收入。按照已有研究的概念界定，农民经营性收入是指农民从事农业生产经营获得的收入，农民工资性收入是指农民出卖自己劳动力所获得的收入。[3]关于衡量指标的选取，其中农民总收入用农民人均纯收入(2004～2012)和农民人均可支配收入(2013～2017)表示；农民经营性收入用农民人均家庭经营纯收入(2004～2012)和农民人均经营净收入(2013～2017)表示；农民工资性收入用农民人均工资性纯收入(2004～2012)和农民人均工资性收入(2013～2017)表示。

2.核心解释变量

粮食价格和劳动力转移是影响农民收入增长十分重要的因素。其中粮食价格能直接影响农民经营性收入增长，农村劳动力转移可以为农民带来明显的工资性收入。借鉴相关研究，本文基于环比的粮食商品零售价格指数，以2004年为基期，计算定基指数，以衡量粮食价格水平。[15]用第一产业从业人员人数占就业人员总数的比重作为衡量农村劳动力转移程度的指标，[16]指标值越小，代表农村劳动力转移程度越大。

3.控制变量

农民收入增长的影响因素有很多，在确定核心变量的基础上，为获取比较科学的结果，必须控制好其他相关变量。借鉴已有研究，本文选取粮食产量、农业机械总动力和有效灌溉面积作为研究的控制变量。

(二)数据说明

本文选取的研究对象为中国大陆31个省(市、区)，样本区间为2004～2017年。虽然2013年国家统计局对农村和城镇住户收支调查实行统一化改革，调查采用人均可支配收入代替人均纯收入统计指标，但本文认为新口径统计的相关数据变化不大。在使用的农民收入数据中，2004～2012年数据来源于国家统计局官网，2013～2017年数据来源于各地区的统计局官网，其他变量数据均来自国家统计局官网，同时，采用线性插值法补全缺失的数据。为尽可能地消除异方差的影响，本文对各变量进行自然对数化处理。表1提供了各变量的统计性分析。

由表1可以看出，农民经营性收入和农民工资性收入最大值分别为8.9954和9.9178，最小值分别为6.3796和4.9287，标准差分别为0.4998和0.8656。农民工资性收入的最大值和标准差比经营性收入大，最小值比经营性收入小，说明虽然近年来农民工资性收入超过经营性收入，但工资性收入的波动性和差异性高于经营性收入。由于普通的面板描述性统计分析所包含的信息较少，为进一步厘清农民收入的动态变化特征，本文以2005年、2009年、2013年和2017年为研究样本，通过高斯核密度函数的方法，观察农民总收入的动态演变特征。

表1 变量描述性统计

从图1可以看出，从2005年到2017年，农民总收入的核密度函数中心明显向右移动，波峰宽度有小幅度减小，2005和2009年的核密度函数为单峰，峰值低于1.5，而2013和2017年的核密度函数出现多峰现象，且峰值超过1.5。表明在观察区间内我国农民收入水平在整体提升，区域间农民收入差距在减小，乡村振兴战略的实施已取得显著成效。而多峰态势虽然体现了近年来农民收入出现了两极分化的不良特征，但峰值保持左高右低，且右峰值很小，表明两极分化的主体并没有改变，分化程度还不是很严重。

图1 农民收入的动态演变特征

(三)模型构建

本文实证分析粮食价格、劳动力转移对农民收入增长的影响的结构效应、区域异质性和门槛效应。通过不同的检验方法以构建合适的模型，似然比检验统计量为61.25，P值为0，拒绝使用混合模型。为避免异方差对选择结果造成影响，使用聚类稳健标准误进行辅助回归的方法判断是使用固定效应模型还是随机效应模型，[17]检验的统计量为20.645，P值为0.0009。因此，拒绝使用随机效应模型，应构建固定效应模型。本文首先构建如下静态面板数据模型：

LNYi,t=α0+α1LNFPi,t+α2LNLTi，t+α3LNXi,t+ui+ηt+εit

(1)

考虑到农民收入具有时滞性，在模型(1)的基础上引入被解释变量的滞后项。为分析粮食价格、农村劳动力转移对农民收入增长的影响，本文继续构建如下动态面板数据模型：

LNYi,t=β0+β1LNYi,t-p+β2LNFPi，t+β3LNLTi,t+β4LNXi,t+ui+ηt+εit

(2)

式(1)和式(2)中，Yi,t=FIi,t、OIi,t和WIit，分别表示农民总收入、农民经营性收入和农民工资性收入，Yi,t-p表示被解释变量的p阶滞后项，FPi,t表示粮食价格，LTi,t表示劳动力转移，Xi,t=GPi,t、MAi,t和EIi,t为控制变量，分别表示粮食产量、农业机械总动力和有效灌溉面积。ui、ηt和εit分别表示个体效应、时间效应和随机扰动项，αi和βi为待估参数。

为了实证分析粮食价格、劳动转移和农民收入之间可能存在的非线性关系，基于Hansen(1999)提出的门槛效应模型，[18]本文以Di,t为门槛变量构建如下模型：

Yi,t=δ0+δ1X1i,t+δ2X2i,t·I(Di,t≤γ)+δ3X2i,t·I(Di,t>γ)+εit

(3)

式(3)中，Yi,t表示被解释变量，X1i,t表示控制变量，X2i,t表示解释变量，I(·)为指示函数，γ为门槛值，当括号里的条件得到满足时取1，反之取0，δi为待估参数，εit为随机扰动项。

四、实证分析

(一)面板单位根检验

为尽可能避免出现“虚假回归”的结果，对被解释变量和核心解释变量进行单位根检验，表2显示了LLC、IPS、Breitung、Fisher-ADF、Fisher-PP五种检验方法的变量平稳性检验结果。由表2可知，变量LNFI、LNOI、LNWI、LNFP、LNLT没有通过平稳性检验，D_LNFI、D_LNOI、D_LNWI 、D_LNFP、D_LNLT在1%的显著水平上拒绝序列不平稳的原假设，即LNFI、LNOI、LNWI、LNFP、LNLT服从同阶单整。

表2 平稳性检验结果

(二)结构效应

首先运用静态面板数据模型实证分析粮食价格和劳动力转移对农民收入影响的结构效应。回归(1)、(2)和(3)分别以农民总收入、农民经营性收入和农民工资性收入为被解释变量，使用可行广义最小二乘法(FGLS)进行迭代修正估计，但估计结果存在系数不显著等不足(限于篇幅，静态模型估计结果不列出，有需要可向作者索要)。因此，本文引入农民收入的一阶滞后项，继续构建动态面板数据模型。由于动态模型中引入了被解释变量的一阶滞后项，固定效应估计方法可能有偏误，为了克服模型中的内生性问题，本文采用广义矩估计方法(GMM)进行参数估计。而广义矩估计又分为差分GMM和系统GMM两种，借鉴Arellano(1995)的研究，[19]选择更有效且应用更广泛的系统GMM方法进行动态面板数据模型的估计，并用残差序列相关检验判断序列的随机扰动项是否存在序列相关，即动态模型的构建是否有效，用Sargan检验判断工具变量的可靠性，表3为动态模型估计结果。

表3 动态模型估计结果

表3显示三个模型的AR(1)显著而 AR(2)不显著，表明模型均通过自相关检验，而且Sargan 检验p值均为1，说明所有工具变量十分有效。模型(4)、(5)和(6)的系数估计结果显示，粮食价格对农民总收入、农民经营性收入和农民工资性收入的影响系数分别为0.3726、0.1625和0.2656，均在1%的检验水平下显著，说明粮食价格对农民总收入、农民经营性收入和农民工资性收入具有显著正向影响，假设1得到验证，而且粮食价格对农民总收入的促进作用最强；劳动力转移对农民总收入和工资性收入的影响系数分别为-0.0881和-0.1269，在1%的检验水平下显著，而劳动力转移对农民经营性收入的影响系数为0.0703，在5%的检验水平下显著。说明劳动力转移对农民总收入和工资性收入具有显著的正向影响，对农民经营性收入具有显著的负向影响，假设2得到验证。

滞后一期农民总收入、农民经营性收入和农民工资性收入的估计系数分别为0.7051、0.9163和0.8210，均高度显著，这说明农民收入增长具有良好的自我推动能力，存在一定的惯性和持续效应。粮食产量、机械总动力和有效灌溉面积对农民收入增长在一定程度上表现出促进作用，但这些变量并不是本文研究的重点，因此不进行深入讨论。

(三)区域异质性

以农民总收入为被解释变量进行固定效应模型稳健回归，分析农民收入的区域异质性，结果见表4。本文根据东中西三大经济带进行分区域估计，其中东部地区包括河北、辽宁、山东、北京、天津、江苏、浙江、上海、广东、广西、福建、海南；中部地区包括内蒙古、吉林、黑龙江、山西、江西、安徽、湖北、湖南、河南；西部地区包括重庆、贵州、云南、四川、陕西、宁夏、甘肃、青海、新疆、西藏。

表4 农民收入区域异质性分析

从表4可以发现，三个模型的R2均大于0.96，模型具有很好的解释能力。东中和西三大地区的粮食价格对农民收入影响的系数分别是1.9607、1.5432和1.4394，均在1%的检验水平下显著，表明粮食价格能显著促进农民收入增长，这与前文理论分析和假设相符。而且东部地区的影响系数最大，表明东部地区的粮食价格对农民收入的促进作用最显著，这可能与东部地区的机械化水平较高有关。东部地区劳动力转移对农民收入影响的系数为-0.1153，但不显著，中部和西部地区的劳动力转移对农民收入影响的系数分别为-1.1850和-1.1211，均在1%的检验水平下显著。结果表明东部地区劳动力转移不能显著促进农民收入增长，而中西部地区农民的收入主要来自劳动力转移，外出打工成为农民收入增长的主要方式。这可能是因为中西部地区仍然是劳动力的主要输出地，东部相对中西部地区而言，劳动力就业已经比较充分，其剩余劳动力被吸收得更为彻底。[16]

(四)门槛效应

进一步实证分析粮食价格和劳动力转移对农民收入增长的促进作用是否存在门槛效应。分别以劳动力转移(LT)和机械总动力(MA)为门槛变量，进行迭代次数为1000，搜寻点数为400的门槛检验，结果见表5。

表5 门槛模型估计结果

门槛效应检验结果显示，以劳动力转移为门槛变量时，粮食价格对农民收入增长的促进作用通过了双门槛检验，其门槛值分别为0.177和0.221，在第一门槛区间，粮食价格对农民收入增长的影响系数为120.6354，当劳动力转移介于0.177～0.221时，粮食价格的估计系数减小为97.2058，在第三门槛区间，系数最小为75.6489，三个系数均在1%的检验水平下显著，表明粮食价格对农民收入增长的促进作用会随着劳动力转移程度的加大而逐渐减弱，呈现非线性，即劳动力的转移会削弱粮食价格对农民收入的贡献能力，这十分符合直观判断和前文分析。以农业机械总动力为门槛变量时，劳动力转移对农民收入增长的促进作用通过了单门槛检验，门槛值为117.76。当机械总动力低于117.60时，劳动力转移对农民收入增长的影响系数在1%的水平上显著为-134923.6，当机械总动力高于117.76时，劳动力转移的影响系数为-1075.176，但不显著，说明当农业机械化程度达到一定水平后，劳动力转移就业对农民收入的吸引力就不再强烈。这可能是因为农业机械化能极大提高农业生产效率，从而提高农民经营性收入，当农业现代化给农民带来更可观的收入时，农民对转移就业的需求就变得很小了。因此，粮食价格和劳动力转移对农民收入增长的促进作用并不是一成不变的，而是非线性的，近似地表现为倒“U”型曲线的左半支，假设3得到验证。而且两个模型的R2分别为0.8957和0.8482，说明结果具有较好的解释能力。

五、结论与建议

基于2004～2017年中国大陆31个省(市、区)的面板数据，通过动态面板数据模型以及门槛模型，实证分析粮食价格、劳动力转移对农民收入增长的结构效应、区域异质性和门槛效应，得到以下结论：(1)粮食价格和劳动力转移能显著促进农民收入增长，且具有结构效应。具体来看，粮食价格能显著促进农民经营性收入和工资性收入增长，劳动力转移能显著促进农民工资性收入增长，但对农民经营性收入增长有显著抑制作用。(2)粮食价格和劳动力转移对农民收入增长的影响具有显著的区域异质性。具体来看，东中西部地区的粮食价格对农民增收具有显著的促进作用，其中东部地区的影响系数最大，中部次之，西部最小。但东部地区劳动力转移对农民收入增长的作用不显著，而中西部地区由于仍然是劳动力转移的主要地区，对农民收入增长具有显著促进作用。 (3)粮食价格和劳动力转移对农民收入增长的促进作用是非线性的，存在门槛效应，近似地呈现为倒“U”型关系的左半支。具体来看，随着劳动力转移程度的加大，粮食价格对农民总收入的促进作用被削弱，而随着农业机械化水平提高到一定程度，劳动力转移就业对农民收入的作用就不再显著。

根据结论，提出以下对策建议：(1)建立健全粮食价格稳定长效机制，切实保障粮农种植收益。一是加快推进粮食供给侧结构性改革，减少对劣质粮食的保护，防止出现“劣币驱逐良币”的问题，以保证粮食高质量供给。二是加快实行粮食收入保险制度，通过建立多主体、多层级的粮食收入风险分摊机制，充分发挥农业保险惠农的积极作用。三是政府部门应加大财政对粮食直接补贴的力度，保持粮农种植积极性，稳定粮食生产，确保农民获得基本收入。尤其是东部地区，粮食价格上涨带来的收入效应更显著，应该大力实施促进粮食价格稳定上涨的相关政策，促进农民持续增收。(2)加快实行城乡统筹就业政策，推动劳动力转移人口市民化。劳动力非农转移就业仍然是贫困地区农民收入增长的主要来源，必须加快推动劳动力就业转移。一方面要大力优化农村劳动力转移就业条件和环境，完善农民工社会福利政策，给予他们与市民同等的教育和医疗等权利，尽可能地缓解他们的住房压力。另一方面要加快消除劳动力转移的制度性障碍，建立健全城乡平等就业制度，加快农民工市民化的进程。特别是中西部地区，由于是劳动力的主要输出地，劳动力转移就业对农民增收的促进作用十分显著，政府应该加大对该地区的政策倾斜，让他们享受公平的权力和服务，加快实现劳动力转移人口彻底市民化。(3)重视农业生产机械化和技术创新，提高农业劳动生产率。政府应该进一步实施农机购置惠农政策，加大农机补贴投入力度，提高农业生产的规模效益。特别是针对农业机械化水平低、劳动力转移量大，而且粮食价格的收入效应还较小的中西部地区，必须要提高农业机械生产的规模，加快推动农业生产机械化，以减小劳动力转移带来的农业收入损失，促进农民增收。而针对东部地区，农业机械化的规模已经达到一定程度，劳动力转移就业对农民增收的作用不明显，必须重点提升农业机械化质量，注重农业技术进步和创新，推动农业生产内涵式发展。