農牧交錯帶農業結構調整、農牧民收入與農牧民收入差距
——基于63 縣面板數據的實證分析

李秋波，高 芬，張立中

（北京林業大學 經濟管理學院，北京 100083）

一、引言

北方農牧交錯帶大多處于貧困落后地區，不合理的農業結構不僅阻礙當地經濟發展，還降低了農牧民收入。隨著農業產業結構不斷調整，農牧民收入得到提高，2019 年我國半牧區農牧民人均可支配收入為12 106.73 元，而全國農村地區人均可支配收入16 765.99 元，比半牧區高38.48%，由此得出農牧民收入與全國平均水平存在較大差距，農牧交錯帶農業發展水平明顯低于全國水平。農牧交錯帶作為我國農業發展的特殊區域以及貧困落后地區的典型，農民收入問題一直是制約當地經濟發展的一大難題。

目前，對于各省的農業結構調整對農民增收的影響研究較多，但是針對較為貧困落后的農牧交錯帶農業結構調整對農民增收的影響以及農牧民收入差距問題卻少有研究。農牧交錯帶具有宜農宜牧的天然屬性，如何利用當地特色資源優勢因地制宜推進農業結構調整，從而促進農牧民增收成為值得思考的問題，在農牧交錯區今后究竟應該重點發展哪個產業？不同地區之間又有什么樣的差異？

基于此，本文將構建固定效應模型分析農牧交錯帶農業產業結構調整對農民收入的貢獻程度，并通過計算農業產業轉換系數以及農業產業結構轉換方向系數，研究產業結構調整傾向。通過研究農牧民收入與農業結構調整之間的關系，探尋二者之間存在的某種內在關聯，找尋影響農民收入的關鍵因素，對于促進農牧交錯帶農業結構的合理調整，實現當地農業產業特色化發展，縮小農牧民收入差距具有重要意義。

二、文獻綜述與分析框架

目前，對農業結構調整的研究主要聚焦在微觀與宏觀兩個方面[1]，為了更好闡釋農業結構調整、農牧民收入以及收入差距三者之間的內在關聯，本文將從以下三個角度提出研究假說并闡述相關依據：

H1：農業結構調整在促進農牧民增收的過程中存在正向與負向兩種作用。

關于農業結構調整對農民收入的影響研究中存在兩種截然相反的觀點：一方面農業結構調整對農民收入的增長作用是正向的。鐘甫寧在2004 年就曾通過測算得出農業結構調整可以給農民帶來5.6%～7.55%的增長[2]，后期諸多學者利用不同方法均發現農業結構調整對農民收入的提高具有較強的促進作用[3-7]；另一方面有研究指出，由于農業結構調整會降低農民在其他高附加值產業中的獲利機會，從事傳統低端產業會降低農民的收入[8-11]。因此，有理由認為農牧交錯帶的農業結構調整在促進農牧民增收的過程中存在正向與負向兩種作用。

H2：農業結構調整對農牧民收入差距的影響具有資源稟賦性。

由于各地區資源稟賦存在著較大的差異，因而在農業結構調整的過程中會傾向于發展當地的優勢產業，由于各地區資源比較優勢的不同，結果也千差萬別。農業結構調整不僅可以縮小城鄉收入差距[12]，也可以擴大城鄉收入差距[5]，究其原因是農業內部各產業比例不同，但從根本上還是資源稟賦的不一致性。農牧交錯帶各地區的土地、資本、勞動力等要素的豐裕程度存在差別[13]，因而在結構調整的過程中導致農業內部產業結構對農民收入差距的影響不同。

H3：農牧民增收過程與農牧民收入差距不同地域呈現異質性。

1955 年經濟學家庫茲涅茨第一次提出收入差距的“倒U 型”曲線，即在經濟發展的初期收入差距會隨著經濟發展而不斷擴大，而后期通過經濟轉型又會縮小收入差距[14-15]。自20 世紀80 年代以來，我國的居民收入差距一直呈現擴大的趨勢，農村地區的收入差距問題也較為突出[8][16]，農業結構調整在促進農牧民增收的過程中會對城鄉居民收入的擴大產生一定的影響，同時不同地域具有明顯的異質性[7]。雖然自2010 年以來，我國城鄉居民收入差距在逐步縮小，但是農村居民收入的內部差距卻在逐步拉大[17-18]。在通過農業結構調整促進農民增收的過程中，由于各地區的農林牧漁產業發展側重點有所不同，因而不同地域呈現了不同的特征。

綜上所述，現有研究仍存在以下不足：首先，針對農牧交錯帶農業結構調整、農民收入以及收入差距問題少有研究；其次，多數研究從省域數據展開，而針對縣域研究較少，導致研究缺乏代表性；最后，農業結構調整一方面會影響農民收入，另一方面也會對農民收入差距產生較大影響，而目前研究中缺少對于這一現象的實證研究。

圖1 本文分析框架

三、模型、指標與數據來源

（一）農業結構轉換速度系數

農業結構轉換速度是指各地區農業產業內部各產業增長率的差異化水平[19]。農業結構調整是在農業結構轉換能力推動的前提下而不斷進行的，其最直接的原因是農業結構內部各產業增長速度的差異。農業結構轉換速度系數是衡量某一地區農業結構演變趨勢的一個重要指標，公式如下：

其中，δ表示農業結構轉換速度系數，Xi表示農業產業第i個產業的年均增長速度，Xp表示農業產值年均增長速度，Pi表示農業第i個產業占農業總產值的比重。本文將利用公式（1）分別計算整個北方農牧交錯帶以及華北、西北、東北和新疆地區的農業結構轉換速度系數。

（二）農業結構轉換方向系數

據統計資料顯示，我國各地區的農業結構一直處于不斷轉換的過程中，但是轉換的方向有所不同。為了分析農牧交錯帶農業結構的轉換方向，引入農業結構轉換方向系數對農牧交錯帶各地區進行比較研究，計算公式如下：

βi表示農業結構內部i產業結構轉換方向系數，本文將利用公式（2）分別計算北方農牧交錯帶以及各區域的農業結構轉換方向系數。

（三）農業結構調整對農民收入的影響

農業結構調整的直接動因是提高農民收入以及縮小收入差距，最終目的是促使農業生產要素在不同農業生產部門之間進行合理分配，從而最終實現收益最大化[6]。因此，本文將建立模型（3）與模型（4）分別考察農牧交錯帶農業結構調整對農牧民人均純收入以及收入差距的影響，并分析區域差異化程度。本文構建模型如下：

模型（3）中lnrinc表示農牧民人均純收入，模型（4）中lnY表示各縣農牧民收入基尼系數，lnragvi1、βi2lnrfovi2、βi3lnrahvi3、βi4lnrfivi4分別表示農業、林業、牧業以及漁業的產值。α0表示常數項，αi表示反映各縣異質性的個體固定效應，γt為時間固定效應，βit為回歸系數，表示隨機擾動項。

為了保證數據的可獲性，本文選取北方農牧交錯帶2000—2018 年63 縣的年度相關數據，所使用的數據均來自各省市縣統計年鑒以及EPS 數據庫，為消除價格波動因素的影響，使數據具有可比性，利用農村居民消費指數將相關變量統一調整成2000 年的價格水平，各變量均進行對數處理。需要特別說明的是，本文中農牧民收入水平采用農牧民人均純收入來衡量①2004 年后統計口徑改為農村居民人均可支配收入。，基尼系數是衡量收入差距的重要指標，但是關于農村居民收入基尼系數目前并未有官方的計算方法給出，因此本文參考陳傳波和丁士軍（2001）[20]在2001 年文章中提出的算法，分別計算各區域的基尼系數。

四、實證結果分析

北方農牧交錯帶全區以及東北、華北、西北、新疆地區的農業結構轉換速度系數分別為0.017 5、0.019 2、0.071 1、0.046 6 和0.013 0，從整體上看，2000—2018 年北方農牧交錯帶的農業產業結構調整速度較慢，而各區域轉換速度存在明顯的差別，其中東北、華北、西北要高于整個北方農牧交錯帶的平均水平，而新疆要明顯低于整個北方農牧交錯帶的平均水平。以上結果說明，農牧交錯帶的農業產業結構調整是由于經濟發展引起的，但是各區域的經濟發展速度存在明顯差別，東部農牧交錯帶的發展速度要明顯高于西部新疆農牧交錯帶的發展速度，與之相對應的是農牧民生活水平的差異，新疆地區農牧民的生活水平以及收入的提高速度要遠遠低于東部地區，單一的農產品需求使得農產品流動性差，農業結構轉換速度慢成為必然。

根據公式（2）計算出各區的農業結構轉換方向系數如表1 所示。

表1 農牧交錯帶各區農業結構轉換方向系數

根據表1 可以發現在北方農牧交錯帶整個地區的產業結構中，農業和漁業的地位明顯下降，林業和畜牧業地位不斷提高，該結果符合農牧交錯帶的發展規律，農牧交錯帶由于地理位置極具特殊性，是我國東西部防風固沙的天然屏障，因而林業產業在當地具有特殊地位，同時具有宜農宜牧的天然優勢，在保證糧食安全的前提下積極發展畜牧業成為必然選擇。針對各區域來看，西北和新疆的轉換方向特征類似，即農業和漁業發展地位下降，林業以及畜牧業的地位不斷上升；而華北和東北分別呈現了不同的特征，華北地區農業以及林業地位穩固，反而畜牧業以及漁業地位在不斷下降，東北地區則朝著發展畜牧業方向轉變。從整體上看，除漁業外，北方農牧交錯帶各區其他產業調整方向波動幅度不大，農業結構發展方向并未呈現出一致的規律性，而是各個區域均存在著明顯的差別，這也在某種程度上說明了各區農業結構調整完全是一種農牧民根據市場需求自發調整的行為，由于市場在調節中存在著缺陷，會導致農牧民收入受損，因此迫切需要政府進行相關的干預，推動農業結構朝著合理化的方向發展。

為避免由于變量的非平穩性導致得出結果與真實結果的不一致性，本文利用LLC、Fisher-ADF以及IPS 分別對北方農牧交錯帶全區以及各區域進行平穩性檢驗，結果顯示各區域均具有一定的時間趨勢，均為平穩的時間序列。在變量平穩的前提下，利用AIC 以及BIC 信息準則對變量進行滯后期的選擇，各變量均為0 階單整，采用固定效應模型估計模型（3），結果如表2 所示。

表2 農牧交錯帶各區農業結構調整對農牧民收入影響的估計結果

從表2 可以看出，北方農牧交錯帶全區以及各區域之間的農業結構調整對農牧民收入的影響存在著較大的差異，各區域因資源稟賦、地理條件等均有顯著差異，因而導致回歸結果差異較大。從全區來看，對農牧民收入影響最大的是農業以及牧業，這也符合農牧交錯帶的實際情況，其次為林業，但是影響不大。從分區角度來看，首先是農業，對農牧民收入影響最大的是華北地區，東北、新疆以及西北地區次之；其次是牧業，對農牧民收入影響最大的是東北地區，新疆以及西北、華北次之；最后是林業以及漁業，可以發現農牧交錯帶各區林業以及漁業的彈性系數都比較小，符合農牧交錯帶重點發展農牧業的實際情況。常數項彈性系數均為正，這與農牧交錯帶農牧民收入2000—2018 年一直在呈現不斷上升的趨勢的基本事實一致。印證了假說1，即農牧交錯帶農業結構調整對農牧民收入的影響具有顯著的正向作用。

區位條件、環境條件、政府相關政策、資源稟賦條件等都會對收入差距產生重要影響，但是影響最為顯著的是農業產業結構的調整。運用模型（4）研究農牧交錯帶農業產業結構調整對農牧民收入差距的影響，模型估計過程與（3）相同，估計結果如表3所示。

從表3 可以看出，農牧交錯帶農業結構調整對農牧民收入差距的影響存在著顯著差異，其中，農牧交錯帶全區及各區域的農業對農牧民收入差距的影響系數均為負；除新疆地區外，林業對農民人均收入差距的影響系數為正；畜牧業對西北地區的農牧民收入差距的影響系數為負，其他地區的影響系數為正；除東北地區外，其他地區漁業對農民人均收入差距的影響系數為正。以上這些差異充分顯示了農牧交錯帶的農業產業結構調整對農牧民收入差距的影響具有資源稟賦性，各個地區由于各自的資源優勢不同，導致結果出現差別，例如在具有特色牧草資源優勢的西北地區，發展草食畜牧業有利于縮小農牧民收入差距，此過程驗證了假說2，因此，采取因地制宜的方法促進農牧交錯帶的產業結構調整成為農牧交錯帶特色農牧產業發展的重要思路。從以上模型估計的結果來看，在不考慮農業產業結構變動對農牧民收入差距影響的前提下，全區、華北、西北、東北、新疆農牧交錯地區的農牧民收入的基尼系數分別為0.331、0.297、0.312、0.305、0.335。其中新疆地區收入不平等程度最高，華北地區最低。綜合全區以及各區域狀況來看，農牧民收入差距較為合理。

表3 農牧交錯帶各區農業結構調整對農牧民收入差距的影響

綜合模型（3）與模型（4）的實證分析，在通過農業結構調整促進農民增收以及影響農牧民收入差距的過程中，由于各地區的農林牧漁產業發展側重點有所不同，因而不同地域呈現了不同的特征。這也符合假說3 所闡述的內容。

五、結論與啟示

本文研究表明，北方農牧交錯帶農業產業結構轉換速度緩慢，而各區域轉換速度又存在明顯的差別，其中東北、華北、西北要高于整個北方農牧交錯帶的平均水平，而新疆要明顯低于整個北方農牧交錯帶的平均水平，這與各個地區的經濟發展水平息息相關。從農業產業結構調整的方向上看，全區林業與畜牧業地位不斷上升，而由于各個區域的情況不同，并未呈現出一致的規律性。通過進一步的實證研究顯示，該區域的農業產業結構調整對農牧民收入以及農牧民收入差距的影響也存在著區域性差異，盡管近年來種植業在農業發展中的地位有所下降，但對農牧民收入以及縮小收入差距的貢獻仍然不可忽視，在農牧交錯地區應利用當地優勢，發展特色農牧產業，推動當地經濟發展。

綜上，得出以下啟示：（1）推動農牧結合，為牧而農，種養一體化發展。積極引導農牧民建立以草食畜牧業為主的生產方式，大力發展人工種草和飼料作物，開展天然草場保護工作，大力推行舍飼養殖，加快建設草地畜牧業產業集群，實現由糧食經濟主導向草業畜牧業經濟主導的生產方式轉變。（2）關注當地特色優勢產業。在華北以及東北地區，集中利用土地資源優勢不斷發展特色農產品種植與加工；在西北地區，發揮牧草優勢，促進農業資源的循環利用，實現牧草資源的永續利用與發展。（3）推進城鄉融合發展，縮小收入差距。發揮優質牧草主導優勢，增加資金投入，培育一批養殖大戶或企業，發揮其帶頭作用，結合“公司+合作社+農戶”等形式，形成完整的產業鏈[21]。（4）完善政策保障，加大資金投入。扶持和建設一批種養殖大戶以及龍頭企業，制定優惠政策，組織開展相關培訓，推動畜牧業的科學養殖，優質飼草的科學種植，完成品種改良與生產技術的提升。