农村经济发展质量的减贫杠杆效应研究

分类：论文范文 发表时间：2021-04-25 08:44

　　［摘要］运用熵权法对新世纪以来农村经济发展指标数据进行了评估，结果表明:农业劳动生产率和农产品价格与农村贫困发生率具有负相关性;消费品价格、农村“三废”排放率以及居民收入差距与农村贫困发生率具有正相关性;新世纪以来农村经济发展质量的减贫杠杆效应经历了弱化到增强的过程。农村经济发展质量通过其效率性、稳定性、持续性和共享性等因素对农村减贫发挥杠杆效应。

　　［关键词］贫困农村;农村贫困发生率;农村经济;减贫杠杆效应

　　改革开放以来中国农村经济的快速增长有效地推动了农村贫困的减少，但收入差距不断扩大、农村居住环境逐渐恶化等问题导致农村经济发展质量提升困难。经济发展质量对农村减贫具有较强的杠杆效应:高质经济发展从增收和节支等方面有效地推动农村贫困减少;而低质经济发展则降低贫困者收入，使其陷入贫困循环陷阱。目前学者们主要探讨了自然环境、收入分配和物价波动等经济发展质量因素的贫困变动效应。一些学者探讨了自然环境对农村贫困的影响。Ekbom(1999)的研究结果表明，穷人是环境恶化的主要受害者。里尔登(2008)等认为环境与贫困之间是一种恶性循环。谭贤楚(2011)的研究表明，贫困人口主要受到环境等因素影响。潘泽泉和罗宇翔(2015)发现，农村贫困与农村居民健康风险、财产风险、环境风险有着显著性的关系。一些学者研究了收入差距与农村贫困的关系。Ｒavailion和chen(2004)发现，不断增加的收入不平等弱化了中国的减贫进程。林伯强(2003)认为，中国经济增长有效地减少了贫困，但收入不平等恶化则降低了增长的减贫效果。陈飞和卢建词(2014)的研究表明，收入增长使得贫困入口比例下降，但分配不公平降低了减贫速度。部分学者还探讨了物价波动对农村贫困的影响。Wodon和Zaman(2008)的研究表明，最低收入10%的穷人熨平通货膨胀的能力只有32.1%，通货膨胀对贫困者具有较大冲击力［1－10］。

　　一、农村经济发展质量现状分析

　　(一)农村经济发展质量评价指标数据

　　学者们从不同视角为经济发展质量评价构建了指标体系(冷崇台，2008;何伟，2013;宋明顺，2015)，而农村经济发展质量评价指标必须限定在农村范围之内［11－13］。因此课题组运用德尔菲法确定了4类共12项指标来评价农村经济发展质量(见表1)。效率性指标数据显示:农业劳动生产率从2000年0.301增长至2014年1.537，耕地产出率从2000年4753公斤/公倾增长至2014年5892公斤/公倾，农业完全消耗系数则稳定在0.25左右。这说明新世纪以来农业投资效率相对稳定，农业劳动和土地的产出效益得到了逐步改善，农村经济发展的总体效率性得到明显提升。稳定性指标数据显示:农业生产总值增长率2005年后稳定提升至5%左右;消费品价格变动率在－0.04%至6.5%之间，波动幅度较大;而农产品价格变动率在－0.04%至14.1%之间，波动幅度很大。综合来看，由于消费品和农产品价格波动幅度较大，农村经济发展还不稳定，较大地阻碍了农村经济质量提升。

　　(二)基于熵权法的农村经济发展质量评价结果学者们运用不同方法(赵光华，2007;田钊平，2011;刘燕妮等，2014;韦相，2013)对经济发展质量进行评价［14－18］。但熵权法更能有效消除指标数据之间的相关性和指标权重输出的随意性。因此，本文运用熵值法对上述数据计算，得出2000年至2014年间农村经济发展质量的评价值(见表2)。表中数据显示，当前农村经济发展质量还处在相对较低的水平，新世纪以来呈现先降后升的趋势:2005～2008年综合评分呈现下降的趋势，从2005年的0.362下降到2008年的0.346;2008年以后综合评分趋于平稳上升，从2008年的0.346上升至2014年的0.497。

　　二、农村经济发展质量减贫杠杆效应的作用机理

　　构成农村经济发展质量的各要素通过不同渠道对农村贫困者的收入和消费产生影响。这种影响如同物理杠杆一样，放大或缩小农村减贫效应:正向效应将加速贫困者的脱贫进程;负向效应将阻碍贫困者脱贫进程。

　　(一)农村经济发展质量效率因素的减贫杠杆机理农村经济发展效率将通过投入产出影响农村居民收入。当发展效率较高时，等量的劳动、资本和耕地投入能够生产出更多的农产品，进而快速提升农村居民收入。当发展效率较低时，主要依靠增加劳动、资本和耕地投入来支撑增长，其产出增长幅度必然低于投入增长幅度，形成累进式的效率递减，从而阻碍了农村居民收入增长。

　　(二)农村经济发展稳定性因素的减贫杠杆机理农村经济发展的稳定性因素对其减贫具有杠杆效应。当经济发展稳定时，贫困者要素投入所面临的风险相对较小，因而贫困者可通过增加要素投入实现收入增长，从而为其脱贫创造条件。当经济发展不稳定性时，贫困者要素投入所面临的风险增加，并对其收支产生较大冲击，在贫困者缺乏足够财产来熨平经济波动时，会使其陷入更加贫困的境况。

　　三、农村经济发展质量减贫杠杆效应的统计检验

　　综上所述，农村经济发展质量各要素对农村贫困者收入和消费产生重大影响，从而对农村减贫具有显著的杠杆效应。为了确认这一结论是否正确，必须运用相关数据进行检验。(一)变量选取和数据来源本文选定当前我国农村贫困发生率作为因变量(H)，同时选定以下12个变量为自变量:农业劳动力生产率(X1)，农业完全消耗系数(X2)，耕地产出率(X3)，农业生产总值变动率(X4)，消费品价格变动率(X5)，农产品价格变动率(X6)，农村“三废”排放率(X7)，耕地面积净增量(X8)，水土流失治理面积(X9)，城乡居民收入比(x10)，农村内部基尼系数(X11)，农村社会保障水平(X12)。需要指出的是，影响农村贫困的因素是众多的，我们将其影响设定为噪音项，用ε表示。

　　?(二)变量筛选公式(1)中，自变量个数相对较多，且他们之间可能存在多重共线性，因此本文参考杨有和李晓虹(2006)的方法［19］，运用偏F检验筛选自变量。对各时间序列数据进行自然对数转化并未改变原有数据的协整关系，却能使趋势线性化，消除其异方差现象。因此可将公式(1)转换为下列形式:lnH=β0+β1lnX1+β2lnX2+β3lnX3+β4lnX4+β5lnX5+β6lnX6+β7lnX7+β8lnX8+β9lnX9+β10lnX10+β11lnX11+β12lnX12+ε．(2)如果将上述模型中剔除变量Xi，则可得到该变量的减模型:lnH=β0+β1lnX1+…+βi－1lnXi－1+…+βi+1lnXi+1+…+β12lnX12+ε．(3)求出(2)式的复相关系数平方和Ｒ2，求出(3)式的复相关系数平方和Ｒ2i，定义ΔＲ2i=Ｒ2－Ｒ2i。若ΔＲ2i越接近于0，说明Xi对因变量的影响越小;如果ΔＲ2i的值越大，说明自变量Xi对因变量的影响也越大。据此，将变量逐个引入，引入的条件是该变量的偏F检验是显著的。同时，每引入一个变量必须对原有变量进行逐个检验，将变得不显著的变量剔除。

　　四、结语

　　通过研究，本文得到以下结论:第一，新世纪以来，农村经济发展质量经历了一个先降后升的过程，导致该结果的主要原因是农村居住环境和居民收入分配差距等经历了一个先恶化后改善的过程。第二，农村经济发展的效率性通过贫困者投入产出效率改变农村减贫效果，农村经济发展的稳定性通过收支风险变化改变农村减贫效应，农村经济发展的可持续性决定了农村减贫是否具有持续性动力，而农村经济发展的共享性则决定了农村贫困者能否公平地共享发展成果。第三，实证检验表明，农业劳动生产率和农产品价格与农村贫困发生率反向相关，消费品价格、农村“三废”排放率以及居民收入差距与农村贫困发生率正向相关;新世纪以来农村经济发展质量的减贫杠杆效应经历了弱化到增强的过程。综上所述，农村经济发展质量对农村减贫具有较显著的杠杆效应，因此必须采取有效措施提升农村经济发展质量，以减少农村贫困，实现社会公平发展。首先必须加强农村贫困者劳动技能培训，既要开展农业科技指导，也要开展非农就业指导，以提高其劳动生产率，为其增收和脱贫提供技能支撑。其次，构建规范的农村市场体系，稳定农村消费品市场价格，逐步提升农产品价格，消除工农产品剪刀差，为农村贫困者增收和脱贫提供稳定的市场环境。再次，美化农村居住环境，大力开展农村环境治理，积极推进沙漠治理、水土流失治理和土地整治工作，确保农村经济的可持续发展，为农村贫困者摆脱贫困提供持续动力。最后，改革财政税收体系和收入再分配政策，尽量缩小收入分配差距，进一步拓展和完善农村社会保障制度，为农村贫困者公平地共享社会经济发展成果提供制度保障［20］。

　　［参考文献］

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　　［2］里尔登T．发展中国家乡村贫困与环境的相互关系［J］．国外社会科学，1996，(4):84－85．

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　　［4］刘宇翔．连片贫困地区农民合作扶贫模式研究［J］．湖南财政经济学院学报，2016，(6):41－48．

　　［5］陈灿煌．新常态下包容性创新与精准扶贫融合的内在逻辑与实践路径［J］．湖南财政经济学院学报，2017，(4):30－36．

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