乡镇企业发展与农民收入:1978-2006

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摘要：随着乡镇企业在我国大陆遍地开花，对我国经济的增长贡献了巨大的力量。于此同时，乡镇企业也吸收了大量的农村劳动力，提高了农民的收入，改变了农村的劳动就业观。同时我们也要看到农民在乡镇企业发展时所起的作用，包括人力、教育、消费等。在解决农村剩余劳动力问题上，不能忽视乡镇企业这一解决路径。

关键字：乡镇企业发展 农民收入

作者简介：华南师范大学经济与管理学院研究生，经济史专业，今年研二。

一、引言

十一届三中全会以来, 乡镇企业在我国广大农村得到蓬勃发展。不仅成为农村经济和社会发展的主体力量, 而且成为了国民经济和社会发展的重要支柱。随着社会主义市场经济体制的逐步建立, 乡镇企业在全面提高企业素质和转换经营机制的同时, 各项工作将上一个新台阶。乡镇企业是我国特有的农村工业化发展现象，是本土的“草根企业”，依靠着本土的经济，环境，人力等发展起来了。乡镇企业的发展对农民收入的提高起着关键的作用。

范秀敏、马清强（1994）在《乡镇企业发展论》中全面介绍乡镇企业应如何发展壮大，指出乡镇企业的发展是利国利民的，增加了国家和农民的收入，是国家财政收入和农民收入的重要来源，1992年全国农民人均收入净增部分的61.7%来自乡镇企业，1997年的比重虽有所下降，但仍占一半。因此，着重发展乡镇企业，壮大集体经济，农民收入能较快的增加。

丁国光（1993）阐述乡镇企业与农民发展的关系中提到农民在离土不离乡，就地办工厂，办第三产业的基础上发展起来的。乡镇企业就地消化农民劳动力，增加务农农民的劳动收入和就地使用农产品，促进农民提高农民生产积极性，增加农民的农产品收入，改变农村的产业结构，促进农村经济的繁荣。

陈吉元（1988）《乡镇企业模式研究》对我国各地区乡镇企业发展模式的对比进行研究，农村剩余劳动力向非农产业转化伴随着乡镇企业的发展，保证了农业的持续稳定增长，促进农民收入。

丁仕达（2000）在综合评价我国乡镇企业水平的同时，提出政策建议，进一步说明乡镇企业的发展在推动农村经济发展，加快农村工业化步伐，增加农民收入起着关键作用。

吴天然（1997）《中国农村工业化》中提到乡镇企业并不等于农村工业化，但它的兴起和发展却在一定程度上反应了我国农村工业化的萌发及发展过程。乡镇企业的发展速度，吸收农村劳动力的强度，使它不仅成为农村经济的支柱，而且也是国民经济不可忽视的重要组成部分。乡镇企业是农村工业化的一条道路。

二、理论模型与数据说明

1.模型设定与数据来源

依据道格拉斯函数建立模型：

―农村居民家庭纯收入

―乡镇企业的营业收入

―农村在乡镇企业就业的人数

―乡镇企业的个数

模型可以变形为：

原始数据来源：1978年―2007年的《中国统计年鉴》《乡镇企业统计年鉴》和中国农业部网站。

农民收入净增值很大比例来自乡镇企业，乡镇企业的发展壮大，其自身的经营管理，发展速度起着关键的因素；由于乡镇企业本身就是本土企业，吸收大量的本地的农村剩余劳动力，企业吸收劳动力的吸纳力的大小决定着是否能在乡镇企业里就业，是否能增加农村居民家庭收入；乡镇企业的发展速度，在一定程度上影响着农民的收入。

2.模型的分析

考虑到经济类型的时间序列数据变量可能具有非平稳的特征，因此在进行计量分析前，对各个变量进行单位根检验。如果变量是非平稳的，还得需要进一步了解这些变量之间是否存在长期的稳定关系。

（1）单位根检验

一般来说，时间序列大都具有非平稳性，会导致“假回归”现象出现以及各项统计检验的无意义。因此在建立计量经济模型之前要对所采用的时间序列进行单位根检验，以确定各序列的平稳性。

在给定10%的显著性水平10%时，变量Y、X1、X2、X3均不能拒绝存在单位根的假设，表示这些变量的时间序列都是非平稳的。对于所有变量的一阶分差序列在10%的显著性水平下拒绝存在单位根的假设，这些一阶单整变量肯定存在某种长期均衡关系。

（2）Johansen协整检验。

在检验过程中通过检验协整回归方程的估计残差项的平稳性来判断协整关系。若估计的残差序列为平稳的，则显示变量之间存在协整关系，也意味着序列之间存在长期均衡关系。采用Johansen基于向量自回归（VRA）的协整检验方法对可能参与计量的变量进行协整分析。

从此表可以看出，进行分析的变量组合都至少存在一个协整向量，因此，变量的非平稳性不再是一个特别需要关注的问题。

（3）异方差检验。

根据方程，将所有的变量带入方程中，进行计量估计，估计结果如下：

1ny= －4.372 + 0.3251nx1+1.5771nx2 －0.591 1nx3

(－1.346) (4.849)(2.766)(-3.179)

R2=0.9918 R-2=0.9908DW=1.05

使用怀特检验异方差。取显著水平a=0.05，由于nR2=10.0715>X2(3)=7.81所以函数存在异方差。利用加权最小二乘法估计模型。可以得到以下的结果：

1ny= －4.436 + 0.3231nx1+ 1.5861nx2－ 0.601 1nx3

(－3.76) (13.64)(8.49)(－15.74)

R2=0.999896nR2 =7.7153P=0.5926

由于进行加权最小二乘法估计时，权数变量取的是1/e2的近似估计量。因此估计出模型后，再次用怀特检验判断模型是否存在异方差，模型中的和 P值就是怀特检验的输出结果。

(4)格兰杰因果关系检验。

已知这些变量之间存在长期的协整关系，我们采用格兰杰因果关系分析这些自变量的变动在长期均衡状态下是否是农民收入提高的内在原因，或农民劳动收入的提高引起这些变量发生哪些相应的变动。这些变量之间均为一阶单整序列，且存在协整关系，因此可以对其进行Granger因果检验。

由此可见lnx1,lnx2,lnx3分别与lny互为Granger原因。

3结论

从上面的计量结果可以看出，乡镇企业的发展对农村家庭人均收入增长起着很大的作用。加强乡镇企业的自身的发展，提供更多的就业机会给农民，就能在一定的程度上提高农民收入。

农村目前大部分地区仍然是地少人多，精耕细做的生产方式，生产率很低。如果仅仅依靠提高农产品的价格是不能解决农民收入提高的根本性问题，要提高农民的收入和农民的生活水平就必须解决农民过剩劳动力的形势。解决这一问题的办法是让农民进城或就地解决就业问题，让农村的劳动力向非农产业转化。乡镇企业的兴起与壮大正适合这一变化趋势，也能从根本性上解决农村问题，提高农民的收入。

我国乡镇企业的发展经过了其辉煌的阶段，在现期出现了不少问题，但乡镇企业的发展仍然是国民经济的不可忽视的力量。在解决乡镇企业的问题的同时提高农民的收入。提出以下结论和建议：

一些乡镇企业是自身产品链条与农村保持着天然联系的企业，其企业应该回归农业，充当农业产业化过程中的中介组织，充当农业产业化的领军人物。通过选择回归农业，可以避免与城市企业因产业结构、产品类型相同而带来恶性竞争，而且可以获得农产品深加工所带来的超额利润，扩大就业，解决农村部分剩余劳动力，提高农民收入。对于一些乡镇企业与农村的联系不是十分的紧凑时，可以采取“企业+农户”式的组织形式。通过长期或短期契约建立乡镇企业与农户之间的责、权、利关系。并且通过合同与农户订立条款，收购绿色农产品。条款里明确写明种（养）植什么农产品，农产品的农药成分低于多少，即明确企业与农户之间的责、权、利关系。我国的乡镇企业也可以运用这一模式，它不仅降低了交易成本，而且解决了农产品销售的问题和企业原料的来源，更加减少了农户单独承担亏损和市场风险的机率。

参考文献：

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