县域农民收入增长路径差异的政治经济学分析——资本有机构成分解视角
2025-04-27   来源：徐春华   

在着力促进乡村振兴和实现共同富裕的时代背景下，如何认识精准扶贫方略以来不同县域的农民收入变动，农民收入增长是否且为何会陷入收入负增长阶段，如何从政治经济学层面阐述其发生机理和跨越条件？对此，本文尝试从资本技术构成分解视角进行考察，以期从学理上分析不同县域尤其是脱贫攻坚战期间省界县域农民收入增长的困境，为审视中国不同县域农民收入增长提供一个政治经济学的理论分析框架。

在经济学研究领域，促进农民收入增长是一个重要的研究话题。已有学者从农民专业合作社、政府约束、财政补贴、农地流转或土地经营权流转、农业机械化、经济集聚、电脑普及、电子商务、农业综合开发投资、村级治理能力、中国大熊猫保护区自然保护政策、土地确权、数字革命、农民工返乡创业或县域创业等诸多维度探讨了农民收入尤其是中国农民收入增长的影响因素。还有学者基于收入增长与反贫困之间的一体两面关系，考察了中国农村家庭的贫困脆弱性，主张通过促进经济增长来提高农民收入或摆脱贫困，部分学者还特别关注了连片贫困区的农民收入增长问题。

值得注意的是，不少学者从金融可得性角度考察农民收入增长的作用机制，然而相关研究结论却存在较大差异。一方面，有学者认为农村信贷的增加对农民收入有显著的正向影响，金融市场不稳定更易增加农业部门与贫困群体的经营风险，农村金融发展或金融可得性提高均会显著促进农民收入增长或非农就业水平的提升。另一方面，更多学者关注到了农村金融可得性或农村金融发展对农民收入增长的时空差异和非线性特征。学者研究发现，随着中国农村金融发展空间异质性的不断扩大，农村金融发展水平对农民收入的影响由显著变为不显著；农村正规金融对农村居民增收的促进作用不显著，而农村非正规金融对农村居民增收的促进作用非常显著；农户信贷对非贫困县农民收入增长起到了显著的推动作用，而贫困县的农户信贷却并未显著推动农民收入增长；在不同分位数水平下，金融支农只在高分位点对农民收入具有正影响；金融可得性对农民收入的影响会根据产品内容呈现复杂变化，银行信贷具有正向促进作用。

随着数字经济的发展，越来越多的学者开始关注数字金融或数字乡村建设对农民收入增长的影响。刘丹等采用2011—2015年中国29个省（市、区）的相关数据研究发现，数字普惠金融发展在中国不同省域之间对农民非农收入均存在正向溢出效应。张林基于2014—2018年中国326个贫困县和812个非贫困县面板数据研究发现，数字普惠金融对县域农民收入增长均具有促进作用，而且这种促进作用在非贫困县大于贫困县。齐文浩等基于2011—2018年全国省际面板数据研究发现，数字乡村对农民收入增长的显著促进作用主要通过互联网、电商平台、普惠金融等方式得以实现。吴明朗等通过拓展Todaro模型研究发现，数字禀赋充分可以显著提升农民收入与福利水平。

此外，不少学者还非常重视农业生产技术改进或机械化水平变动与农民收入增长之间的作用关系。代表性研究发现：农业机械化或农业技术进步能显著促进农民收入增长，还可以通过劳动力转移间接作用于非农收入增长，并且购买农机服务或农机具购置补贴都能显著促进农民收入增长。特别地，还有学者关注到了县域金融发展尤其是数字普惠金融发展对农业机械化的影响，认为县域金融集聚可以通过作用到农业机械化进一步影响农民增收，数字普惠金融发展同样是促进农业机械化的重要路径。然而，也有学者质疑数字普惠金融对农业机械化的促进作用，认为中国数字普惠金融正处于初级阶段，短期内对农业农村经济的促进作用有限。

在农业生产过程中，仅通过农业机械化水平是无法准确捕获农业生产技术水平的。因为农业生产效率提升不仅需要农业机械化程度的提高，还需要农村劳动力的有效匹配，从而与生产过程中不变资本与可变资本之间的内在比例结构，亦即资本有机构成或资本价值构成密切相关。事实上，学者历来重视资本有机构成或资本技术构成变动对技术水平、利润率或经济增长的影响。例如，孔祥智等测算了改革开放以来中国历年的农业资本有机构成，进而考察了中国农业发展路径；杨虎涛和冯鹏程基于资本有机构成理论，对人工智能时代资本有机构成的变动趋势进行了预测和分析；徐春华研究了资本技术构成对贫困县与非贫困县、省界贫困县与非省界贫困县经济增长的驱动效应差异。总体上，已有研究从不同维度考察了农民收入增长的不同影响因素，并得出了不少颇有价值的研究结论。然而，从资本有机构成或资本价值构成层面考察农民收入增长的研究尚付阙如。

特别地，在大力推进农业农村高质量发展和加快建设农业强国进程中，不仅需要提升农业机械化和自动化水平，还需要具备一定生产技能水平的劳动力与之相匹配，从而能在物化劳动和活劳动方面形成有效衔接与互动，有效发挥出资本技术构成进而资本有机构成的产出增长效应。然而，在一些相对偏远的地方诸如省界县域，往往面临着较为严峻的农村一线中青年劳动力断代危机，同时农业机械化程度也处于相对落后的状态。这将导致农业生产过程中的资本有机构成陷入低水平恶性循环，难以对农业产出和农民收入形成显著的推动作用。

鉴于此，我们尝试基于政治经济学中的资本有机构成及其分解视角，构造出阐释收入增长路径差异的模型分析框架，进而从边界贫困县、边界非贫困县、非边界贫困县和非边界非贫困县等不同县域类型层面考察农民收入增长。本文的边际贡献主要体现在：一是，基于政治经济学视角，立足于资本技术构成和资本价值构成之间的互动机制，审视不同区域县域农民收入增长路径差异；二是，尝试从经验分析层面考察资本技术构成和资本价值构成之间的互动作用差异，及其对不同类型县域农民收入增长的不同作用效果，为推进实证政治经济学研究展开有益探索。

物化劳动和活劳动的投入比例是既定阶段中生产技术的外在反应，因为技术变化表现为“所使用的劳动的总额同不变资本相比发生相对变动”。马克思把资本有机构成定义为“由资本技术构成决定并且反映这种技术构成的资本价值构成”，反映出来的是“可变资本和不变资本的比率”。由此可知，资本有机构成主要受到资本技术构成和资本价值构成这两者变动的影响：它不仅由资本技术构成所决定，而且还需要资本价值构成有效地反映出资本技术构成的变化。因此，在分析资本有机构成对产出和收入增长的作用时，可以进一步从资本技术构成和资本价值构成这两大分解维度进行更具体的分析。这不仅有利于分析资本有机构成这两大构成要素的具体作用，还能够从这两大构成要素之间的互动作用进一步研究资本有机构成的收入增长机制。

具体而言，资本有机构成的变动离不开资本技术构成和资本价值构成自身的直接变动以及这两者之间的有效互动，具有内生性的技术进步特征。一方面，资本有机构成是“建立在技术基础上的”，是由资本价值构成所决定的，并且“劳动生产率的增长，表现为劳动的量比它所推动的生产资料的量相对减少”，亦即资本技术构成的不断提高。另一方面，资本有机构成还受到资本价值构成变动的影响。“如果把资本的有机构成和由资本有机构成的差别产生的差别假定为既定的，那么尽管技术构成保持不变，［不变资本和可变资本之间的］价值比例也能发生变动。可能有以下几种情况：（a）不变资本的价值发生变动；（b）可变资本的价值发生变动；（c）二者按相同的或不同的比例变动。”此外，资本技术构成和资本价值构成之间并非彼此孤立的，而是交互作用的。“资本的价值构成是以技术构成为基础的，技术构成的变化通常会引起价值构成的相应变化，而价值构成的变化则通常反映着技术构成的变化。”

综上可知，资本有机构成要有效发挥其产出增长效应，不仅离不开资本技术构成的持续增长，且其能够决定资本价值构成的变动，还需要资本价值构成能够有效地反应资本技术构成的变动，更不应忽视资本技术构成和资本价值构成之间的互动作用。因此，当一个地区的生产技术水平相对落后时，其资本技术构成水平也将较低，不仅难以对产出和收入增长产生显著的积极作用，而且可能无法有效地决定资本价值构成的变动，以至于无法发挥出资本有机构成的收入增长效应。

为便于具体分析资本技术构成（记为κ）和资本价值构成（记为v）之间的作用关系，设资本价值构成v=，其中Λ_K和Λ_L分别为物化劳动的单位价值和活劳动的单位价值，并设ΔΛ_K和ΔΛ_L分别为和变动幅度的绝对值。马克思也指出：“一种新的生产方法要证明自己实际上提高了生产率，就必须使固定资本由于损耗而转移到单个商品中的追加价值部分小于因活劳动的减少而节约的价值部分，总之，它必须减少商品的价值。”一般而言，当资本技术构成提高时，生产过程中的劳动生产率也将随之提高。劳动者生活必需品的劳动生产率也随之提高后，这些生活资料的单位价值将随着降低，从而所使用的等量劳动力的价值量也将随着下降，而且生产技术水平更新迭代加快还将加速生产资料尤其是机械设备的无形折旧和价值贬值。因此，当ΔΛ_K和ΔΛ_L均与资本技术构成反向变动时，我们认为这种资本价值构成的变动是有效反映了资本技术构成变动的。相应地，当资本技术构成提高后，如果Λ_K和Λ_L均与资本技术构成正方向变动，则我们认为这并未有效反应资本技术构成变动的资本价值构成。资本价值构成的变动将促使生产者改变下一生产阶段中所使用的物化劳动与活劳动之间的相对量，资本技术构成的变动呈现出如西方经济学界广泛讨论的“有偏技术进步”的特征。如果Λ_K的变动幅度大于Λ_L的变动幅度时，即ΔΛ_K（=Λ_Kt-Λ_Kt+1）＞ΔΛ_L（=Λ_Lt-Λ_Lt+1）时，意味着下一期物化劳动单位价值的贬值程度大于活劳动单位价值的贬值程度。在价值向生产价格转化后，生产者在后续生产阶段中将更倾向于使用变得相对便宜机械设备等物化劳动，而减小变得相对昂贵了的活劳动使用量，由此使得资本技术构成呈现“劳动节约型”的特征。对此，马克思认为：“在农业中，活劳动要素的减少可以是绝对的”。

特别地，如果资本技术构成提高导致Λ_K和Λ_L之间呈现反向变动，即Λ_K有下降趋势而Λ_L则有上升趋势，此时v_it=＞v_it+1=，从而资本价值构成和资本技术构成之间会反向变动。具体而言，在资本技术构成提高后，生产过程中所使用的机械设备等物化劳动的价值普遍会加速贬值，因此造成Λ_K和Λ_L反向变动的原因主要发生在Λ_L上，亦即资本技术构成提高不仅没有降低Λ_L反而提高了Λ_L。

按照马克思的定义：“劳动力价值是由平均工人通常必要的生活资料的价值决定的”。它主要包括四方面：一是“维持劳动力所有者所需要的生活资料的价值”，并且这些必要生活资料的总和“应当足以使劳动者个人能够在正常生活状况下维持自己”。二是劳动力价值还应该“包括工人的补充者即工人子女的生活资料”。三是劳动力价值还应该包括劳动者为了适应社会再生产需要而进行教育与训练方面的支出，因为劳动者想要“成为发达的和专门的劳动力，就要有一定的教育或训练，而这又得花费或多或少的商品等价物”。四是“和其他商品不同，劳动力的价值规定包含着一个历史的和道德的要素”。一般而言，制造必要生活资料的生产部门通过技术进步提高劳动生产力后，劳动力价值也将随之降低。因此，“要使劳动力的价值降低，生产力的提高必须扩展到这样一些产业部门，这些部门的产品决定劳动力的价值，就是说，它们或者属于日常生活资料的范围，或者能够代替这些生活资料。”特别是，马克思在剖析资本主义制度下资本积累一般规律时，考察了资本有机构成持续提高所引发的相对过剩人口和失业问题，由此使得劳动力价值被限定在维持劳动力基本再生产需要的水准上，而工资作为劳动力价值的转换形式则更可能被压低到劳动力价值以下，使得工人处于赤贫境地。与资本主义制度下工人劳动力价值被压缩在狭窄空间内，以至于无法有效反映生产过程中资本技术构成变化的情形不同。在社会主义中国的农业生产中，广大农民不仅已然当家作主，而且中国共产党和中央政府历来高度重视农业发展和农民增收问题。因此，虽然农业生产技术水平的提高会通过降低农业劳动者所需生活资料的价值而降低劳动力价值，但同时也存在提升劳动力价值的可能性与现实性。

具体而言，造成Λ_L与资本技术构成同向增长的原因大致可以分为两种情形：一是更高的生产技术水平将对劳动者的生产技能产生更高要求，从而迫使劳动者增加教育与训练方面支出，由此提高了劳动力价值。这种以适应更高水平的生产技术要求而提升的劳动力价值是符合生产力发展的方向和内在需要的，并且应是主要出现在经济发展水平和生产技术水平均相对较高的地区。二是由于劳动力用于维持自身的必须生活资料消费总量上升，进而提高了这部分的总价值量。当劳动者原本的生活资料消费数量并未达到其劳动力正常再生产所需要的数量时，亦即当劳动者所获取到的收入并不足以弥补其劳动力价值补偿时，虽然资本技术构成提高有助于通过降低劳动者所必需的生活资料的单位价值，但是劳动者会增加必须生活资料的消费数量，以至于提高了下一期的劳动力价值。这种情形应是主要出现在经济发展水平和生产技术水平比较低下的地区。特别地，在相对偏远的后发展地区，由于先天性地理区位劣势或地方政府监管力度相对缺失等“历史的道德的因素”影响，可能导致该地区农村劳动力在必要生活资料方面无法得到正常的满足。总之，当Λ_L与资本技术构成同向增长时，资本技术构成呈现出来的“劳动节约型”特征将会更加明显。

如果Λ_K的变动幅度小于Λ_L的变动幅度时，即ΔΛ_K＜ΔΛ_L时，意味着下一期物化劳动单位价值的贬值程度小于活劳动单位价值的贬值程度。此时，尽管我们无法确定出资本技术构成和资本价值构成之间的具体变动关系，但这意味着此时的技术进步将促使生产者更倾向于使用相对便宜的活劳动，即技术进步呈现出“资本节约型”的特征。综上所述可得表1所示的资本技术构成变动具有的技术进步偏向性差异，以及由此造成的v和κ之间的不同变动关系情形。

马克思在分析农业级差地租时，考察了生活资料、原料及机器的价值变动对资本有机构成的影响，认为在资本有机构成不变以及正常劳动日限界不变的情况下，必须保证生产过程中所使用的劳动力与原料变动保持一致，“以便用同额机器等等把同额原料加工好”。在评述李嘉图的地租理论时，马克思还批判了李嘉图不理解农业资本有机构成发生变化所造成的经济后果。事实上，结合前文分析可知，资本有机构成变动对农业发展和农民收入的影响不仅需要进一步从资本技术构成和资本价值构成两方面来具体考察，还需要对不同经济发展水平和技术水平的区域分别进行分析。

特别是在经济发展水平相对落后的农村地区，农民的劳动力价值补偿往往难以通过其收入得到充分保障，或者说偏远的地区相对低下的收入水平无法满足农民劳动力价值补偿的需要。对此，学者一般将工资高低看作劳动力价值实现程度的重要表现形式，并研究发现中国劳动力价值实现程度偏低，而乡村劳动力价值萎缩是传统乡村衰败的表现之一。在相对偏僻的农村地区，尤其是曾经作为脱贫攻坚战主战场的贫困县域，“两不愁三保障”是扶贫政策的重心所在，故这些地区中农民的劳动收入水平是普遍低于其劳动力价值的。在以上分析的基础上，提出如下研究假说。

假说1：在生产技术水平分别处于较高水平和处于较低水平的这两类地区中，资本技术构成提高具有提高劳动力价值的趋势进而呈现劳动节约型的特征，或者说资本价值构成的下降能够从反面有效反映出资本技术构成提高，从而和价值构成之间呈现反向变动态势

中国的区域经济增长面临明显的不平衡不充分问题。不论是经济发展水平、生产技术水平还是农民收入水平都存在显著的区域空间差异。特别是在经济发展水平相对落后的农村地区，资本技术构成也处于较低水平。商品价值要向生产价格转变必须要求市场经济发展到相对较高的水平，此时价值规律的作用形式也将转化成以生产价格而非商品价值为中心来发挥市场调节作用。在偏远县域的农业生产中，市场发育水平相对低下，有利于推动资本实现跨地区自由流动的金融可得性条件相对较差。这将不利于该地区资本获利的平均化过程亦即一般利润率的实现，进而对商品价值向生产价格的转化产生相应的阻滞。基于以上分析提出如下研究假说。

假说2a：偏远落后地区的农业生产活动不仅面临资本技术构成普遍低下的困境，而且资本技术构成和资本价值构成难以发挥出显著的收入增长效应，甚至呈现低水平互动特征

_{假说2b：在经济发展水平和生产技术水平相对较高的地区，资本技术构成提高能够显著促进农民收入增长，同时资本技术构成和资本价值构成呈现出显著的良性互动特征}

在上述分析的基础上，为了凸显马克思所强调的生产过程中具有技术内生性特征的资本有机构成的重要影响，设区域在t时期的生产函数为：

其中，Y_it为人均产出水平，k_it为资本有机构成，A_it为除了源自生产过程中资本有机构成自身所内生的生产技术以外的该地区即有的外生技术水平；α为产出弹性，并且满足0＜α＜1，表明资本有机构成对产出增长的促进作用是一个增速递减的过程。对资本有机构成产出弹性的这一设定，符合马克思主义政治经济学中生产力与生产关系的矛盾运动规律。因为一个地区中的资本有机构成越高意味着生产技术水平越先进，然而该地区的生产关系在短时间内是无法发生较大变革的，因此将一种较为先进的生产技术模式应用到生产力水平相对落后的地区，则未必能够很好地与该地区的生产关系相适应，从而其产出增长效应也可能无法有效地发挥出来。

由前文分析可知，资本有机构成可以进一步分解为实物层面的价值构成和价值变动层面的价值构成，即k_it=。其中，分母部分为可变资本价值。由于“可变资本是资本家同时使用的全部劳动力的总价值的货币表现。因此，可变资本的价值，等于一个劳动力的平均价值乘以所使用的劳动力的数目。”鉴于此，将（1）式进一步改写成如下形：

其中，资本技术构成κ_it=，0＜α_κ＜1，0＜α_v＜1。

假定经济体中的产出只用于提高资本技术构成的资本积累和用于消费者群体使用价值最大化的消费这两方面，并且为了简便起见不考虑资本折旧，进而将资本技术构成的运动方程设定为如下形式：

考虑到资本技术构成所蕴含的技术进步属性，我们参照谢雪燕和朱晓阳对技术创新内生化的处理方式，进一步将产出函数中的生产技术变动写成如下受资本技术构成和价值构成两大因素共同作用的CD函数形式：

其中θ表示技术转换参数，ϕ和φ分别表示资本技术构成及资本价值构成的技术进步弹性且满足0＜ϕ＜1、0＜φ＜1；η表示技术进步的规模效应，考虑到技术研发过程往往具有规模收益递减的特征，因此0＜η＜1。

在消费者行为方面，假定地区i在第t期的消费主要由以广大劳动者为主要消费群体而发起，并且消费C_it是这个经济体所新创造出来的价值的一部分。在借鉴已有研究的做法的基础上，假设消费群体的在既定消费约束下追求使用价值消费最大化的目标函数采用如下形式刻画：

其中，ρ为消费群体对不同时期所能获取到的使用价值的贴现率，σ为相对风险厌恶系数。假定消费群体通过每期消费选择来实现其使用价值最大化，基于以上生产函数、技术变动函数以及消费函数的信息可以构造如下汉密尔顿方程：

其中λ₁、λ₂为共态变量。结合一阶条件、和和，可得如下基本关系：

由（7）、（8）、（9）式可得

又由（7）式可得：

进而可得：

（13）式即为确保该地区消费群体使用价值最大化条件下的居民最优消费增长路径。设居民消费与其可支配收入之间是固定比例的线性关系，因此居民的可支配收入增长率等于其最优消费增长率，即有g_inco=g_C。

值得注意的是，按照马克思的定义，只有反映了资本技术构成变动的价值构成才能作为资本有机构成的组成部分，因此可以将v_it进一步设定为κ_it的函数，即v（κ）。

再由（4）式可求出生产技术方程的显性解：

综上分析可将（13）式进一步写成如下形式：

其中。M=［（1-η）θt］＞0为简便起见，假定f（κ）=且满足稻田条件，记D=α_K-b，b=ϕθη^-1，则（15）式可以视为g_inco关于κ的函数，即g_inco（κ）=MDf（κ）-。

为了考察（15）式所对应的不同情形，进一步设（15）式中资本价值构成函数v（κ）为资本价值构成的线性函数，即v（κ）=hκ，h为常数，则（15）式可以简化为：

其中H=h，令（16）式中g_inco=0，可知κ*=。由于资本技术构成必须为正值，即κ*＞0，同时已知M＞0，因此在ρ、σ、θ、ϕ、η等参数保持不变的情况下，必然要求H和D同方向变动。

当D＞0亦即α_κ＞b时，同时也要求H＞0，即有h＞0。此时不仅v和κ同向变动，而且α_κ也处于相对较高的水平，g_inco随κ增长而显现出如路径1所示的趋势：当一个地区中的资本技术构成处于0＜κ＜κ₁*这一较低水平的区间时，则（15）式中MDf（κ）＜，此时g_inco＜0，该地区处于收入负增长阶段；当κ₁*＜κ时，则（15）式中MDf（κ）＞，此时g_inco＞0，表明该地区居民收入已进入持续增长阶段。

当D＜0亦即α_K＜b时，同时也要求H＜0，即有h＜0。此时，v和κ之间是如前所述的反向变动关系，并且α_κ也处于相对较低的水平。g_inco随κ增长而显现出如路径2所示的变动趋势：当一个地区中的资本技术构成处于0＜κ＜κ₂*的低水平区间时，MDf（κ）＜，即有g_inco＜0，该地区居民收入处于负增长阶段；当κ₂*＜κ时，则MDf（κ）＞，此g_inco＞0时，同样表明该地区居民收入已进入持续增长阶段。

综上可知，能够有效反应资本技术构成变动的资本价值构成主要包含两方面：一方面，是在较低的资本技术构成产出弹性的情形中，资本价值构成与资本技术构成所呈现的反向变动关系，此时的经济增长或收入增长路径相对平缓；另一方面，是在较高的资本技术构成产出弹性的情形中，资本价值构成与资本技术构成所呈现的正向变动关系，此时的经济增长或收入增长路径相对陡峭。

对图1分析可知，当一个地区的资本技术构成处于较低水平时，它所发挥出来的经济增长和收入增长效应也会相当微弱，资本技术构成的产出弹性也往往数值较小。特别是，较低的资本技术构成产出弹性致使居民收入处于相对平缓的增长路径2上。同时，在这一路径上需要较高的资本技术构成才能推动该地区的居民摆脱收入负增长阶段。当处于资本技术构成产出弹性较高的收入增长路径1时，相对较低的资本技术构成即可推动该地区的居民摆脱收入负增长阶段而进入正增长阶段中。因此，要实现收入水平的较快增长不仅需要资本技术构成自身持续增长，还需要资本技术构成产出弹性的不断提高，以实现收入增长路径的跃升。就我国农业生产而言，无论是在地理区位相对偏远的在省界县域，还是在脱贫攻坚战全面展开期间的贫困县域，资本技术构成往往普遍处于较低水平。这不仅易于导致这些地区的收入增长率陷入负增长阶段，而且收入水平的下降会进一步制约生产规模扩大以及资本技术构成提高，资本技术构成和资本价值构成之间的低水平互动，进而更不利于资本技术构成产出弹性的提高，甚至阻碍了农民收入增长路径的跃升。综合以上认识提出如下假说：

假说3：我国农业生产中的资本技术构成产出弹性普遍处于较低水平，农民收入更易陷入相对平缓的增长路径上；尤其是在偏远落后地区，资本技术构成和资本价值构成之间的低水平互动还不利于农民收入增长路径的跃升

（一）PVAR模型设定、变量构造与相关检验

对（15）式做适当变换可得如下的基本关系：

（17）式为我们构造计量回归模型提供了参照基准。特别是，面板向量自回归（PVAR）在综合了面板数据模型和VAR模型优点的基础之上，不但可以控制个体固定效应和时间效应对回归的影响，也可以分析经济变量受到冲击时的动态响应，更能有效缓解各变量之间的内生性问题。鉴于此，为了农民收入、资本技术构成以及资本价值构成之间的动态关系，我们参照（17）式的基本关系设定如下PVAR模型：

在（18）式中，i、t分别表示地区和时期，j为滞后期，Z_it为包括农民人均可支配收入增长率ginco、资本技术构成增长率gzbjsgc、资本价值构成增长率gv和财政收入增长率gczsr等变量的列向量，α₀为截距列向量，B_j为系数矩阵，f_i、d_t分别表示个体固定效应和时间效应，u_it为随机误差项。

在变量构造方面，首先，搜集整理各县域（县级市、旗、市辖区等）的农村居民家庭人均可支配收入作为农民收入增长的被解释变量。其次，参照马克思关于资本技术构成的界定思路，我们将农业资本技术构成设定为农业机械总动力（万千瓦特）与乡村从业人员数（万人）之比。再次，必须承认，资本价值构成难以直接度量，考虑县域数据的可得性后，我们选用北京大学数字金融研究中心课题组发布的数字普惠金融指数作为测度不同县域资本价值构成的替代指标。按照该课题组的解释，普惠金融（financial inclusion）可以定义为能有效和全方位地为社会所有阶层和群体提供服务的金融体系，并且从数字金融覆盖广度、数字金融使用深度和普惠金融数字化程度等3个维度来构建数字普惠金融指标体系，测度和公布了2014—2020年中国2800个县域的指数。

采用数字普惠金融指数作为资本价值构成替代指标，有其一定的政治经济学理论依据。从资本价值构成的定义可知，它主要反映的是生产过程中物化劳动和活动劳动投入在价值变动层面的相对比例变动情况。无论是普通商品还是劳动力商品，其价值的顺利实现与生产价格从而一般利润率的形成息息相关，而一般利润率的形成又与该地区的资本自由流动或者说金融资本可获得性关系密切。普惠金融的发展则能够有效提升该地区的资本可获得性，但有助于促使资本实现等量资本获取等量利润这一利润率平均化的基本要求。在此基础上，一方面，在当今发展水平不断提升的市场经济中，以一般利润率为基础的生产价格的形成能够确保商品价值（包括劳动力这一特殊商品的价值和普通商品价值）更准确地被测度出来，进而有利于形成能够有效反映该地区资本技术构成变动的资本价值构成。另一方面，一般利润率和生产价格的形成还将促使资本更为及时有效地被应用到产品研发和技术创新领域，从而有助于缩短该地区生产技术水平的更新周期，并加速生产过程中使用的机械设备价值的无形损耗。由此可知，普惠金融水平的增长和资本价值构成的增长之间往往具有同向变动的特征。

最后，考虑到脱贫攻坚战期间中国县域发展尤其是扶贫攻坚政策的实施与中央和地方政府的大力推动密切相关，因此在数据可得性的情况下采用一般公共预算收入作为各县域财政收入替代变量，用于控制政府行为对地方经济增长的影响。特别是，“十四五”时期，国家财政收入增长放缓会挤压政府支持农业农村优先发展的空间。

在对异质性数据或缺失样本数据的处理方面，删除数据缺失过多或者计算结果明显异常的县域，对于少数数据缺失或个别资本技术构成数值的计算结果明显异常的县域则用插值法补齐或熨平。相关变量的原始数据来自历年的《中国县域统计年鉴》以及各县域的“国民经济和社会发展统计公报”。

为了分别考察不同经济发展水平县域中资本有机构成分解对其农民收入增长的作用差异，我们采用脱贫攻坚战期间的贫困县分类作为研究样本。具体而言，参照扶贫办公布的《关于公布全国连片特困地区分县名单的说明》中所囊括的11个集中连片特殊困难地区以及已明确实施特殊扶持政策的西藏、四省藏区、新疆南疆三地州共14个片区整理出国家级贫困县数据，并依据地理位置信息划分出省界结合部贫困县（以下简称省界贫困县）、非省界贫困县、省界非贫困县、非省界非贫困县，由此考察资本有机构成分解视角下不同县域中农民收入增长的路径差异。

我们选用LLC、IPS与Fisher-ADF三种方法进行平稳性检验，从表2的检验结果可知，不同类型县域中各个变量在三种检验方法中均拒绝了有单位根的原假设，即不存在非平稳的现象。

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平下通过显著性检验，（）内为P值，LLC统计量为Adjusted t*统计值，P、Z、L*、Pm分别表示经过逆卡方变换、逆正态变换、逆逻辑变换、修正逆卡方变换后得到的Fisher单位根检验统计量。

按照通用的做法，选用AIC、BIC、HQIC判定标准来确定PVAR模型的最优滞后阶数。需要说明的是，一般而言BIC和HQIC均优于AIC，因此当其判定结果不一致时，应该参照BIC和HQIC的结果进行PVAR滞后阶数的选择。从表3可知，省界贫困县和非省界非贫困县应该建立PVAR（1）模型，而省界非贫困县和非省界贫困县应该建立PVAR（2）模型。

从图2可以看出，在2000—2020年间，农村居民家庭人均可支配收入均值保持稳健增长态势，并且在2010年以来的增长趋势更为明显。这一均值在非省界非贫困县中一直处于最高水平，其次是省界非贫困县，非省界贫困县和省界贫困县的这一均值都明显低于省界非贫困县，并且贫困县与非贫困县之间的农民收入差距呈现逐渐扩大态势，特别是省界贫困县的这一均值长期处于最低水平。这也表明，虽然经过全党全国各族人民的共同努力我国取得了脱贫攻坚战的全面胜利，从而完成了消除绝对贫困的艰巨任务，但是不同县域之间的相对贫困和相对差距依然显著存在，这在农民收入方面更是如此。这一差异化的典型特征事实表明了区分不同类型县域来考察资本有机构成分解对农民收入增长作用差异的合理性与必要性。

从2014—2020年不同类型区域的资本技术构成均值变动趋势可知（图3），省界贫困县的这一均值明显低于其余三类县域，并且处于省界区域的县域总体上都具有相对较低的农业资本有机构成，而非省界非贫困县的资本技术构成均值整体上处于较高水平。这不仅与假说2a和假说2b中的相关表述相一致，而且反映出我国省界地区尤其是省界贫困县农业生产技术水平相对落后的特征事实，提升我国农业科技水平以及推动农业高质量发展依然是任重道远的工作。

国务院在2015年发布的《推进普惠金融发展规划（2016—2020）》指出：普惠金融是指立足机会平等要求和商业可持续原则，通过加大政策引导扶持、加强金融体系建设、健全金融基础设施，以可负担的成本为有金融服务需求的社会各阶层和群体提供适当的、有效的金融服务。由此可知，普惠金融的发展对于推进等量资本获取等量利润的利润率平均化过程意义重大，进而影响到生产价格的形成以及劳动力商品和生产资料商品的价值实现。普惠金融指数的均值的差异也集中体现在贫困县与非贫困县之间，并且前者整体上明显低于后者，以至于贫困地区无法形成有效反映其资本技术构成变动的资本价值构成。

通过以上典型经验特征事实分析可知，省界县域尤其是省界贫困县不仅资本技术构成整体上处于较低水平，不利于推动该地区农民收入提高，以及难以形成能够有效反应资本技术构成变动的资本价值构成，农民收入还容易陷入负增长阶段当中。

特别地，为了进一步考察不同类型县域的资本技术构成产出弹性差异，我们对（2）式对数化，进而估计它们的产出弹性系数。具体而言，被解释变量为农村居民家庭人均可支配收入的对数，解释变量为对数化的资本技术构成和对数化的资本价值构成，控制变量包括对数化的中学生人数以及对数化的一般公共预算收入。为了尽可能地减少内生性问题，我们对解释变量和控制变量均作滞后一期处理。四类县域的资本技术构成和资本价值构成的产出弹性估计结果如表4所示。

注：括号内为t值，***表示1％的显著水平。

从表4的估计结果可知，中国农业资本技术构成的产出弹性总体上处于较低水平。特别是在省界贫困县、省界非贫困县以及非省界贫困县这三类县域中，资本技术构成的产出弹性均低于0.01，并且均不显著；而非省界非贫困县资本技术构成的产出弹性虽然通过了1%的显著性检验，但其数值也仅为0.0108，略高于0.01。与此同时，L.lnv的回归系数只在非省界县域（包括非省界贫困县和非省界非贫困县）中显著为正，而在省界贫困县和省界非贫困县中均不显著。由此可见，资本技术构成在省界地区和贫困地区的县域中并未与农民收入呈现显著相关性，我国农业资本技术构成产出弹性均处于较低水平，以至于农民收入增速被锁定在相对平坦的路径上，难以实现路径的跃升。印证了假说3的观点。

针对PVAR模型中存在的固定效应，为避免一般均值差分法可能会产生的误差，我们在采用GMM方法对PVAR模型系数估计前，运用Helmert转换对数据进行向前均值差分（forward mean-differencing）来处理每个个体向前的均值。这样让回归的滞后变量与转化后的变量正交，且与回归方程中的残差项无关，以保证作为工具变量的滞后变量在进行GMM估计时的合理性。由（18）式可以看到，PVAR模型将对模型中的每个变量分别作为内生变量，并将其余变量的滞后项作为解释变量去构建方程，因此可以进一步分析各变量之间的交互影响。

从表5中以h_ginco为被解释变量的PVAR模型估计结果可知，在省界贫困县的回归方程中，L1. h_gzbjsgc和L1. h_gv的估计系数均不显著。在省界非贫困县中，L1. h_gzbjsgc、L1. h_gv、L2. h_gzbjsgc的估计系数也都不显著，而L2. h_gv的估计系数为-0.0841且通过了10%显著性检验，表明用于表征资本价值构成的普惠金融与农民收入增长之间存在显著的负相关性。在非省界贫困县中，L1. h_gzbjsgc、L1.h_gv、L2.h_gzbjsgc的估计系数也不显著，而L2.h_gv的估计系数为0.0027且通过了10%显著性检验，即滞后两期的普惠金融增长率与农民收入增长之间存在显著的正相关性。在非省界非贫困县中，L1.h_gv的估计系数不显著，然而L1. h_gzbjsgc的回归系数为0.0004且通过了5%显著性检验，表明滞后一期的资本技术构成增长率与农民收入增长之间存在显著的正相关性。

注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的显著性水平上是显著的，（ ）给出了GMM估计的t统计量。

表5中PVAR模型估计结果初步证实了资本技术构成和资本价值构成在不同类型县域中与农民收入增长之间的差异性关系。特别是在省界偏远地区或在扶贫攻坚时期处于绝对贫困的地区中（包括省界贫困县、省界非贫困县以及非省界贫困县），资本技术构成增长率均未能与农民收入增长率形成显著的正相关性，与假说2a中的相应判断相一致。同时，从表5第（2）列以h_gzbjsgc作为被解释变量的回归结果可以看出，在省界贫困县和非省界非贫困县这两类经济发展水平及农业资本技术构成水平分别处于最低水平和最高水平的县域中，L1. h_gv的回归系数依次为-0.1049和-0.1787，并且至少均通过了5%的显著性检验，这也证实了假说1中资本技术构成和价值构成之间呈现反向变动的论断。

由面板Granger因果检验结果可见（表6），h_gzbjsgc只在非省界非贫困县中才是促进农民收入增长的显著Granger原因，而h_gv在这四类贫困县中都未能成为促进其农民收入增长的显著Granger原因。这与Matthews的发现相一致。

面板向量自回归模型的脉冲响应函数，描述了一个变量受到正交化的冲击后对该回归模型其余变量的动态影响，可以进一步识别各变量之间的长期动态关系。按照PVAR模型的一贯做法，我们在95%置信水平下经过200次蒙特卡洛模拟得到相应脉冲响应图。横轴为脉冲的响应期数，并且设定为10期，纵轴表示被解释变量受到解释变量冲击后的响应程度。

从省界贫困县的脉冲响应图可以看出（图5），当gzbjsgc受到一个标准差冲击后，ginco的脉冲响应曲线（图5第1行第2列分图）在第1期有一个短暂的顺周期变动过程，而在第3期末则衰减收敛到零值附近，由于零值线一直位于置信区间内，因此资本技术构成增长变动对农民收入增长产生正向作用在长期中并不显著。类似地，当gv对ginco的相对微弱的正脉冲响应曲线（图5第1行第3列分图）在长期中同样不显著。由此表明，省界贫困县中相对低下的资本技术构成和普惠金融发展水平并未能对其农民收入增长产生显著的正向推动作用，这符合假说2a中的相应表述。

图5 省界贫困县脉冲响应图

从资本技术构成变动与资本价值构成变动之间的互动关系看，一方面，当gzbjsgc受到一个标准差冲击后，gv的脉冲响应曲线从初期的负值区域逐渐上升到第2期的正值区域，并随后开始衰减收敛（图5第3行第2列分图），但其显著性较为有限。另一方面，当gv受到一个标准差冲击后，gzbjsgc的脉冲响应曲线有一个显著的探底过程，在第1期达到负值区域的最小值后开始反弹衰减，并在第4期以后收敛到零值附近（图5第2行第3列分图），表明资本价值构成的变动能够显著地传导到资本技术构成的变动上。这与假说1中关于资本技术构成和资本价值构成在生产技术水平较低的县域中呈现反向变动态势的论断相吻合，也印证了假说3中两者低水平互动的特征。

总体上，虽然在省界贫困县中资本技术构成和资本价值构成之间大体上能够形成符合资本有机构成所规定的内在互动机制，但是由于其资本技术构成和资本价值构成均处于最低水平，从而仅是低水平区间内的互动，呈现出“低端锁定”特征，符合假说2a中的相应表述。这种低水平的资本技术构成及由此形成的低端锁定互动不仅无法对农民收入增长产生显著推动作用，而且无助于提升资本技术构成产出弹性，进而不利于农民收入增长路径的跃升，与假说3中的相关论断相一致。

从图6中可知，当省界非贫困县gzbjsgc受到一个标准差冲击后，ginco的脉冲响应曲线在第2期有一个小幅的正向波动，而零值线则位于其置信区间内，即gzbjsgc在长期中对ginco变动的冲击并不显著。ginco关于gv的脉冲响应曲线则在第2期呈现相对显著的负向变动特征，表明以普惠金融为表征的资本价值构成提高在长期中抑制了该地区的农民收入增长。由此证实了假说2a中的相应论断。

在资本技术构成变动与资本价值构成变动之间的互动作用方面，不仅gv关于gzbjsgc变动而产生的脉冲响应曲线（图6第3行第2列分图）不显著，而且gzbjsgc关于gv变动而呈现出来的脉冲响应曲线（图6第2行第3列分图）也不显著。这说明省界非贫困县中的资本技术构成变动和资本价值构成变动之间并未形成显著的良性互动机制，不仅符合假说1中的相关判断，而且与假说2a中的论断相吻合。

图7非省界贫困县脉冲响应图表明，ginco关于gzbjsgc的脉冲响应曲线并无明显波动，表明gzbjsgc在长期中对ginco变动并无显著影响，与假说2a中的有关表述相一致。虽然gv的脉冲响应曲线在第2期呈现相对显著的正向变动特征，但是与省界非贫困县类似，无论是gv关于gzbjsgc变动而产生的脉冲响应曲线，还是gzbjsgc关于gv变动而产生的脉冲响应曲线，都不显著。这表明非省界贫困县中的资本技术构成变动和资本价值构成变动之间在长期中同样没有形成显著的良性互动机制，使得这一地区的农民收入持续增长以及增长路径的跃升均动力不足。

从非省界非贫困县的脉冲响应图（图8）可知，当给gzbjsgc一个标准差冲击，ginco的脉冲响应曲线有显著的顺周期特征，并在第1期达到顶峰，随后开始衰减并在第2期末收敛到零值附近。这说明资本技术构成的增长在长期中的确是助推非省界非贫困县农民收入增长的显著动力，符合假说2b的相关表述。而ginco关于gv的脉冲响应曲线尽管在第1期有小幅的正向波动，但是并不显著，从而用于刻画资本价值构成变动的普惠金融增长并未能对该地区农民收入产生显著的长期推动作用。

从图8中还可以看出，资本技术构成和资本价值构成的内在互动机制在非省界非贫困县中能够发挥出显著的良性互动特征，不仅gv关于gzbjsgc变动而产生的脉冲响应曲线（图8第3行第2列分图）显著地进入到负值区域，而且gzbjsgc关于gv变动而呈现出来的负向脉冲响应曲线（图8第2行第3列分图）也非常显著。这不仅印证了假说1中关于资本技术构成和价值构成之间呈现反向变动态势的判断，而且与假说2b关于生产技术水平相对较高的地区中资本技术构成提高能够与资本价值构成形成显著的良性互动的论断相吻合。特别地，随着资本技术构成产出弹性的持续提高，非省界非贫困县中的农民收入将更易于跃升至相对陡峭的高速增长路径上。

本文将马克思主义政治经济学中的资本有机构成从理论上分解成为资本价值构成和资本技术构成，将其纳入到收入增长决定模型中，构建起一个审视不同资本技术构成水平下收入增长路径差异的分析框架，由此考察不同类型县域农民收入增长的区域差异。典型经验特征分析表明：（1）虽然中国农村居民家庭人均可支配收入均值呈现稳健增长态势，然而贫困县的这一均值明显低于非贫困县，并且它们之间的差距呈现逐渐扩大态势，不同县域之间发展的相对差距依然严峻；省界贫困县的农业资本技术构成均值以及表征资本价值构成变动的普惠金融指数的均值都明显低于其余县域。（2）在省界贫困县和非省界非贫困县中，资本技术构成提高具有提升劳动力价值的趋势进而呈现劳动节约型的特征，从而和价值构成之间呈现反向变动态势；除了非省界非贫困县外，其余三类县域农业资本技术构成都未能与农民收入水平呈现显著的正相关性，且其产出弹性普遍处于较低水平。农民收入更易陷入相对平缓的增长路径上，并且资本技术构成和资本价值构成之间的低水平互动也不利于农民收入增长路径的整体跃升。（3）资本技术构成增长率只在非省界非贫困县中能够显著促进农民收入增长，在其余县域中，要么因为地处省界偏远地区要么因为自身原来属于国家级贫困县从而自身发展水平相对落后，以至于资本技术构成无法有效发挥其助推农民收入增长的积极作用，甚至和资本价值构成之间呈现低水平互动特征。

本文的研究结论对于推动农民收入增长和乡村振兴均有着重要的政策启示。第一，积极引导中青年劳动力回流农村，激发资本技术构成中活劳动的能动性与创造性，推动农民增收和乡村振兴。劳动者是生产力中最活跃的因素。通过发展和壮大县域农业规模加快培育新型农业经营主体，在政策、资金、培训等方面多措并举鼓励农村大学生回乡发展，增强对青年人才“回流”农村的吸引力和留存率，造就一支新型职业农民队伍。第二，通过有效提升农业生产中的资本技术构成促进农业发展和农民持续增收。加大县域尤其是省界县域农业基础设施建设力度，扩大现代设施农业建设，完善农村基础配套设施，构建和完善农村商贸服务体系，提升农业科技水平。第三，发挥资本技术构成与资本价值构成之间的良性循环机制，推动县域农村尤其是省界县域农村地区经济增长和农民增收。完善农业投融资机制和农村金融市场体系，引导资源要素流向乡村，提升政府投资与金融信贷投贷之间的联动效率。利用构建全国统一大市场契机，引导社会资本合法合规地跨省界、跨区域地流入流出农业，盘活农业资本，助力农业形成符合市场规律的资本回报率和劳动工资水平，进而形成真实有效的资本价值构成。

应该看到的是，本文的研究尽管得出了一些有理论与现实意义的发现，然而也存在着相应的研究局限和不足，有待在后续研究中进一步完善和发展。一是理论基础上，本文尝试从政治经济学理论层面建立起资本有机构成分解及其内在互动的分析思路，阐释不同县域的农民收入差异，难免有一定的理论局限性；二是在实证分析中，囿于县域数据的可得性，我们选用了数字普惠金融指数作为资本价值构成的替代指标，在其相关性与可替代性方面存在较大的改进空间；三是在现实应用方面，本文仅尝试从资本有机构成的内生互动维度审视不同县域的农民收入差异，从而假定农村人均土地及自身发展资源等因素保持不变，也忽视了少数区位条件不佳或自然环境恶劣的地方实行易地扶贫搬迁的重要性。