農民農業(yè)收入影響因素的實證分析

楊春玲,周肖肖

(浙江財經(jīng)學院財政與公共管理學院,浙江 杭州 310018)

一、問題的提出

當前 “三農”問題已成為農業(yè)和農村經(jīng)濟工作的中心,農民增收則是 “三農”問題的核心。改革開放以來,農民總體收入水平已經(jīng)有了較大幅度的提高,人均收入從改革開放之初的133.6元提高到了2007年的4140元,農村居民的恩格爾系數(shù)也從1978年的66.7下降到2007年的43.1①數(shù)據(jù)來源于1979、2008年的《中國統(tǒng)計年鑒》。。但與城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入相比,農村居民家庭人均純收入增長緩慢,從1997年開始農村居民純收入增長率一直低于城市居民 (見圖1所示),導致城鄉(xiāng)居民收入差距迅速擴大,農民增收難問題凸顯。農民收入可分為農業(yè)收入和非農業(yè)收入,從圖1中我們可以看出,自1997年開始農業(yè)收入增長率明顯低于農民收入增長率?？紤]到農業(yè)收入是農民收入的最主要來源 (2007年占比約為60%左右),本文認為農民增收難主要根源于農民農業(yè)收入增加難。因此,單獨研究農民農業(yè)收入的影響因素問題很有必要。

圖1 1986-2007年城鄉(xiāng)居民收入及農民農業(yè)收入增長速度比較

二、相關文獻回顧

農民收入增長受多方面因素的影響,國內外學者主要從農業(yè)基本建設投資、農業(yè)貸款、農業(yè)保險和農業(yè)科技投入等方面進行了一系列研究。林毅夫(2001)、Zhang和Fan(2004)、辛毅 (2006)認為,農業(yè)基本建設投資對降低農業(yè)生產成本和提高農民收入具有積極作用[1][2][3]。劉忠群等(2008)運用面板數(shù)據(jù)分析得出,農村金融是農村經(jīng)濟發(fā)展的瓶頸,大力發(fā)展農業(yè)貸款能有效促進農業(yè)發(fā)展和農民增收[4]。許崇高和高希武 (2005)通過多元回歸模型分析得出,信貸投資對農戶人均收入的影響不顯著,農村金融對農民增收的支持作用不明顯[5]。邢鸝和黃昆 (2007)利用歷史模擬方法得出,隨著保障水平的提高,農民務農收入會趨于上升和穩(wěn)定[6]。高杰 (2008)通過實證分析得出,農業(yè)保險對農民增收的效應并不顯著,甚至與理論的保障農民收入穩(wěn)定的預測方向相反[7]。羅伯特?索羅 (Robert Solow)、林毅夫 (2001)認為,加快技術進步是增加農民收入的重要途徑[1]。劉進寶和劉洪 (2004)、黃祖輝和錢峰燕 (2003)通過實證卻得出,技術進步在促進經(jīng)濟增長、發(fā)展農業(yè)生產、增加農產品供給等方面有巨大的作用,但技術進步與提高勞動者農業(yè)收入之間的相關性很弱[8][9]。

綜上所述,本人認為有兩點值得關注：第一,從現(xiàn)有的文獻來看,對影響農民收入增長的單個因素研究較多,但是依據(jù)各生產投入要素對農民農業(yè)收入的影響程度進行相關性分析并進行重要性排序的文獻還比較少;第二,通過理論分析與實證分析或不同的實證分析方法,得出的結論有所差異,甚至是截然相反。本文試圖在總結已有研究的基礎上,擬運用協(xié)整檢驗和誤差修正模型的實證方法,從農業(yè)生產要素角度進行探討,分析各要素與農民農業(yè)收入之間的關系,并對各要素進行重要性排序。

三、模型設計、數(shù)據(jù)來源及研究方法

(一)模型的設計

本文引入總生產函數(shù)作為分析框架,該函數(shù)中資本投入、金融發(fā)展水平、科技進步、勞動力等生產要素被當作 “投入”用于生產過程。生產函數(shù)形式如下：

其中,Y代表總的經(jīng)濟產出,K代表總的資本投入,F代表金融發(fā)展水平,T代表技術進步,L代表勞動力。借鑒溫濤 (2005)[10]的做法,我們得到如下的全微分方程：

其中,m代表經(jīng)濟的最大生產能力 (此時的勞動力投入達到最大狀態(tài)),Y取決于K、F和T。本文選取農業(yè)基本建設投資來衡量農業(yè)的資本投入 (K),農業(yè)科技三項費用來衡量農業(yè)科技 (T)投入。另外,我們還采用農業(yè)貸款 (FD)和農業(yè)保險 (FI)兩個指標來衡量我國農村金融發(fā)展水平,其函數(shù)形式如下：

對 (3)式全微分后代入公式 (2),得到公式 (4)：

若β1用代表資本的邊際產出,β2代表農業(yè)貸款的邊際產出,β3代表農業(yè)保險的邊際產出,β4代表農業(yè)技術的邊際產出,農民人均農業(yè)收入代表人均產出,簡化 (4)式后的最終計量模型如下：

其中,R代表農民人均農業(yè)收入,β0代表常數(shù)項,εt為隨機誤差項。

(二)數(shù)據(jù)來源

本文選取的樣本區(qū)間為1985-2007年。其中,農民人均農業(yè)收入①本文用家庭經(jīng)營純收入作為因變量來代表農民農業(yè)收入。根據(jù) 《中國統(tǒng)計年鑒 (2008)》的指標說明,家庭經(jīng)營收入是農村住戶以家庭為生產經(jīng)營單位進行生產籌劃和管理而獲得的收入。農村住戶家庭經(jīng)營活動按行業(yè)劃分,包括農業(yè)、林業(yè)、牧業(yè)、漁業(yè)、工業(yè)、建筑業(yè)、交通運輸郵電業(yè)、批發(fā)和零售貿易餐飲業(yè)、社會服務業(yè)、文教衛(wèi)生業(yè)和其他家庭經(jīng)營。而一般情況下,農業(yè)收入包括農林牧漁業(yè)收入。鑒于家庭經(jīng)營純收入難以進一步區(qū)分以及農林牧漁業(yè)收入占家庭經(jīng)營純收入比重在80%左右,為簡化起見,本文把家庭經(jīng)營純收入作為農業(yè)收入的衡量指標。、農業(yè)科技和農業(yè)保險數(shù)據(jù)來源于各年的 《中國統(tǒng)計年鑒》;農業(yè)基本建設投資數(shù)據(jù)來源于各年的 《中國農村統(tǒng)計年鑒》;農業(yè)貸款1985-1993年的數(shù)據(jù)來源于 《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》,1994-2005年的數(shù)據(jù)來源于各年的 《中國金融年鑒》,2006、2007年的數(shù)據(jù)來源于 《中國統(tǒng)計年鑒 (2008)》。

(三)實證研究方法

為了避免模型出現(xiàn)偽回歸,本文進行實證研究前先利用Dickey和Fuller(1981)提出的ADF單位根檢驗法檢驗變量的平穩(wěn)性,對非平穩(wěn)性的變量進行處理后使之成為平穩(wěn)時間序列。如果變量是單整的,再針對相關變量進行協(xié)整檢驗,以確定農業(yè)基本建設投資、農業(yè)貸款、農業(yè)保險和農業(yè)科技投入與農民農業(yè)收入增長之間的長期關系。本文將采用Johansen提出的協(xié)整檢驗方法來檢驗變量之間的協(xié)整關系。對于協(xié)整檢驗的結果,如果變量間存在協(xié)整關系,本文將進一步建立誤差修正模型 (VECM)進行短期因果關系分析。

四、實證結果分析

(一)平穩(wěn)性檢驗

本文利用Eviews5.0軟件,分別對lnR、lnK、lnFD、lnFI和lnT及其一階差分變量進行了平穩(wěn)性檢驗。通過檢驗發(fā)現(xiàn),時間序列變量lnR、lnK、lnFD、lnFI和lnT都是非平穩(wěn)變量,但相關的一階差分變量ΔlnR、ΔlnK、ΔlnFD、ΔlnFI和ΔlnT的所有數(shù)據(jù)序列在10%的顯著性水平下都是平穩(wěn)的。由此可知,lnR、lnK、lnFD、lnFI和lnT均為一階單整序列I(1)。

表1 單位根檢驗

(二)協(xié)整檢驗與協(xié)整方程

如前所述,lnR、lnK、lnFD、lnFI和lnT都是一階單整變量,被解釋變量 (lnR)的單整階數(shù)不高于任何一個解釋變量 (lnK、lnFD、lnFI、lnT)的單整階數(shù)。本文采用EG兩步法對上述變量進行協(xié)整分析,結果如下所示：

本文根據(jù)t值逐一去除不顯著的影響變量,最終得到方程 (7)：

令方程 (6)、(7)的殘差為U1、U2,殘差序列的單位根檢驗結果見表2所示。U1、U2的單位根檢驗統(tǒng)計量均小于顯著性水平5%的臨界值,這說明兩個殘差序列都是平穩(wěn)的,所以lnK、lnFD、lnFI、lnT與lnR以及l(fā)nK、lnFD與lnR之間存在長期協(xié)整關系。檢驗結果也表明,本文的這兩個長期均衡模型的變量選擇是合理的,回歸系數(shù)具有經(jīng)濟意義。

表2 殘差U的單位根檢驗

從協(xié)整方程 (6)可以看出,除了農業(yè)科技外,其他各項的系數(shù)均為正,這表明農業(yè)基本建設投資、農業(yè)貸款和農業(yè)保險投入的增加在長期均能促進農民農業(yè)收入的增長。具體表現(xiàn)為：

1.農業(yè)基本建設投資每增加1%,農民人均農業(yè)收入增加0.3001%,且相關性顯著。這說明良好的基礎設施能較大程度地改善農業(yè)生產條件,降低農業(yè)生產成本,節(jié)約農民交易費用,提高交易效率,最終實現(xiàn)農民增收。當前我國農業(yè)基礎設施建設滯后,已成為制約我國農業(yè)和農村經(jīng)濟發(fā)展的重要因素。

2.農業(yè)貸款對農民農業(yè)增收具有顯著的促進作用。提高農業(yè)貸款規(guī)模,改善農村金融發(fā)展狀況,對提高農民收入極為重要。目前我國土地數(shù)量基本穩(wěn)定,農村勞動力富余,資本是農業(yè)最稀缺的要素 (農業(yè)貸款是農業(yè)資本的主要來源)。

3.農業(yè)保險對我國農業(yè)發(fā)展的促進作用并不明顯,這與我國農業(yè)保險發(fā)展落后、總體規(guī)模小密切相關。雖然近年來我國農業(yè)保費收入急劇上升,但農業(yè)保費收入占財產保險公司總體保費收入僅有2.54%(截至2007年),如此小的農業(yè)保險規(guī)模大大制約了農業(yè)保險作用的發(fā)揮。

4.農業(yè)科技與農民農業(yè)收入之間存在弱負相關。這主要是由于農業(yè)發(fā)展進入新階段后,農產品的供求格局已從過去的長期短缺轉變?yōu)榭偭炕酒胶馇邑S年有余,甚至出現(xiàn)了地區(qū)性、結構性的相對過剩。技術進步能極大地提高農業(yè)投入的生產率,進而增加供給,從而導致超過需求的有限增長和農產品價格的下降。而農產品是人類最基本的生存必需品,其需求價格彈性小于1,促使農民收入反而下降,這種現(xiàn)象也就是我們平常所說的 “谷賤傷農”、“豐收悖論”。

(三)誤差修正模型 (VECM)

因為農業(yè)收入的對數(shù)與各變量的對數(shù)之間存在長期協(xié)整關系,所以我們可以建立誤差修正模型來研究農業(yè)收入與各變量之間的短期動態(tài)關系。以ΔlnR為被解釋變量,誤差修正項resid(-1)、ΔlnK、ΔlnFD、ΔlnFI、ΔlnT及其各階滯后項 (滯后期=1)為解釋變量,最終誤差修正模型如下所示：

在上述誤差修正模型中,誤差修正項系數(shù)為負,符合反向修復機制,這反映了農業(yè)收入增加受農業(yè)貸款等投入影響的短期波動規(guī)律。誤差修正系數(shù)的大小反映了短期偏離長期均衡的調整力度,上述模型中誤差修正系數(shù)為-0.3686,說明調整力度較強。農民人均農業(yè)收入對農業(yè)貸款、農業(yè)基本建設投資、農業(yè)保險、農業(yè)科技等因素從非均衡向均衡狀態(tài)調整的時間大約為2.71年。上述模型中的解釋變量還包括了滯后一期的農民人均農業(yè)收入變化,該變量系數(shù)顯著,表明農民人均農業(yè)收入的增加在短期具有累積效應或持續(xù)效應。此外,我們還可以看到,農業(yè)基本建設投資的增加在短期內對促進農民農業(yè)增收起到一定的促進作用,而農業(yè)貸款、農業(yè)保險和農業(yè)科技的增加沒有提高農民的收入。但總體來看,這四個變量對農民人均農業(yè)收入的影響均不顯著?？梢?農業(yè)貸款和農業(yè)基本建設投資等對農民農業(yè)增收的促進作用有一定的時滯性,需要經(jīng)過一段時間才能發(fā)揮出來,這也進一步說明了農民增收并非是一朝一夕就能夠解決的問題,而是一個漫長的系統(tǒng)工程,需要進行長期的統(tǒng)籌規(guī)劃。

五、研究結論及相關政策建議

從長期來看,農業(yè)基本建設投資、農業(yè)貸款和農業(yè)保險均對農民農業(yè)收入增長具有正向的促進作用,并與農民農業(yè)收入之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)調關系,即它們之間存在動態(tài)均衡機制。從系數(shù)值的大小可以看出,農業(yè)基本建設投資和農業(yè)貸款是影響農民農業(yè)收入最重要的因素,農業(yè)保險次之,農業(yè)科技支出最后且為負相關。從短期來看,除了農業(yè)基本建設投資對農民農業(yè)收入略有促進作用外,其他三個因素都具有微弱的阻礙作用,且這四個因素與農民農業(yè)收入的相關性均不顯著,說明農民增收是一個緩慢的過程,需要國家政策長期有效的支持。

總的來看,農業(yè)基本建設投資和農業(yè)貸款對農民農業(yè)收入的增長具有十分顯著的正向作用,今后應該不斷加強國家財政對其投入與支持力度;農業(yè)保險受其規(guī)模制約,促進農民農業(yè)增收效果不顯著,其規(guī)模亟需擴大;農業(yè)科技投入的增加對農民農業(yè)收入提高沒有起到促進作用,這與農產品的需求缺乏彈性有關,應通過建立農業(yè)生產補貼制度來解決。為此,政府可通過以下的有關措施來增加農民的農業(yè)收入：

1.加快農業(yè)基礎設施建設

加大政府投資力度,通過財稅政策引導外資和民間資本流向農業(yè)基礎設施建設,從多個角度解決農業(yè)基礎設施投入不足的問題,促進農民收入增加。

2.確保農村金融發(fā)展

政府應加大對農村信貸的支持力度,適當減免農村金融機構的營業(yè)稅和所得稅,引導農村儲蓄資金轉向農村貸款;加快農村金融體制改革的步伐,除了發(fā)展國家和地方政府獨資及控股的金融機構、合作金融機構外,還要大力發(fā)展民間及私人中小金融機構銀行,實現(xiàn)農村金融機構所有制的多元化。

3.促進農業(yè)保險規(guī)模壯大

加大對農業(yè)保險政策的扶持力度,按照 “多予、少取、放活”的方針,加強對農業(yè)保險的財政補貼力度以及實施更優(yōu)惠的稅收政策;健全農業(yè)保險體系,建立以政策性農業(yè)保險公司為主,互助合作保險組織為輔的基本農業(yè)保險體系;鼓勵商業(yè)保險公司開發(fā)農村和農業(yè)保險業(yè)務,引進外資專業(yè)保險公司加大農業(yè)保險力度;建立農業(yè)再保險機制,完善我國農業(yè)保險體系。

4.建立和完善農業(yè)生產補貼制度

本文的研究表明,雖然農業(yè)科技投入不利于農民農業(yè)收入的增加,但農業(yè)技術的提高可以大大促進農業(yè)增收,保證國家的糧食安全。發(fā)達國家解決此類問題的做法一般是通過提供巨額的財政補貼、穩(wěn)定農業(yè)生產的途徑來保障農民收入。我國政府應借鑒國際經(jīng)驗,盡快建立和完善農業(yè)生產補貼制度,保障農民農業(yè)收入。

[1]林毅夫.增加農民收入需要農村基礎設施的牢固[J].調查世界,2001,(7).

[2]Xizobo Zhang,Shenggen Fan.How productive is infrastructure?A new approach and evidence from rural India[J].American Agricultural Economics Association,2004,Vol.3,pp.66-76.

[3]辛毅.農業(yè)生產成本與農村基礎設施建設相關性的理論與實證分析[J].價格理論與實踐,2006,(7).

[4]劉忠群,黃金,梁彭勇.金融發(fā)展對農民收入增長的影響——來自中國面板數(shù)據(jù)的再檢視 [J].財貿研究,2008,(6).

[5]許崇正,高希武.農村金融對增加農民收入支持狀況的實證分析 [J].金融研究,2005,(9).

[6]邢鸝,黃昆.政策性農業(yè)保險保費補貼對政府財政支出和農民收入的模擬分析 [J].農業(yè)技術經(jīng)濟,2007,(3).

[7]高杰.農業(yè)保險對于農民收入的影響及其政策涵義 [J].政策研究,2008,(7).

[8]劉進寶,劉洪.農業(yè)技術進步與農民農業(yè)收入增長弱相關性分析 [J].中國農村經(jīng)濟,2004,(9).

[9]黃祖輝,錢峰燕.技術進步對我國農民收入的影響及對策分析[J].中國農村經(jīng)濟,2003,(12).

[10]溫濤,冉光和,熊德平.中國金融發(fā)展與農民收入增長[J].經(jīng)濟研究,2005,(9).