農(nóng)產(chǎn)品流通市場化與農(nóng)業(yè)收入增長：理論與實證

郭韶偉，唐成偉，張 昊

（中國人民大學(xué)商學(xué)院，北京市100872）

一、問題的提出

20世紀(jì)70年代開始的以市場化為導(dǎo)向的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)體制改革，確立了農(nóng)民商品生產(chǎn)和經(jīng)營的主體地位，在極大激發(fā)了農(nóng)民生產(chǎn)積極性的同時，也使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)民收入對市場的依賴性越來越大。在改革初期，大量的農(nóng)民分散、無規(guī)則地進(jìn)入流通，雖然在不同程度上促進(jìn)了市場的繁榮，但是由于傳統(tǒng)的流通組織并沒有得到相應(yīng)的改造，加上制度不完善等方面的原因，一時間出現(xiàn)了全國性的農(nóng)產(chǎn)品“賣難”問題，阻礙了農(nóng)民收入的增加。雖然國家也針對性地進(jìn)行了政策調(diào)整，但是這一問題并沒有得到根本性的解決，并且隨著農(nóng)產(chǎn)品市場由買方市場轉(zhuǎn)向賣方市場而變得越發(fā)嚴(yán)重。對農(nóng)民收入問題的研究必須納入到市場經(jīng)濟(jì)的框架內(nèi)進(jìn)行，不能離開農(nóng)業(yè)市場化這一核心因素。農(nóng)業(yè)市場化是指在市場能充分發(fā)揮效用的領(lǐng)域內(nèi),實現(xiàn)從計劃配置農(nóng)業(yè)資源、分配農(nóng)業(yè)剩余向市場配置和分配的轉(zhuǎn)變，[1]具體包括勞動力市場化、農(nóng)業(yè)資金市場化、農(nóng)產(chǎn)品價格市場化、農(nóng)產(chǎn)品流通市場化等幾個方面。而農(nóng)產(chǎn)品能否順利從生產(chǎn)領(lǐng)域轉(zhuǎn)移到消費領(lǐng)域，與農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度有著最為直接的聯(lián)系。所以，提高農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度是促進(jìn)農(nóng)民增收的有效途徑之一。

本文選擇以農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度對農(nóng)業(yè)收入的影響作為研究目標(biāo)，主要是基于以下兩個方面的考慮。（1）農(nóng)業(yè)收入對農(nóng)民增收的重要性。一種普遍的觀點認(rèn)為，今后農(nóng)村經(jīng)濟(jì)及農(nóng)民收入增長速度的快慢將會越來越依賴于非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展速度和效益，因此許多文獻(xiàn)重點研究了非農(nóng)業(yè)收入問題。然而，我們應(yīng)該認(rèn)識到，農(nóng)業(yè)是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)和“母體”產(chǎn)業(yè)，無論農(nóng)村經(jīng)濟(jì)格局和體制如何變化，它對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及農(nóng)民收入增長的貢獻(xiàn)仍然是其他產(chǎn)業(yè)所不能夠替代的。[2]從農(nóng)民收入的構(gòu)成情況來看，工資性收入和財產(chǎn)轉(zhuǎn)移性收入雖然有所減緩，但仍保持一定速度的增長，而經(jīng)營性收入增長卻持續(xù)放慢甚至下降，成為農(nóng)民收入持續(xù)減緩的主要因素。[3]因此，在關(guān)注非農(nóng)收入的同時，絕不能忽視甚至應(yīng)該更加重視農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入的變化。（2）農(nóng)產(chǎn)品流通市場化與農(nóng)業(yè)收入的關(guān)系最密切。農(nóng)產(chǎn)品流通市場能夠通過價格信號來引導(dǎo)農(nóng)民調(diào)整產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，從而實現(xiàn)資源的最有效配置。市場的發(fā)達(dá)程度直接關(guān)系到農(nóng)民生產(chǎn)的產(chǎn)品能否從生產(chǎn)領(lǐng)域轉(zhuǎn)移到消費領(lǐng)域，能否順利的完成其價值實現(xiàn)。所以與其他市場相比，農(nóng)產(chǎn)品流通市場對農(nóng)業(yè)收入具有決定性的作用。

二、文獻(xiàn)回顧

從已有的文獻(xiàn)來看，絕大多數(shù)都是從理論上分析農(nóng)業(yè)市場化程度與農(nóng)民或農(nóng)業(yè)收入之間的關(guān)系，普遍認(rèn)同推進(jìn)農(nóng)業(yè)市場化進(jìn)程對于農(nóng)民增收的積極意義。[4]、[5]、[6]、[7]這些研究無疑具有十分重要的意義，為本文的研究奠定了堅實的理論基礎(chǔ)，其中許多研究方法和研究視角非常值得本文借鑒。但盡管如此，仍然有一些問題值得進(jìn)一步研究和探討。首先，縱觀已有的研究文獻(xiàn)，絕大多數(shù)的研究都停留在純粹的理論分析，實證方面的文獻(xiàn)很少，研究結(jié)論缺乏數(shù)據(jù)的有力支撐。其次，僅僅從整體上考察農(nóng)業(yè)市場化程度對于農(nóng)民收入的影響仍然是不夠的。其原因是，一方面，農(nóng)業(yè)市場化包含勞動力市場化、農(nóng)業(yè)資金市場化、農(nóng)產(chǎn)品價格市場化和農(nóng)產(chǎn)品流通市場化等多個方面；另一方面，現(xiàn)階段我國農(nóng)民收入主要由三部分構(gòu)成，即家庭經(jīng)營收入（農(nóng)業(yè)收入）、工資性收入和財產(chǎn)轉(zhuǎn)移性收入。每一個子市場對農(nóng)民收入各構(gòu)成部分的影響程度是不相同的，農(nóng)業(yè)收入可能與農(nóng)產(chǎn)品流通以及農(nóng)產(chǎn)品價格的關(guān)系更密切，而工資性收入可能更多地受勞動力市場的影響。因此更為具體的研究子市場與農(nóng)民收入構(gòu)成部分之間的關(guān)系不僅可以進(jìn)一步揭示市場機(jī)制對農(nóng)民收入的內(nèi)在作用機(jī)理，也能夠為政府政策的制定和實施提供更有力的理論參考。

事實上，受到某些現(xiàn)實因素的制約，農(nóng)業(yè)收入并不必然隨著市場化進(jìn)程的推進(jìn)而增加。從產(chǎn)權(quán)和交易費用的角度來看，農(nóng)民的市場決策很大程度上取決于交易費用，交易費用越高，農(nóng)民參與市場的預(yù)期獲利水平就越低。從總體上來看，我國仍然處于市場化進(jìn)程的初級階段，由于產(chǎn)權(quán)制度的不完善、壟斷力量的存在、農(nóng)民受教育水平較低、與市場進(jìn)入有關(guān)的基礎(chǔ)設(shè)施落后等多種因素的綜合作用，可能導(dǎo)致農(nóng)民參與市場的交易費用非常高昂。[8]在這種情況下，市場配置資源的作用很難得到有效發(fā)揮。因此，簡單地引入市場機(jī)制并不能保證農(nóng)民收入的穩(wěn)定增長。此外，在現(xiàn)階段制度還不完善和組織化程度不高的情況下，市場化程度的提高反而可能抑制農(nóng)民收入的增加。單個農(nóng)戶在直接進(jìn)入市場時，由于資金、人力和設(shè)施方面的限制，既缺乏抗拒自然災(zāi)害的能力，也沒有預(yù)測市場供求關(guān)系以及承擔(dān)市場風(fēng)險的能力。當(dāng)前我國主要農(nóng)產(chǎn)品流通渠道中的權(quán)力結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)出低度均衡以及過度向包括龍頭企業(yè)和批發(fā)商在內(nèi)的流通組織傾斜的狀態(tài)，不僅阻礙了農(nóng)產(chǎn)品流通績效的提升，也使得農(nóng)民的合理利益很難得到有效保障。[9]因此，在我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌和制度轉(zhuǎn)型的背景下，農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度的提高對農(nóng)業(yè)收入的影響具有不確定性，兩者之間的關(guān)系還有待進(jìn)一步的考證。

三、模型、方法與變量

1.模型和方法

基于已有的研究和本文的理論分析，將反映農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度與農(nóng)業(yè)收入之間長期關(guān)系的函數(shù)設(shè)定為：

相應(yīng)的分布滯后自回歸模型ARDL(1，1，1)為：

將函數(shù)(1)和模型(2)結(jié)合，以各變量的一階差分來代替其滯后項，得到完整的誤差修正模型為：

模型（3）中下標(biāo)i和t分別代表地區(qū)和年份，Income代表農(nóng)業(yè)收入，CMR為農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度。為消除特異值和降低變量的非平穩(wěn)性，本文分別對這兩個變量進(jìn)行取對數(shù)處理，D.LnIncome和D.LnCMR分別為變量Income與CMR取對數(shù)后的一階差分項。系數(shù)α0表示誤差修正速度，反映了當(dāng)變量偏離均衡后向均衡點調(diào)整的速度。如果α0=0，說明變量間不存在長期均衡關(guān)系；若α0<0，則表明變量之間存在誤差修正機(jī)制或長期均衡關(guān)系。β1表示的是變量LnIncome和LnCMR之間的長期均衡關(guān)系，系數(shù)α1則反映了變量之間短期動態(tài)調(diào)整關(guān)系。ν是誤差項，用以代表未能觀測到但是會影響農(nóng)業(yè)收入的其他因素。

在實證方法的選擇上，本文使用面板協(xié)整分析的計量方法，主要出于以下兩個方面的考慮。（1）農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度的提高可能在短期內(nèi)會對農(nóng)業(yè)收入產(chǎn)生影響，但這種影響更多的是在較長時間內(nèi)體現(xiàn)出來。而協(xié)整分析不僅可以分析變量之間的長期均衡關(guān)系，也能夠分析變量間的短期動態(tài)關(guān)系，在分析農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度與農(nóng)業(yè)收入之間的關(guān)系時具有獨到的優(yōu)勢；（2）基于時間序列的協(xié)整分析對序列的時間跨度有較高的要求，一旦序列的時間跨度較小，協(xié)整檢驗和分析的結(jié)果往往就會產(chǎn)生偏誤。面板協(xié)整分析使用樣本較大的面板數(shù)據(jù)，充分利用個體維度和時間維度的信息，從而能夠在一定程度上保證結(jié)果的準(zhǔn)確度。另外，本文使用的計量軟件為Stata 11.0。

2.變量的設(shè)定

對于農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度的測定，已有的研究方法主要有兩種：一種是用農(nóng)民與非農(nóng)居民間直接交易占二者間總體交易的比重來衡量；[10]另一種是用農(nóng)產(chǎn)品的社會收購總額占農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的比重，亦即農(nóng)產(chǎn)品的商品率來衡量。[11]考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文采用第二種測算方法。雖然衡量農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度的最佳方法是用每種具體農(nóng)產(chǎn)品的市場化程度加權(quán)平均，但是這在統(tǒng)計上是很難實現(xiàn)的。在衡量農(nóng)業(yè)收入指標(biāo)的選取上，因為受農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度直接影響的是農(nóng)民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和經(jīng)營的收入，所以本文使用農(nóng)村居民家庭人均年純收入中的家庭經(jīng)營純收入來衡量農(nóng)業(yè)收入，剔除了工資性收入、資產(chǎn)轉(zhuǎn)移性收入以及其他類型的收入。

3.樣本和數(shù)據(jù)

樣本的選擇和數(shù)據(jù)收集是本文實證研究遇到的最大障礙，數(shù)據(jù)的可獲得性嚴(yán)重限制了本文的樣本規(guī)模。本文最終選擇以上海、江西、河南和貴州這三省一市在1991～2009年間的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)作為樣本來考察農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度對農(nóng)業(yè)收入的影響。從地理位置來看，這三省一市涵蓋了東中西三大經(jīng)濟(jì)帶，其中河南、江西和貴州都是我國傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)大省，其農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)無論是在省內(nèi)還是全國都占有十分重要的地位。上海市的農(nóng)業(yè)地位雖然相對較低，但是農(nóng)產(chǎn)品流通的市場化程度卻一直處于較高的水平。這些地區(qū)在農(nóng)業(yè)收入和農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度方面都有著顯著的差異。樣本的時間跨度為1991～2009年，選擇以1991年作為起點一方面是為了保證統(tǒng)計口徑的一致，另一方面也是考慮到雖然我國的農(nóng)產(chǎn)品流通體制改革從1978年就已經(jīng)開始，但是真正進(jìn)入全面改革的時間是1992年，以黨的“十四大”明確提出建立社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制為標(biāo)志，我國的農(nóng)產(chǎn)品流通體制改革開始全面轉(zhuǎn)入市場經(jīng)濟(jì)的軌道。

數(shù)據(jù)主要來源于1992～2010年出版的《河南省統(tǒng)計年鑒》、《江西省統(tǒng)計年鑒》、《貴州省統(tǒng)計年鑒》、《上海市統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》以及《新中國五十年農(nóng)業(yè)統(tǒng)計資料》、中國統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)庫（數(shù)據(jù)挖掘版）、中經(jīng)數(shù)據(jù)庫輔助與決策系統(tǒng)等。較長的時間跨度是本文樣本的主要特點，我們認(rèn)為農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度的差異和變化雖然在不同地區(qū)之間也有所體現(xiàn)，但是更多的是反映在時間維度上。所以，具有代表性的個體和較長時間跨度的樣本為本文的研究奠定了很好的基礎(chǔ)。

四、實證分析

1.面板單位根檢驗

面板單位根檢驗有多種檢驗方法，為盡可能提高檢驗的準(zhǔn)確程度，我們分別采用Pesaran檢驗法、IPS檢驗法以及CH檢驗法對變量LnIncome和 LnCMR 進(jìn)行面板單位根檢驗。[12]、[13]、[14]這幾種檢驗方法的原假設(shè)都是假定面板中的所有截面對應(yīng)的序列都是非平穩(wěn)的，即都服從I（1）過程。Pesaran檢驗法的主要特點是考慮了變量的截面異質(zhì)性和截面相關(guān)性，其統(tǒng)計量是單個截面DF或ADF檢驗得到的t值的平均值。IPS檢驗法的特點是考慮了截面異質(zhì)性和干擾項的序列相關(guān)問題。IPS檢驗的統(tǒng)計量是對單個截面執(zhí)行ADF檢驗后得到的t值的平均值。CH檢驗法是以Fisher單位根檢驗的p值為基礎(chǔ)構(gòu)造統(tǒng)計量。面板單位根檢驗的詳細(xì)結(jié)果通過表1呈現(xiàn)出來。

從表1中可以看出，原序列LnIncome和LnCMR都無法拒絕存在面板單位根的原假設(shè)，說明都是非平穩(wěn)序列，因此對原序列做一階差分處理。一階差分后的效果非常明顯，兩個變量都拒絕了含有面板單位根的原假設(shè)。因而可以認(rèn)定變量LnIncome和LnCMR都服從I（1）過程，滿足了進(jìn)行面板協(xié)整檢驗的條件。

2.面板協(xié)整檢驗

在變量單整階數(shù)相同的情況下，變量之間就有可能存在面板協(xié)整關(guān)系。本文使用韋斯特隆德（Westerlund）提出的面板協(xié)整檢驗方法對變量LnIncome和LnCMR之間是否存在協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗。[15]該檢驗法是以誤差修正模型為基礎(chǔ)進(jìn)行面板協(xié)整檢驗，其基本思想是，如果變量之間確實存在協(xié)整關(guān)系，就可以建立誤差修正模型，并且反映變量之間長期均衡關(guān)系的誤差修正系數(shù)應(yīng)該是顯著異于零的。該檢驗法克服了基于殘差的面板協(xié)整檢驗存在的缺點?；跉埐畹拿姘鍏f(xié)整檢驗統(tǒng)隱含著一個重要的假設(shè)條件，即長期誤差修正系數(shù)（變量的水平值）等于短期動態(tài)調(diào)整系數(shù)（變量的差分值），稱之為“同要素限制”（Common Factor Restriction）。但是已經(jīng)有研究表明，當(dāng)這一假設(shè)無法得到滿足時，以殘差為基礎(chǔ)的面板協(xié)整檢驗的檢定力會大幅降低，而以誤差修正模型為基礎(chǔ)的面板協(xié)整檢驗?zāi)芎芎玫乇苊膺@種限制。

表1 面板單位根檢驗

這種檢驗法考慮了截面異質(zhì)性（長期誤差修正關(guān)系和短期動態(tài)關(guān)系）以及考慮截面內(nèi)的序列相關(guān)和截面之間的相關(guān)性，構(gòu)造了兩組統(tǒng)計量。第一組統(tǒng)計量假設(shè)各個截面的誤差修正速度不同，包含Gt統(tǒng)計量和Ga統(tǒng)計量，其中Gt統(tǒng)計量不考慮變量的序列相關(guān)性，而Ga統(tǒng)計量考慮了序列相關(guān)性。第二組統(tǒng)計量假設(shè)各個截面的誤差修正速度相同，包含Pt統(tǒng)計量和Pa統(tǒng)計量，其中Pt統(tǒng)計量沒有考慮變量的序列相關(guān)性，而Pa統(tǒng)計量考慮了序列相關(guān)性的問題。這兩組統(tǒng)計量均假設(shè)變量之間不存在協(xié)整關(guān)系，而有所區(qū)別的是第一組統(tǒng)計量的對立假設(shè)是至少有一對變量之間存在協(xié)整關(guān)系，第二組統(tǒng)計量的對立假設(shè)是變量整體上存在協(xié)整關(guān)系。

從表2可以看出，在沒有考慮時間趨勢的情況下，Gt統(tǒng)計量在1%的水平上，Ga統(tǒng)計量在5%的水平上拒絕了變量之間不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，說明至少有一組變量之間存在協(xié)整關(guān)系。而Pt統(tǒng)計量都在5%的水平上拒絕了原假設(shè)，說明如果不考慮序列相關(guān)性，變量整體上存在協(xié)整關(guān)系。Pa統(tǒng)計量無法拒絕原假設(shè)。在考慮了時間趨勢的情況下，Gt統(tǒng)計量、Ga統(tǒng)計量以及Pa統(tǒng)計量都拒絕了變量之間不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，而Pt統(tǒng)計量無法拒絕原假設(shè)。所以，從總的來看，本文認(rèn)為變量LnIncome和LnCMR之間存在協(xié)整關(guān)系。

3.誤差修正模型估計

利用前文構(gòu)建的模型，并結(jié)合1991～2009年中國三省一市的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，本文對體現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度與農(nóng)業(yè)收入之間的長期均衡關(guān)系和短期動態(tài)調(diào)整關(guān)系的誤差修正模型進(jìn)行了估計。為了使估計結(jié)果更為精確，本文分別采用組平均（MG）估計、混合組平均（PMG）估計以及固定效應(yīng)動態(tài)面板（DFE）估計等三種不同的估計方法，然后使用豪斯曼（Hausman）檢驗法篩選出最合適的模型。在以上這幾種估計方法中，PMG（Pooled Mean-Group）估計是假設(shè)各個截面的長期系數(shù)均相等，而誤差修正速度和短期動態(tài)調(diào)整系數(shù)則具有截面異質(zhì)性，采用的是最大似然估計法（ML），同時利用各個序列單獨估計和整體混合估計的系數(shù)。MG（Mean-Group）估計法假設(shè)各個截面的長期系數(shù)和短期動態(tài)調(diào)整系數(shù)均不同，即具有完全的截面異質(zhì)性。其基本思想是首先使用最小二乘估計法獲得每個截面的系數(shù)，然后將獲得的系數(shù)進(jìn)行平均處理。而固定效應(yīng)動態(tài)面板估計法（DFE）假設(shè)各個截面具有相同的短期和長期系數(shù)，但有不同的截距項（個體效應(yīng)）。DFE估計法采用固定效應(yīng)模型估計，同時考慮截面相關(guān)性。詳細(xì)的估計結(jié)果呈現(xiàn)在表3中。

這里對表 3作一點說明，模型（1）～（3）分別使用的是PMG估計、MG估計以及DFE估計。變量LnCMR的系數(shù)體現(xiàn)了農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度對農(nóng)業(yè)收入的長期均衡影響。ec這一欄是誤差調(diào)整系數(shù)，反映了變量在偏離了均衡之后向均衡狀況調(diào)整的速度和方向。變量D.LnCMR的系數(shù)體現(xiàn)了農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度與農(nóng)業(yè)收入這兩個變量之間的短期動態(tài)調(diào)整關(guān)系。

表2 Westerlund面板協(xié)整檢驗

表3 誤差修正模型估計結(jié)果

為了盡可能地提高實證檢驗的精確程度，接下來我們使用Hausman檢驗法在不同的模型之間作出選擇。三種估計方法之間的主要差異在于對模型參數(shù)的限制有所區(qū)別。MG估計假定模型的長期和短期系數(shù)都會隨個體的變動而變化；PMG則假定模型的短期系數(shù)隨個體變動，而長期系數(shù)保持不變；DFE估計的約束最強(qiáng)，其假定模型的長期和短期系數(shù)都不會隨個體的變動而變動。以PMG和MG估計為例，Hausman檢驗的基本思想是，PMG估計是在MG估計的基礎(chǔ)上作了進(jìn)一步的假定（約束），如果這種約束條件是正確的，則PMG估計更為有效（因為PMG估計使用了較少的參數(shù)）。相反，如果PMG的約束條件是錯誤的，則PMG的估計結(jié)果是不一致的，而MG估計更為合適。Hausman檢驗的原假設(shè)是模型之間不存在系統(tǒng)性的差異，如果不拒絕原假設(shè)，則約束條件較少的模型是更為有效的。

我們首先在PMG模型和MG模型之間進(jìn)行了選擇，Hausman檢驗顯示統(tǒng)計量chi2=-1.25。當(dāng)統(tǒng)計量為負(fù)值時，通常說明原假設(shè)的條件無法得到滿足，這里選擇MG估計是更為有效的。接下來對DFE模型和MG模型進(jìn)行Hausman檢驗，結(jié)果顯示統(tǒng)計量chi2=0.00，p-value=0.996，無法拒絕模型之間存在系統(tǒng)性差異的原假設(shè)，說明在MG估計和DFE估計之間，仍然是MG估計方法是更為有效的。針對DEF模型和PMG模型檢驗的結(jié)果顯示統(tǒng)計量chi2=2.7，p-value=1.001，說明PMG估計更合適。結(jié)合以上的分析結(jié)果，我們認(rèn)為在對農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度與農(nóng)業(yè)收入這兩個變量進(jìn)行協(xié)整分析的時候，應(yīng)使用組平均估計。最終的誤差修正模型為：

從誤差修正模型的估計結(jié)果可以看出，農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度與農(nóng)業(yè)收入之間呈現(xiàn)正向的長期均衡關(guān)系，且在5%的水平上是顯著的。因為對變量作了取對數(shù)處理，所以具體的經(jīng)濟(jì)含義也是很清晰的，即當(dāng)農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度提高10個百分點，以人均家庭經(jīng)營純收入來衡量的農(nóng)業(yè)收入會提高約3.02個百分點。誤差調(diào)整系數(shù)為-0.103，在5%的水平上顯著。而農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度與農(nóng)業(yè)收入之間的短期動態(tài)調(diào)整關(guān)系在統(tǒng)計上并不顯著。

五、結(jié)論與政策建議

本文利用我國三省一市在1991～2009年間的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，使用面板單位根檢驗、面板協(xié)整檢驗以及誤差修正模型估計等計量方法探討了農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度與農(nóng)業(yè)收入之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度與農(nóng)業(yè)收入增長之間存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系，農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度的提高對農(nóng)業(yè)收入具有顯著的促進(jìn)作用。而二者之間的短期動態(tài)調(diào)整關(guān)系在統(tǒng)計上并不顯著。這說明在現(xiàn)階段，農(nóng)產(chǎn)品流通市場化水平的提高對農(nóng)業(yè)收入增長的積極作用超過了其負(fù)面影響。這一結(jié)論的政策含義是顯而易見的，現(xiàn)階段繼續(xù)推進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品流通市場化進(jìn)程，加大流通體制改革力度，構(gòu)建現(xiàn)代化的農(nóng)產(chǎn)品流通體系仍然是當(dāng)前提高農(nóng)民收入的重要途徑。這就要求繼續(xù)加大農(nóng)產(chǎn)品流通主體的培育力度、提高農(nóng)產(chǎn)品流通的組織化程度，形成以農(nóng)民流通合作組織為主要載體，以新型批發(fā)市場為樞紐，多種流通組織形式共同參與的農(nóng)產(chǎn)品流通渠道。

市場的發(fā)育是一個漸進(jìn)的過程，需要政府在這一過程中發(fā)揮積極的作用。合適的政策可以促進(jìn)和推動市場的成長，而錯誤的政策就會起到相反的作用。因此，在市場化的過程中，對政府的政策有很高的要求，政府既不能無所作為，又不能替代和阻礙市場的成長，政府需要協(xié)調(diào)好短期目標(biāo)和長期目標(biāo)的關(guān)系，干預(yù)的落腳點應(yīng)該在于對農(nóng)產(chǎn)品流通的宏觀調(diào)控和流通市場的培育上。（1）對農(nóng)產(chǎn)品流通的公益性支持，尤其是對產(chǎn)地批發(fā)市場、基本設(shè)施以及流通服務(wù)體系建設(shè)的資金和政策支持；（2）從農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)、市場準(zhǔn)入制度、加工和運輸、完善相應(yīng)的法律法規(guī)等方面入手，對農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)和流通過程加強(qiáng)監(jiān)督與管理，建立靈活有效的農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全監(jiān)督體系；（3）在保證基層組織充分有效競爭的同時，強(qiáng)化對市場上層組織的監(jiān)督和管理，使各種交易主體在完善的市場和規(guī)則中進(jìn)行公開、公平、公正的競爭，推動整個市場經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

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