糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)資價格與農(nóng)民增收相互關系的實證研究

摘要：運用格蘭杰因果關系檢驗、向量自回歸模型、Johansen協(xié)整檢驗、脈沖響應函數(shù)分析等方法對糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)資價格與農(nóng)民收入的關系進行了實證研究。結(jié)果表明，糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)資價格與農(nóng)民收入之間沒有長期穩(wěn)定的均衡關系，且從長遠來看，農(nóng)資價格上漲的幅度要大于農(nóng)民收入的增幅，將會顯著擠壓農(nóng)民增收的空間。為保持農(nóng)資價格合理上漲的同時，保證農(nóng)民持續(xù)增收，提出了積極發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，有效分割農(nóng)資需求，著力構(gòu)建農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格預警機制，進一步加大強農(nóng)惠農(nóng)力度的對策建議。

關鍵詞：糧食主產(chǎn)區(qū)；農(nóng)資價格；農(nóng)民收入

中圖分類號：F323.7 文獻標識碼：A 文章編號：0439-8114（2013）20-5071-04

Empirical Studies on the Interrelation between Prices of Agricultural Means of Production and Farmers’ Income Increase in Major Grain Producing Areas

ZHU Xin-fang1，KONG Ling-cheng2

（1. College of Economics， Yangtze University， Jingzhou 434025， Hubei， China；

2.College of Economics and Management， Northwest AF University， Yangling 712100， Shaanxi， China）

Abstract： Empirically analyses on the relationship between the price of agricultural means of production and farmers’ income in major grain producing areas was conducted with Granger causality test， vector autoregression model， Johansen cointegration test and impulse response function analysis. The results showed that there was no long-term stable equilibrium relationship between the price of agricultural means of production and farmers’ income. In the long term， the increasing extent of the price of agricultural means of production was higher than that of farmers’ income， which would significantly squeeze the space for the increase of farmers’ income. In order to ensure increase of farmers’ income persistently while maintain the increase of prices of agricultural means， it was proposed that developing modern agriculture vigorously and splitting the demand of agricultural means of production. The warning mechanism of the price of agricultural means of production should be established. Efforts for strengthening agriculture and benefitting farmers should be intensified.

Key words： major grain producing areas； the price of agricultural means of production； farmers’ income

全面建成小康社會的短板在于農(nóng)業(yè)是否實現(xiàn)現(xiàn)代化，而構(gòu)建現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的實質(zhì)是促進農(nóng)業(yè)增效，并在農(nóng)業(yè)增效的基礎上促進農(nóng)民收入持續(xù)穩(wěn)定增長。近年來，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格波動頗為頻繁，而對其成本進行有效核算的體系尚不完善，使得農(nóng)民收入增長的不確定性日漸顯現(xiàn)。如何在保持農(nóng)資價格合理上漲的同時，保證農(nóng)民持續(xù)增收，成為亟待解決的一個難題。

許多學者已從理論和實證兩個方面對農(nóng)資價格與農(nóng)民收入兩者關系展開了深入系統(tǒng)的研究，這對穩(wěn)定農(nóng)資價格、促進農(nóng)民持續(xù)增收具有理論和現(xiàn)實意義，但在實證研究方面往往側(cè)重國家層面上農(nóng)資價格與農(nóng)民收入的關系，忽視了地區(qū)的差異性，而且大多也未將農(nóng)民收入按照相關指數(shù)進行折算[1-7]，影響了實證結(jié)果的相對有效性。雖然也有學者對單個省份農(nóng)資價格與農(nóng)民收入的關系進行過研究并提出相關建議，但由于選取的對象較為單一，可代表性又略顯不足[8，9]。另外，也有學者對糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)資價格與農(nóng)民收入的關系進行過相關探討，但在實證分析過程中，其對主產(chǎn)區(qū)域農(nóng)資價格和農(nóng)民收入兩個變量的選取及處理過程較為模糊，尚不能清晰地揭示出糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)資價格與農(nóng)民收入的關系[10，11]。目前，全國13個糧食主產(chǎn)區(qū)糧食產(chǎn)量已占全國糧食總產(chǎn)量的75%以上，研究該區(qū)域農(nóng)資價格與農(nóng)民增收的關系具有較大的意義。

1 數(shù)據(jù)來源與處理

考慮到數(shù)據(jù)的可得性、數(shù)據(jù)處理的難度以及可代表性原則，依據(jù)單個糧食主產(chǎn)區(qū)在各自區(qū)域內(nèi)所產(chǎn)糧食的比重，選取黑龍江、山東、河南、四川4省作為研究對象，擬在向量自回歸模型的基礎之上，進一步研究農(nóng)資價格與農(nóng)民收入之間的動態(tài)關系，以期為有效地協(xié)調(diào)農(nóng)資價格與農(nóng)民收入之間的關系提供一定的對策建議。為了對糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格與農(nóng)民收入之間的關系進行深入有效地分析，擬選取農(nóng)村居民家庭人均純收入為農(nóng)民收入，為了增強數(shù)據(jù)的可比性并保證估計結(jié)果的有效性，采用商品零售價格總指數(shù)對名義收入進行折算，折算后的農(nóng)民實際收入用SR表示；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格總指數(shù)JG表示（取4省數(shù)據(jù)的平均值）[6]。依據(jù)可操作性原則并考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，選取1978-2011年的樣本數(shù)據(jù)，所涉及的數(shù)據(jù)主要來源于歷年各省統(tǒng)計年鑒。此外，由于兩個變量之間的量級單位差異較大，模型估計過程中往往會出現(xiàn)異方差問題而影響估計結(jié)果的有效性，為有效消除數(shù)據(jù)間的異方差，保證估計結(jié)果的相對有效性，兩個變量的原始數(shù)據(jù)均取自然對數(shù)，變換后的變量分別記作LSR和LJG（原始數(shù)據(jù)從略）。

2 研究方法與結(jié)果分析

從理論直覺和實際經(jīng)驗來看，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格大幅上漲一般會擠壓農(nóng)民收入持續(xù)增長的空間，事實是否如此還有待進一步驗證。以下將在向量自回歸模型的基礎上，采用格蘭杰因果關系檢驗、協(xié)整檢驗以及脈沖響應函數(shù)等方法對糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)資價格與農(nóng)民收入之間的關系進行深入系統(tǒng)的分析，為后續(xù)對策建議提供實證依據(jù)。

2.1 平穩(wěn)性檢驗

格蘭杰因果關系檢驗和協(xié)整檢驗是以變量序列的平穩(wěn)性為前提條件的，為避免非平穩(wěn)時間序列的回歸分析造成的“偽回歸”問題，必須首先對上述兩個變量序列的平穩(wěn)性進行檢驗，通常采用ADF檢驗方法，結(jié)果見表1。其中檢驗形式（C，T，K）分別表示單位根檢驗方程帶有常數(shù)項、趨勢項和滯后階數(shù)，K的取值取決于AIC和SC準則。若ADF的檢驗統(tǒng)計量小于5%臨界值，則拒絕序列有單位根，表明序列是平穩(wěn)的；如果ADF的檢驗統(tǒng)計量大于5%臨界值，則不能拒絕序列有單位根，表明序列是非平穩(wěn)的。

從表1看出，序列LSR在有截距項、趨勢項、無滯后階數(shù)情況下的ADF檢驗統(tǒng)計量為-1.390 351，大于其在5%顯著性水平條件下的臨界值 -3.552 973，不能拒絕序列LSR有單位根，表明其是非平穩(wěn)的；同理，其一階差分序列△LSR在有截距項、無趨勢項、滯后階數(shù)為0的情況下的ADF檢驗統(tǒng)計量為-4.090 313，小于5%臨界值-2.957 110，拒絕一階差分序列△LJG有單位根，表明其是平穩(wěn)的，變量序列LJG、△LJG的分析類似。表1的結(jié)果表明，序列LSR和LJG都是一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗的條件，可以運用協(xié)整檢驗方法進一步檢驗二者是否存在長期穩(wěn)定的均衡關系。

2.2 格蘭杰因果關系檢驗

格蘭杰因果關系檢驗主要用來分析經(jīng)濟變量之間的相互關系，為了有效地弄清楚糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)資價格與農(nóng)民收入之間的關系，可以運用格蘭杰因果關系分析方法進行檢驗，結(jié)果見表2。在格蘭杰因果關系檢驗過程中，根據(jù)AIC和SC信息量準則確定檢驗模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為3。從上述結(jié)果可以看出，在5%的顯著性水平下，糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)資價格不是農(nóng)民收入的格蘭杰原因，而且糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)民收入也不是農(nóng)資價格的格蘭杰原因，兩者之間并無顯著的因果關系。

2.3 向量自回歸模型

由于后續(xù)的協(xié)整檢驗和脈沖響應函數(shù)分析方法是建立在向量自回歸模型結(jié)果之上的，所以這里有必要對向量自回歸模型作相關闡述。它是一種非結(jié)構(gòu)化的模型，是通過把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后項的函數(shù)來構(gòu)造的。根據(jù)AIC和SC準則，確定該模型最優(yōu)的滯后階數(shù)為2，由此得到如下結(jié)果（方括號內(nèi)為對應參數(shù)估計值的t統(tǒng)計量）。

LJG=0.017 5+0.054 6 LSR（-1）+0.022 2 LSR

（-2）+1.507 6 LJG（-1）-0.590 9 LJG（-2） （1）

[0.145 6] [0.290 0] [0.124 0]

[9.438 7] [-3.550 0]

LSR=0.012 2+1.272 0 LSR（-1）-0.321 8 LSR

（-2）+0.091 3 LJG（-1）-0.029 5 LJG（-2） （2）

[0.104 0] [6.935 0] [-1.841 6]

[0.587 0] [-0.181 7]

對于模型（1）來說，LJG受到其自身滯后項LJG（-1）和LJG（-2）的顯著影響，一階滯后序列對其是正的影響，二階滯后序列對其的影響卻是負的，而且一階滯后項的影響要大于二階滯后項的；對于模型（2），從t值來看，多數(shù)變量不顯著，當期LSR主要受到其滯后一階序列LSR（-1）的正向影響。由于VAR模型的分析結(jié)果不甚具體，尚不能較清晰地厘清糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)資價格與農(nóng)民收入之間的關系，有必要運用協(xié)整檢驗和脈沖響應函數(shù)分析方法進行進一步檢驗。

2.4 Johansen協(xié)整檢驗

Johansen協(xié)整檢驗是專門用于檢驗多個變量序列間是否存在協(xié)整關系的檢驗方法。根據(jù)上述分析，兩個變量序列均是一階單整的，單整階數(shù)相同，滿足了Johansen協(xié)整檢驗的條件。由于兩個變量序列一階單整時均有截距項但無趨勢項，本研究在協(xié)整方程設定中采用各序列沒有確定性趨勢但協(xié)整方程中有截距項的模式，模型滯后期為2，結(jié)果見表3。從表3中可以看出，在5%的顯著性水平下，不能拒絕“0個協(xié)整關系”的原假設，同時也不能拒絕“至多有1個協(xié)整關系”的原假設，表明糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)資價格與農(nóng)民收入之間不存在協(xié)整關系，即二者不存在長期穩(wěn)定的均衡關系。

2.5 脈沖響應函數(shù)

脈沖響應函數(shù)（IRF）用于衡量來自某個內(nèi)生變量的隨機擾動項的一個標準差沖擊（稱之為“脈沖”）對VAR模型中所有內(nèi)生變量當前值和未來取值的影響。在上述糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)資價格與農(nóng)民收入向量自回歸模型結(jié)果的基礎上得到的脈沖響應路徑曲線如圖1、圖2所示（略去自身對自身的響應曲線）。圖1是糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)資價格對農(nóng)民收入的響應，從圖1中可以看出，農(nóng)資價格并未立即對農(nóng)民收入的信息作出響應，其在第1期的響應值為0；從第2期到第10期，農(nóng)資價格對農(nóng)民收入的響應非常強烈，到第10期脈沖響應函數(shù)值已經(jīng)達到1.0且是正向的；在此之后，雖然農(nóng)資價格對農(nóng)民收入的響應強度逐漸減弱，但其脈沖響應函數(shù)值始終游走在1.0之上，并且有繼續(xù)增大的趨勢。這說明，糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)資價格隨著農(nóng)民收入的提高而不斷增長，并且隨著時間的推移，農(nóng)資價格上漲的幅度最終會超過農(nóng)民收入增長的幅度。如圖2所示，糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)民收入對于農(nóng)資價格的信息沖擊也未立即作出響應，其在第1期的響應值為0；但從第2期開始，農(nóng)民收入對農(nóng)資價格的響應強度逐步增長，到第10期，農(nóng)民收入的脈沖響應函數(shù)值已經(jīng)達到0.8且為正向的；之后，農(nóng)民收入對農(nóng)資價格的響應強度逐漸減弱，直到第40期，其脈沖響應函數(shù)值才達到1.0。這說明，隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格上漲，糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)民收入也是提高的，但農(nóng)民收入的增幅始終小于農(nóng)資價格上漲的幅度。

3 對策建議

通過以上分析可以得出，糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)資價格與農(nóng)民收入之間沒有長期穩(wěn)定的均衡關系，但從長遠來看，農(nóng)資價格上漲的幅度要大于農(nóng)民收入的增幅，將會顯著擠壓農(nóng)民增收的空間。為有效穩(wěn)定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格，保證農(nóng)民增收的穩(wěn)定性和持續(xù)性，提出以下對策建議。

3.1 積極發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，有效分割農(nóng)資需求

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格的波動與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對農(nóng)資的需求有顯著關系，農(nóng)資價格大幅上漲往往出現(xiàn)在春耕之際，此時對化肥、種子、農(nóng)藥等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的需求不僅量大而且相對集中。因此，可以在培育種糧大戶、家庭農(nóng)場主或構(gòu)建有效的農(nóng)民專業(yè)合作經(jīng)濟組織的基礎上，運用現(xiàn)代農(nóng)業(yè)科學技術，積極發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，如庭院農(nóng)業(yè)、溫室農(nóng)業(yè)、立體農(nóng)業(yè)、精準農(nóng)業(yè)等，以局部改變農(nóng)作物的生產(chǎn)周期，從而有效分割農(nóng)資春耕時的集中需求，進而適度緩解農(nóng)資價格大幅上漲的壓力。

3.2 著力構(gòu)建農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格預警機制

農(nóng)資價格不僅受需求因素的影響，農(nóng)業(yè)科技、農(nóng)資成本及其組織管理等因素也對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的價格有明顯影響。為了避免農(nóng)資價格大幅波動，還需著力構(gòu)建農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格的預警機制，其核心在于有效確定農(nóng)資價格與農(nóng)民收入的比例。農(nóng)民收入的增幅是依據(jù)于各個地區(qū)的五年規(guī)劃，而農(nóng)資價格上漲幅度的基礎則在于對其生產(chǎn)成本的有效核算，為此，必須建立一個全國統(tǒng)一性的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格核算體系。在此基礎之上，國家可以率先確定農(nóng)資價格與農(nóng)民收入比例的合理范圍，各個地區(qū)尤其是糧食主產(chǎn)區(qū)可以參考該標準，并根據(jù)自身實際情況作適當調(diào)整，從而對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格進行有效監(jiān)控。

3.3 切實履行強農(nóng)惠農(nóng)政策，加大惠農(nóng)力度

由上述研究可知，從長遠角度來看，農(nóng)資價格上漲的幅度要大于農(nóng)民收入的增幅，擠壓農(nóng)民持續(xù)增收的空間將會十分明顯。要想保持農(nóng)資價格合理上漲，保證農(nóng)民持續(xù)增收，還必須切實履行各種強農(nóng)惠農(nóng)政策，加大惠農(nóng)力度。為了使得農(nóng)資價格與農(nóng)民收入的比例保持在預警線范圍之內(nèi)，可以按照省-市-縣三級財政各拔一點、經(jīng)營單位提一點的做法，建立農(nóng)資價格變動專項補貼基金，專款專用；同時加大對農(nóng)資生產(chǎn)商、經(jīng)銷商和農(nóng)戶的補貼力度，保證各農(nóng)資主體都能夠有效益、得實惠。此外，對于涉農(nóng)資企業(yè)，還可以實施優(yōu)惠稅率，進一步提高其生產(chǎn)積極性。

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