城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)產(chǎn)品價格對農(nóng)民收入的動態(tài)影響

付蓮蓮+鄧群釗+翁異靜

摘要：運用向量自回歸模型研究了1978～2011年農(nóng)產(chǎn)品價格和城鎮(zhèn)居民收入對農(nóng)民收入的動態(tài)影響。結(jié)果表明，農(nóng)民收入主要受自身上期的影響，農(nóng)民收入具有自我增進機制。農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格上漲對農(nóng)民收入有正向、時滯的影響，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格對農(nóng)民收入增長具有微弱的負向影響。城鎮(zhèn)居民收入對農(nóng)民收入有較強的長期正向效應，應建立城鎮(zhèn)居民收入對農(nóng)民收入的良性作用機制。

關鍵詞：農(nóng)產(chǎn)品價格；農(nóng)民收入；城鎮(zhèn)居民收入；向量自回歸模型

中圖分類號：F323 文獻標識碼：A 文章編號：0439-8114（2014）07-1712-05

The Dynamic Effect of Income of Urban Residents and Price of Agricultural

Products on Farmers′ Income

FU Lian-lian1，2，DENG Qun-zhao1，WENG Yi-jing1

（1.Management Science and Engineering Department，Nanchang University，Nanchang 330031，China；

2.College of Science， Jiangxi Agricultural University， Nanchang 330031，China）

Abstract： The dynamic effects of the prices of agricultural production and urban residents income on farmers income during 1978 and 2011 were analyzed with using vector autoregressive model. The results showed that the farmers income with self， improving mechanism mainly affected by previous income. The rise of production prices had a delayed and positive effect on farmers income. Prices of agricultural means of production had a weak and negative influence on the rural income growth. The increase of urban residents income had a strong long-term positive effect on farmers income. A benign mechanism between them should be established.

Key words：price of agricultural products； farmers income； urban residents income； vector autoregressive model

努力拓寬農(nóng)民增收渠道，確保農(nóng)民收入穩(wěn)步增長，一直是我國農(nóng)業(yè)管理部門孜孜以求的目標。國內(nèi)學者對農(nóng)民收入問題做了大量研究，主要從城市化進程、農(nóng)民人力資本、財政支農(nóng)支出、農(nóng)民非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展、金融支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)外商直接投資、農(nóng)業(yè)合作社等不同角度對農(nóng)民收入的影響因素做了廣泛的研究[1-5]。

在我國，農(nóng)業(yè)收入目前仍是農(nóng)民收入的重要來源，因而農(nóng)產(chǎn)品價格變動也直接關系到農(nóng)民的切實利益。近幾年來，農(nóng)產(chǎn)品價格經(jīng)歷了大幅漲落[6]，理論界對農(nóng)產(chǎn)品價格波動的農(nóng)民增收效應的研究成果較豐富。代表性的觀點有兩種：第一，認為農(nóng)產(chǎn)品價格上漲對農(nóng)民增收的作用有限。劉耀森[7]認為我國農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格上漲對我國農(nóng)民收入水平的提高沒有顯著作用，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格變化對農(nóng)民收入增長的影響十分微弱。楊麗莎[8]的研究表明農(nóng)產(chǎn)品價格上漲未能顯著促進農(nóng)民增收，而加工貿(mào)易出口變量和財政支農(nóng)變量的系數(shù)顯著。第二，認為農(nóng)產(chǎn)品價格上漲能有效促進農(nóng)民收入增長。張照新等[9]認為農(nóng)產(chǎn)品價格依然是影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展和農(nóng)民增收的最重要的因素，對于近年來糧食持續(xù)增產(chǎn)和農(nóng)民持續(xù)增收發(fā)揮了重要作用。何蒲明[10]運用敏感系數(shù)和Johansen檢驗等方法探討了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格和農(nóng)民收入的相互關系，結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格的上漲和農(nóng)民人均純收入的增加存在協(xié)整關系，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格與農(nóng)民收入互為格蘭杰原因。

上述研究為深入理解農(nóng)產(chǎn)品價格波動與農(nóng)民收入關系做出了重要貢獻，但是研究的深度和廣度仍不夠。首先，沒有考慮到城鎮(zhèn)居民收入對農(nóng)民收入的影響。城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)民收入有著密切的關系，在當今城鎮(zhèn)化的熱潮中，土地被大量征用，農(nóng)民補償很低，中間差價投入到城鎮(zhèn)化建設中，促進了城鎮(zhèn)居民收入的增長。同時，城鎮(zhèn)居民的消費支出增長，促進了第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，有利于農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移，使得農(nóng)民的工資性收入增加，促進了農(nóng)民增收。國內(nèi)已經(jīng)有一些學者做過相應的研究，例如李建軍[11]從財政支農(nóng)的角度探討了城鎮(zhèn)居民收入對農(nóng)民收入的影響。其次，沒有把農(nóng)產(chǎn)品價格、城鎮(zhèn)居民收入以及農(nóng)民收入納入一個動態(tài)系統(tǒng)中進行分析，進而深入研究農(nóng)產(chǎn)品價格和城鎮(zhèn)居民收入對農(nóng)民收入的復合影響。2009年全國城鄉(xiāng)收入差距為3.33∶1，2010年降至3.23∶1，2011年變?yōu)?.13∶1，國家統(tǒng)計局分析認為，目前居民收入差距已經(jīng)收縮到拐點區(qū)。因此在這種特殊經(jīng)濟背景下，探討農(nóng)產(chǎn)品價格和城鎮(zhèn)居民收入對農(nóng)民收入的影響有一定的意義。

鑒于以上兩點，本研究在借鑒國內(nèi)外已有研究的基礎上，對現(xiàn)有研究進行拓展，在農(nóng)產(chǎn)品價格波動的背景下分析城鎮(zhèn)居民收入對農(nóng)民收入的影響。結(jié)合最新數(shù)據(jù)，建立向量自回歸模型，運用脈沖響應函數(shù)和方差分解技術動態(tài)地回答以下兩個問題：城鎮(zhèn)居民收入的提高是否會促進農(nóng)民收入的增長？ 農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格、城鎮(zhèn)居民收入與農(nóng)民收入間究竟存在著何種關系？

1 變量的選取及變動趨勢

1.1 變量選取與說明

1.1.1 農(nóng)產(chǎn)品價格 本研究選取了農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)（AP）作為農(nóng)產(chǎn)品價格的代理變量。農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)反映的是農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)者直接出售其產(chǎn)品時的價格，可以客觀反映全國農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格水平和結(jié)構(gòu)變動情況。

探討農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格上漲對農(nóng)民收入的影響，不能脫離農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本上漲的背景。為反映農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本對農(nóng)民收入的影響，選取農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)（AZP）作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本的代理變量。

1.1.2 城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)民收入 各種統(tǒng)計資料中關于農(nóng)產(chǎn)品價格的指標都是指數(shù)形式，而農(nóng)民收入和城鎮(zhèn)居民收入用農(nóng)村居民人均純收入和城鎮(zhèn)居民家庭可支配收入來表示，是一個絕對數(shù)，為了便于對二者關系的研究，均取其相對數(shù)來進行分析。故本研究以城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入指數(shù)（CI）、農(nóng)村居民家庭人均純收入指數(shù)（AI）分別表示城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)民收入水平。為了消除物價因素的影響，上述變量均以1978年為基期（1978=100）轉(zhuǎn)化為定基數(shù)據(jù)。原始數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計摘要》（2012），數(shù)據(jù)段為1978～2011年。為消除異方差的影響，對上面4個變量取自然對數(shù)。

1.2 變量的變化趨勢

從圖1中看出，2000年以前農(nóng)村居民人均純收入指數(shù)緩慢上升，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)在1993～2000年期間波動幅度最大，1996年達到最高點550.3，之后快速下降到2000年的409.2。農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)上漲，而農(nóng)村人均純收入指數(shù)卻沒有隨之快速上漲，其原因是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)在這期間也大幅度上漲，1996年到達最高點399，抵消了農(nóng)產(chǎn)品價格上漲帶來的好處。2000年以后農(nóng)村居民家庭人均純收入上漲的速度加快，農(nóng)產(chǎn)品價格指數(shù)也進入了新的一輪波動時期。同時農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入指數(shù)、農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)和農(nóng)村居民家庭人均純收入指數(shù)之間走勢基本一致，并且4個變量之間的相關系數(shù)比較大（表1），表明四者之間有緊密的聯(lián)系。

2 實證研究

向量自回歸模型（VAR）常用于預測相互聯(lián)系的時間序列系統(tǒng)及分析隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊，從而解釋各種經(jīng)濟變量沖擊對經(jīng)濟變量形成的影響。與傳統(tǒng)或經(jīng)典的計量模型相比，VAR模型更能動態(tài)地反映出多變量間的結(jié)構(gòu)關系以及變化規(guī)律[12]。

2.1 平穩(wěn)性檢驗

經(jīng)濟數(shù)據(jù)很多是不平穩(wěn)的，但建立向量自回歸模型要求數(shù)據(jù)平穩(wěn)，對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗主要有DF檢驗、ADF檢驗和PP檢驗方法，在這里運用ADF檢驗法對變量進行平穩(wěn)性檢驗（表2）。

從表2可知，在10%顯著性水平下，農(nóng)村居民家庭人均純收入指數(shù)、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入指數(shù)、農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)和農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)資料價格指數(shù)的對數(shù)序列均不平穩(wěn)，但它們的一階差分為平穩(wěn)序列，即

lnAI～I（1），lnCI～I（1），lnAZP～I（1），lnAP～I（1）

2.2 向量自回歸模型

由上面結(jié)果得知序列ΔlnAI，ΔlnCI，ΔlnAZP和ΔlnAP均為平穩(wěn)性序列，適合做向量自回歸模型（VAR）。根據(jù)LR、HQ、AIC和SC值來選擇模型的滯后階數(shù)[12]，并在充分考慮方程及其變量顯著性水平的基礎上，經(jīng)反復試驗確定模型的滯后階數(shù)為1～2階。結(jié)果如下：

ΔlnAIΔlnAPΔlnAZPΔlnCI=-0.006-0.045 0.033 0.038+

0.452 -0.013 -0.085 0.128-0.029 0.782 -0.158 0.620 0.245 0.823 -0.136 0.251-0.366 0.099 0.176 0.177ΔlnAIΔlnAPΔlnAZPΔlnCI■+

0.220 0.106 -0.017 0.249 0.093 -0.419 0.249 0.479-0.337 -0.277 0.073 -0.117 0.412 -0.343 0.293 0.207ΔlnAIΔlnAPΔlnAZPΔlnCI■+e1te2te3te4t

R2=0.792，F(xiàn)=646.2

方程總體的顯著水平和擬合程度是能夠解釋問題的，個別的參數(shù)不是很顯著，VAR模型并不是很關注參數(shù)的檢驗，其主要功能也不是解釋回歸系數(shù)的意義，而是主要研究序列之間的動態(tài)變化規(guī)律，只要模型的全部根的倒數(shù)位于單位圓內(nèi)（均小于1），就表明該系統(tǒng)的結(jié)構(gòu)是穩(wěn)定的，便可作脈沖響應分析和方差分解。

從式（1）可知，農(nóng)村居民家庭人均純收入指數(shù)滯后1期和2期的值對農(nóng)村居民家庭人均純收入指數(shù)當期的值影響為正，并且影響的程度隨著時間慢慢減弱，符合經(jīng)濟規(guī)律。農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)資料價格指數(shù)對農(nóng)村居民家庭人均純收入指數(shù)呈負影響。農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)滯后1期、滯后2期對農(nóng)村居民家庭人均純收入的影響系數(shù)分別為-0.013、0.106，表明農(nóng)產(chǎn)品價格上漲促進農(nóng)民增收的效應具有滯后性，短期看來其上漲的利潤被農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格的上漲所抵消。

城鎮(zhèn)居民人均可支配收入指數(shù)對農(nóng)村居民家庭人均純收入指數(shù)的1期和2期影響系數(shù)分別為0.128和0.249，城鎮(zhèn)居民收入對農(nóng)民收入有正向促進作用。其原因有多方面，如城鎮(zhèn)居民的可支配收入增加，城鎮(zhèn)第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，創(chuàng)造了更多的就業(yè)機會，大量農(nóng)民進城務工，使農(nóng)民的工資性收入不斷增加，促進農(nóng)民增收。

2.3 VAR模型穩(wěn)定性檢驗

對VAR模型進行穩(wěn)定性檢驗，發(fā)現(xiàn)VAR模型的全部根的倒數(shù)位于單位圓內(nèi)（圖2），故模型是穩(wěn)定的，可以進行脈沖響應函數(shù)分析。

2.4 脈沖響應分析

圖3是模擬的脈沖響應函數(shù)曲線，實線是響應函數(shù)值，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶；縱軸表示因變量對解釋變量的響應程度，橫軸表示試驗設定的響應期數(shù)，為10期。

從圖3a可見，農(nóng)民收入對自身的沖擊在當期立刻做出反應，第1期顯著上升，但影響的時間不長，到第2期顯著下降，第3、第4期繼續(xù)小幅下降，在第5期呈現(xiàn)出收斂的跡象，并趨近于0。這說明農(nóng)民收入受自身信息沖擊，會立即迅速發(fā)生變化，并且沒有任何時滯，之后慢慢穩(wěn)定。

由圖3b可知，農(nóng)民收入對農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格的沖擊，一開始呈負影響，在第2期達到最小值，然后出現(xiàn)小幅上升，在第5期慢慢趨向穩(wěn)定。其包含的經(jīng)濟意義是農(nóng)民“增產(chǎn)不增收”，每當農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格上漲，農(nóng)資價格總是“及時”跟進，并且中間流通環(huán)節(jié)增加了很多的流通成本，進而抵消部分農(nóng)產(chǎn)品價格上漲給農(nóng)民帶來的實惠。

給農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格一個標準差的沖擊，農(nóng)民收入在第2期才做出負反應，并且達到最小，之后趨向穩(wěn)定。其經(jīng)濟含義在于：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格波動對農(nóng)民收入產(chǎn)生一個時滯，本期價格的變化對當期的經(jīng)營產(chǎn)生的影響很小，對下期經(jīng)營產(chǎn)生的影響很大，所以本期生產(chǎn)價格上漲，農(nóng)民收入在本期不會有變化，從而在圖形上表現(xiàn)出一個時滯（圖3c）。

從圖3d可以看出，農(nóng)民收入對城鎮(zhèn)居民可支配收入的沖擊在第3期達到正向最大值0.01，第6期后趨向穩(wěn)定。這充分說明我國城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)民收入并不是此消彼長的關系，城鎮(zhèn)居民收入的增加會帶動農(nóng)民收入的增長。

2.5 方差分解

脈沖響應函數(shù)描述的是VAR模型中的一個內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量所帶來的影響。方差分解則是把系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量的波動按其成因分解為與各方程信息相關聯(lián)的組成部分，從而了解各信息對模型變量的相對重要性。表3是農(nóng)村居民家庭人均純收入指數(shù)的方差分解表，跨期為10。

從方差分解表可以看出，在第1期只有農(nóng)民收入自身信息對預測均方差有貢獻，總體呈現(xiàn)一個遞減趨勢，但前10期都占絕對優(yōu)勢（74%以上）。農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格的變化對農(nóng)民收入的影響在第2期才凸顯，而且其貢獻相對比較小，此后一直呈上升趨勢，到第10期的貢獻也只有6.83%、1.52%。城鎮(zhèn)居民收入信息對農(nóng)民收入預測均方差的貢獻度開始比較低，但一直處于上升過程，到第10期都有16.83%的貢獻，說明城鎮(zhèn)居民收入對農(nóng)民收入有較強的長期正向效應。

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

通過建立向量自回歸模型，結(jié)合脈沖分析和方差分解等技術，探討了我國農(nóng)產(chǎn)品價格和城鎮(zhèn)居民收入對農(nóng)民收入的動態(tài)影響，實證結(jié)果表明：

1）農(nóng)民收入主要受自身前期的影響，方差分解顯示到第10期都有74.82%的貢獻，表明當農(nóng)民收入增加到一定程度后便可能產(chǎn)生一個自我增進機制，促進收入的不斷增加，形成農(nóng)民增收的“滾雪球效應”。

2）提高農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格對農(nóng)民增收的影響是滯后的，增收效應不是很大。農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)滯后1期的收入彈性為-0.013，滯后2期的收入彈性為0.106，表明提高農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格，不是立刻可以看出農(nóng)民增收的效應，時間上會產(chǎn)生延遲。當期農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)變化1%，兩期后才引起農(nóng)村居民家庭人均純收入指數(shù)變化0.085%。

3）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格對農(nóng)民收入呈負向影響。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)對農(nóng)村居民家庭人均純收入的影響系數(shù)為-0.085%，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格對農(nóng)村居民家庭人均純收入在第10期的影響僅為1.5%，可以認為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格合理上漲和農(nóng)民增收可以協(xié)同，但是應該控制農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格非正常上漲，這與劉耀森[7]的觀點相似。

4）城鎮(zhèn)居民收入的增加可以促進農(nóng)民收入的增長。城鎮(zhèn)居民收入對農(nóng)民收入的貢獻一直上升，最后穩(wěn)定在16.83%。在當前城鄉(xiāng)收入差距較大的語境下，并不能由放緩城鎮(zhèn)居民收入的增長來縮小城鄉(xiāng)差距，縮小城鄉(xiāng)差距的關鍵在于加快農(nóng)民收入的增長，實現(xiàn)城鄉(xiāng)居民收入增長的互動雙贏。

3.2 對策建議

在城鎮(zhèn)化進程中，為穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品價格，促進農(nóng)民增收，需從3個方面著力。

首先，要穩(wěn)定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格，確保農(nóng)民增收。穩(wěn)定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格是減輕農(nóng)民負擔，增加農(nóng)民收入的重要途徑[13]。全面收集農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格信息，建立價格監(jiān)測預警機制。同時要加強對出廠價格和進口價格的監(jiān)管，從源頭上平抑農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料市場的大幅波動，進而切實維護農(nóng)民利益。

其次要調(diào)整農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，加快勞動力轉(zhuǎn)移，提高農(nóng)民收入。我國農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)體系由2.4億小農(nóng)戶組成， 戶均耕地從20世紀80年代初的約0.8 hm2下降到2007年的不足0.6 hm2，并且地塊有細碎化趨勢，農(nóng)業(yè)小規(guī)模生產(chǎn)同農(nóng)民增收之間存在矛盾[14]。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化是一種新的生產(chǎn)經(jīng)營方式，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化進程中直接吸納了大量的農(nóng)村勞動力，為農(nóng)業(yè)發(fā)展提供資金，促進土地資源合理配置。同時調(diào)整農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有利于促進產(chǎn)業(yè)集群的發(fā)展，加速城鎮(zhèn)化進程，降低第二、第三產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)成本，將從根本上解決農(nóng)民增收的難題。

最后，要建立城鎮(zhèn)居民收入對農(nóng)民收入的良性作用機制，促進農(nóng)民增收。提高城鎮(zhèn)居民收入水平，可以帶來相關稅收（如個稅）的增長，增強財政實力。同時當城鎮(zhèn)居民的可支配收入增加，城鎮(zhèn)第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，創(chuàng)造了更多的就業(yè)機會，促使農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移，使農(nóng)民的工資性收入不斷增加，促進農(nóng)民增收。政府方面要采取“工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)”的政策，增加對農(nóng)業(yè)、農(nóng)村和農(nóng)民的支持，促進了農(nóng)民收入的增加?？s小城鄉(xiāng)差距的關鍵在于加快農(nóng)民收入的增長，在促進農(nóng)民收入增長過程中應堅持帕累托改進原則，實現(xiàn)城鄉(xiāng)居民收入增長的雙贏。

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[8] 楊麗莎.農(nóng)產(chǎn)品價格變動對農(nóng)民收入的影響研究[J].改革與戰(zhàn)略，2011（9）：96-98.

[9] 張照新，翟雪玲，宋洪遠，等.通貨膨脹，農(nóng)產(chǎn)品價格上漲與市場調(diào)控[J].中國農(nóng)墾，2011（001）：64-66.

[10] 何蒲明.農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格與農(nóng)民收入相互關系的實證研究[J].湖北農(nóng)業(yè)科學，2012（19）：4407-4410.

[11] 李建軍.城鎮(zhèn)居民收入、財政支出與農(nóng)民收入——基于1978-2006年中國數(shù)據(jù)的協(xié)整分析[J].農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟，2008（4）：34-40.

[12] 易丹輝.數(shù)據(jù)分析與eviews應用[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，2003.

[13] 林毅夫.解決農(nóng)村貧困問題需要有新的戰(zhàn)略思路[J].中國經(jīng)濟快訊，2002（18）：24.

[14] 黃季焜.農(nóng)產(chǎn)品供求視角下農(nóng)業(yè)經(jīng)濟和政策前沿問題研究[J].經(jīng)濟經(jīng)緯，2010（3）：1-7.

從圖3a可見，農(nóng)民收入對自身的沖擊在當期立刻做出反應，第1期顯著上升，但影響的時間不長，到第2期顯著下降，第3、第4期繼續(xù)小幅下降，在第5期呈現(xiàn)出收斂的跡象，并趨近于0。這說明農(nóng)民收入受自身信息沖擊，會立即迅速發(fā)生變化，并且沒有任何時滯，之后慢慢穩(wěn)定。

由圖3b可知，農(nóng)民收入對農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格的沖擊，一開始呈負影響，在第2期達到最小值，然后出現(xiàn)小幅上升，在第5期慢慢趨向穩(wěn)定。其包含的經(jīng)濟意義是農(nóng)民“增產(chǎn)不增收”，每當農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格上漲，農(nóng)資價格總是“及時”跟進，并且中間流通環(huán)節(jié)增加了很多的流通成本，進而抵消部分農(nóng)產(chǎn)品價格上漲給農(nóng)民帶來的實惠。

給農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格一個標準差的沖擊，農(nóng)民收入在第2期才做出負反應，并且達到最小，之后趨向穩(wěn)定。其經(jīng)濟含義在于：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格波動對農(nóng)民收入產(chǎn)生一個時滯，本期價格的變化對當期的經(jīng)營產(chǎn)生的影響很小，對下期經(jīng)營產(chǎn)生的影響很大，所以本期生產(chǎn)價格上漲，農(nóng)民收入在本期不會有變化，從而在圖形上表現(xiàn)出一個時滯（圖3c）。

從圖3d可以看出，農(nóng)民收入對城鎮(zhèn)居民可支配收入的沖擊在第3期達到正向最大值0.01，第6期后趨向穩(wěn)定。這充分說明我國城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)民收入并不是此消彼長的關系，城鎮(zhèn)居民收入的增加會帶動農(nóng)民收入的增長。

2.5 方差分解

脈沖響應函數(shù)描述的是VAR模型中的一個內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量所帶來的影響。方差分解則是把系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量的波動按其成因分解為與各方程信息相關聯(lián)的組成部分，從而了解各信息對模型變量的相對重要性。表3是農(nóng)村居民家庭人均純收入指數(shù)的方差分解表，跨期為10。

從方差分解表可以看出，在第1期只有農(nóng)民收入自身信息對預測均方差有貢獻，總體呈現(xiàn)一個遞減趨勢，但前10期都占絕對優(yōu)勢（74%以上）。農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格的變化對農(nóng)民收入的影響在第2期才凸顯，而且其貢獻相對比較小，此后一直呈上升趨勢，到第10期的貢獻也只有6.83%、1.52%。城鎮(zhèn)居民收入信息對農(nóng)民收入預測均方差的貢獻度開始比較低，但一直處于上升過程，到第10期都有16.83%的貢獻，說明城鎮(zhèn)居民收入對農(nóng)民收入有較強的長期正向效應。

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

通過建立向量自回歸模型，結(jié)合脈沖分析和方差分解等技術，探討了我國農(nóng)產(chǎn)品價格和城鎮(zhèn)居民收入對農(nóng)民收入的動態(tài)影響，實證結(jié)果表明：

1）農(nóng)民收入主要受自身前期的影響，方差分解顯示到第10期都有74.82%的貢獻，表明當農(nóng)民收入增加到一定程度后便可能產(chǎn)生一個自我增進機制，促進收入的不斷增加，形成農(nóng)民增收的“滾雪球效應”。

2）提高農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格對農(nóng)民增收的影響是滯后的，增收效應不是很大。農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)滯后1期的收入彈性為-0.013，滯后2期的收入彈性為0.106，表明提高農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格，不是立刻可以看出農(nóng)民增收的效應，時間上會產(chǎn)生延遲。當期農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)變化1%，兩期后才引起農(nóng)村居民家庭人均純收入指數(shù)變化0.085%。

3）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格對農(nóng)民收入呈負向影響。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)對農(nóng)村居民家庭人均純收入的影響系數(shù)為-0.085%，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格對農(nóng)村居民家庭人均純收入在第10期的影響僅為1.5%，可以認為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格合理上漲和農(nóng)民增收可以協(xié)同，但是應該控制農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格非正常上漲，這與劉耀森[7]的觀點相似。

4）城鎮(zhèn)居民收入的增加可以促進農(nóng)民收入的增長。城鎮(zhèn)居民收入對農(nóng)民收入的貢獻一直上升，最后穩(wěn)定在16.83%。在當前城鄉(xiāng)收入差距較大的語境下，并不能由放緩城鎮(zhèn)居民收入的增長來縮小城鄉(xiāng)差距，縮小城鄉(xiāng)差距的關鍵在于加快農(nóng)民收入的增長，實現(xiàn)城鄉(xiāng)居民收入增長的互動雙贏。

3.2 對策建議

在城鎮(zhèn)化進程中，為穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品價格，促進農(nóng)民增收，需從3個方面著力。

首先，要穩(wěn)定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格，確保農(nóng)民增收。穩(wěn)定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格是減輕農(nóng)民負擔，增加農(nóng)民收入的重要途徑[13]。全面收集農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格信息，建立價格監(jiān)測預警機制。同時要加強對出廠價格和進口價格的監(jiān)管，從源頭上平抑農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料市場的大幅波動，進而切實維護農(nóng)民利益。

其次要調(diào)整農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，加快勞動力轉(zhuǎn)移，提高農(nóng)民收入。我國農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)體系由2.4億小農(nóng)戶組成， 戶均耕地從20世紀80年代初的約0.8 hm2下降到2007年的不足0.6 hm2，并且地塊有細碎化趨勢，農(nóng)業(yè)小規(guī)模生產(chǎn)同農(nóng)民增收之間存在矛盾[14]。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化是一種新的生產(chǎn)經(jīng)營方式，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化進程中直接吸納了大量的農(nóng)村勞動力，為農(nóng)業(yè)發(fā)展提供資金，促進土地資源合理配置。同時調(diào)整農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有利于促進產(chǎn)業(yè)集群的發(fā)展，加速城鎮(zhèn)化進程，降低第二、第三產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)成本，將從根本上解決農(nóng)民增收的難題。

最后，要建立城鎮(zhèn)居民收入對農(nóng)民收入的良性作用機制，促進農(nóng)民增收。提高城鎮(zhèn)居民收入水平，可以帶來相關稅收（如個稅）的增長，增強財政實力。同時當城鎮(zhèn)居民的可支配收入增加，城鎮(zhèn)第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，創(chuàng)造了更多的就業(yè)機會，促使農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移，使農(nóng)民的工資性收入不斷增加，促進農(nóng)民增收。政府方面要采取“工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)”的政策，增加對農(nóng)業(yè)、農(nóng)村和農(nóng)民的支持，促進了農(nóng)民收入的增加?？s小城鄉(xiāng)差距的關鍵在于加快農(nóng)民收入的增長，在促進農(nóng)民收入增長過程中應堅持帕累托改進原則，實現(xiàn)城鄉(xiāng)居民收入增長的雙贏。

參考文獻：

[1] 林毅夫，劉培林.中國的經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略與地區(qū)收入差距[J].經(jīng)濟研究，2003（3）：19-25.

[2] 陽俊雄.農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移的新階段及對農(nóng)民收入增長的影響[J].調(diào)研世界，2001（4）：18-20.

[3] 溫 濤，冉光和，熊德平.中國金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長[J].經(jīng)濟研究，2005（9）：30-43.

[4] 鐘 鈺，藍海濤.中高收入階段農(nóng)民增收的國際經(jīng)驗及中國農(nóng)民增收趨勢[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2012（1）：73-79.

[5] DAN Y， ZIMIN L. Does farmer economic organization and agricultural specialization improve rural income？ Evidence from China[J]. Economic Modelling，2012，29（3）：990-993.

[6] WODON Q， ZAMAN H. Rising food prices in Sub Saharan Africa： Poverty impact and policy response[Z]. WB Policy Research Working Paper，2008.

[7] 劉耀森.農(nóng)產(chǎn)品價格與農(nóng)民收入增長關系的動態(tài)分析[J].當代經(jīng)濟研究，2012（5）：43-48.

[8] 楊麗莎.農(nóng)產(chǎn)品價格變動對農(nóng)民收入的影響研究[J].改革與戰(zhàn)略，2011（9）：96-98.

[9] 張照新，翟雪玲，宋洪遠，等.通貨膨脹，農(nóng)產(chǎn)品價格上漲與市場調(diào)控[J].中國農(nóng)墾，2011（001）：64-66.

[10] 何蒲明.農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格與農(nóng)民收入相互關系的實證研究[J].湖北農(nóng)業(yè)科學，2012（19）：4407-4410.

[11] 李建軍.城鎮(zhèn)居民收入、財政支出與農(nóng)民收入——基于1978-2006年中國數(shù)據(jù)的協(xié)整分析[J].農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟，2008（4）：34-40.

[12] 易丹輝.數(shù)據(jù)分析與eviews應用[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，2003.

[13] 林毅夫.解決農(nóng)村貧困問題需要有新的戰(zhàn)略思路[J].中國經(jīng)濟快訊，2002（18）：24.

[14] 黃季焜.農(nóng)產(chǎn)品供求視角下農(nóng)業(yè)經(jīng)濟和政策前沿問題研究[J].經(jīng)濟經(jīng)緯，2010（3）：1-7.

從圖3a可見，農(nóng)民收入對自身的沖擊在當期立刻做出反應，第1期顯著上升，但影響的時間不長，到第2期顯著下降，第3、第4期繼續(xù)小幅下降，在第5期呈現(xiàn)出收斂的跡象，并趨近于0。這說明農(nóng)民收入受自身信息沖擊，會立即迅速發(fā)生變化，并且沒有任何時滯，之后慢慢穩(wěn)定。

由圖3b可知，農(nóng)民收入對農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格的沖擊，一開始呈負影響，在第2期達到最小值，然后出現(xiàn)小幅上升，在第5期慢慢趨向穩(wěn)定。其包含的經(jīng)濟意義是農(nóng)民“增產(chǎn)不增收”，每當農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格上漲，農(nóng)資價格總是“及時”跟進，并且中間流通環(huán)節(jié)增加了很多的流通成本，進而抵消部分農(nóng)產(chǎn)品價格上漲給農(nóng)民帶來的實惠。

給農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格一個標準差的沖擊，農(nóng)民收入在第2期才做出負反應，并且達到最小，之后趨向穩(wěn)定。其經(jīng)濟含義在于：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格波動對農(nóng)民收入產(chǎn)生一個時滯，本期價格的變化對當期的經(jīng)營產(chǎn)生的影響很小，對下期經(jīng)營產(chǎn)生的影響很大，所以本期生產(chǎn)價格上漲，農(nóng)民收入在本期不會有變化，從而在圖形上表現(xiàn)出一個時滯（圖3c）。

從圖3d可以看出，農(nóng)民收入對城鎮(zhèn)居民可支配收入的沖擊在第3期達到正向最大值0.01，第6期后趨向穩(wěn)定。這充分說明我國城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)民收入并不是此消彼長的關系，城鎮(zhèn)居民收入的增加會帶動農(nóng)民收入的增長。

2.5 方差分解

脈沖響應函數(shù)描述的是VAR模型中的一個內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量所帶來的影響。方差分解則是把系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量的波動按其成因分解為與各方程信息相關聯(lián)的組成部分，從而了解各信息對模型變量的相對重要性。表3是農(nóng)村居民家庭人均純收入指數(shù)的方差分解表，跨期為10。

從方差分解表可以看出，在第1期只有農(nóng)民收入自身信息對預測均方差有貢獻，總體呈現(xiàn)一個遞減趨勢，但前10期都占絕對優(yōu)勢（74%以上）。農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格的變化對農(nóng)民收入的影響在第2期才凸顯，而且其貢獻相對比較小，此后一直呈上升趨勢，到第10期的貢獻也只有6.83%、1.52%。城鎮(zhèn)居民收入信息對農(nóng)民收入預測均方差的貢獻度開始比較低，但一直處于上升過程，到第10期都有16.83%的貢獻，說明城鎮(zhèn)居民收入對農(nóng)民收入有較強的長期正向效應。

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

通過建立向量自回歸模型，結(jié)合脈沖分析和方差分解等技術，探討了我國農(nóng)產(chǎn)品價格和城鎮(zhèn)居民收入對農(nóng)民收入的動態(tài)影響，實證結(jié)果表明：

1）農(nóng)民收入主要受自身前期的影響，方差分解顯示到第10期都有74.82%的貢獻，表明當農(nóng)民收入增加到一定程度后便可能產(chǎn)生一個自我增進機制，促進收入的不斷增加，形成農(nóng)民增收的“滾雪球效應”。

2）提高農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格對農(nóng)民增收的影響是滯后的，增收效應不是很大。農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)滯后1期的收入彈性為-0.013，滯后2期的收入彈性為0.106，表明提高農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格，不是立刻可以看出農(nóng)民增收的效應，時間上會產(chǎn)生延遲。當期農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)變化1%，兩期后才引起農(nóng)村居民家庭人均純收入指數(shù)變化0.085%。

3）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格對農(nóng)民收入呈負向影響。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)對農(nóng)村居民家庭人均純收入的影響系數(shù)為-0.085%，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格對農(nóng)村居民家庭人均純收入在第10期的影響僅為1.5%，可以認為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格合理上漲和農(nóng)民增收可以協(xié)同，但是應該控制農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格非正常上漲，這與劉耀森[7]的觀點相似。

4）城鎮(zhèn)居民收入的增加可以促進農(nóng)民收入的增長。城鎮(zhèn)居民收入對農(nóng)民收入的貢獻一直上升，最后穩(wěn)定在16.83%。在當前城鄉(xiāng)收入差距較大的語境下，并不能由放緩城鎮(zhèn)居民收入的增長來縮小城鄉(xiāng)差距，縮小城鄉(xiāng)差距的關鍵在于加快農(nóng)民收入的增長，實現(xiàn)城鄉(xiāng)居民收入增長的互動雙贏。

3.2 對策建議

在城鎮(zhèn)化進程中，為穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品價格，促進農(nóng)民增收，需從3個方面著力。

首先，要穩(wěn)定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格，確保農(nóng)民增收。穩(wěn)定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格是減輕農(nóng)民負擔，增加農(nóng)民收入的重要途徑[13]。全面收集農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格信息，建立價格監(jiān)測預警機制。同時要加強對出廠價格和進口價格的監(jiān)管，從源頭上平抑農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料市場的大幅波動，進而切實維護農(nóng)民利益。

其次要調(diào)整農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，加快勞動力轉(zhuǎn)移，提高農(nóng)民收入。我國農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)體系由2.4億小農(nóng)戶組成， 戶均耕地從20世紀80年代初的約0.8 hm2下降到2007年的不足0.6 hm2，并且地塊有細碎化趨勢，農(nóng)業(yè)小規(guī)模生產(chǎn)同農(nóng)民增收之間存在矛盾[14]。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化是一種新的生產(chǎn)經(jīng)營方式，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化進程中直接吸納了大量的農(nóng)村勞動力，為農(nóng)業(yè)發(fā)展提供資金，促進土地資源合理配置。同時調(diào)整農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有利于促進產(chǎn)業(yè)集群的發(fā)展，加速城鎮(zhèn)化進程，降低第二、第三產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)成本，將從根本上解決農(nóng)民增收的難題。

最后，要建立城鎮(zhèn)居民收入對農(nóng)民收入的良性作用機制，促進農(nóng)民增收。提高城鎮(zhèn)居民收入水平，可以帶來相關稅收（如個稅）的增長，增強財政實力。同時當城鎮(zhèn)居民的可支配收入增加，城鎮(zhèn)第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，創(chuàng)造了更多的就業(yè)機會，促使農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移，使農(nóng)民的工資性收入不斷增加，促進農(nóng)民增收。政府方面要采取“工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)”的政策，增加對農(nóng)業(yè)、農(nóng)村和農(nóng)民的支持，促進了農(nóng)民收入的增加?？s小城鄉(xiāng)差距的關鍵在于加快農(nóng)民收入的增長，在促進農(nóng)民收入增長過程中應堅持帕累托改進原則，實現(xiàn)城鄉(xiāng)居民收入增長的雙贏。

參考文獻：

[1] 林毅夫，劉培林.中國的經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略與地區(qū)收入差距[J].經(jīng)濟研究，2003（3）：19-25.

[2] 陽俊雄.農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移的新階段及對農(nóng)民收入增長的影響[J].調(diào)研世界，2001（4）：18-20.

[3] 溫 濤，冉光和，熊德平.中國金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長[J].經(jīng)濟研究，2005（9）：30-43.

[4] 鐘 鈺，藍海濤.中高收入階段農(nóng)民增收的國際經(jīng)驗及中國農(nóng)民增收趨勢[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2012（1）：73-79.

[5] DAN Y， ZIMIN L. Does farmer economic organization and agricultural specialization improve rural income？ Evidence from China[J]. Economic Modelling，2012，29（3）：990-993.

[6] WODON Q， ZAMAN H. Rising food prices in Sub Saharan Africa： Poverty impact and policy response[Z]. WB Policy Research Working Paper，2008.

[7] 劉耀森.農(nóng)產(chǎn)品價格與農(nóng)民收入增長關系的動態(tài)分析[J].當代經(jīng)濟研究，2012（5）：43-48.

[8] 楊麗莎.農(nóng)產(chǎn)品價格變動對農(nóng)民收入的影響研究[J].改革與戰(zhàn)略，2011（9）：96-98.

[9] 張照新，翟雪玲，宋洪遠，等.通貨膨脹，農(nóng)產(chǎn)品價格上漲與市場調(diào)控[J].中國農(nóng)墾，2011（001）：64-66.

[10] 何蒲明.農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格與農(nóng)民收入相互關系的實證研究[J].湖北農(nóng)業(yè)科學，2012（19）：4407-4410.

[11] 李建軍.城鎮(zhèn)居民收入、財政支出與農(nóng)民收入——基于1978-2006年中國數(shù)據(jù)的協(xié)整分析[J].農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟，2008（4）：34-40.

[12] 易丹輝.數(shù)據(jù)分析與eviews應用[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，2003.

[13] 林毅夫.解決農(nóng)村貧困問題需要有新的戰(zhàn)略思路[J].中國經(jīng)濟快訊，2002（18）：24.

[14] 黃季焜.農(nóng)產(chǎn)品供求視角下農(nóng)業(yè)經(jīng)濟和政策前沿問題研究[J].經(jīng)濟經(jīng)緯，2010（3）：1-7.