農(nóng)作物機(jī)械作業(yè)面積與農(nóng)民收入增長(zhǎng)
——基于江蘇省的協(xié)整分析

孫茂洋,馬 駿,2*

(1.河海大學(xué) 商學(xué)院, 江蘇 南京 210098；2.南京大學(xué) 理論經(jīng)濟(jì)學(xué)博士后流動(dòng)站, 江蘇 南京210093)

農(nóng)作物機(jī)械作業(yè)面積與農(nóng)民收入增長(zhǎng)

——基于江蘇省的協(xié)整分析

孫茂洋1,馬 駿1,2*

(1.河海大學(xué) 商學(xué)院, 江蘇 南京 210098；2.南京大學(xué) 理論經(jīng)濟(jì)學(xué)博士后流動(dòng)站, 江蘇 南京210093)

摘要：以1990～2013年江蘇省機(jī)耕面積、機(jī)播面積、機(jī)械植保面積和機(jī)械收獲面積為農(nóng)作物機(jī)械作業(yè)面積具體指標(biāo)，以農(nóng)村居民家庭人均純收入作為農(nóng)民收入增長(zhǎng)的指標(biāo)，利用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和Granger(格蘭杰)因果檢驗(yàn)方法研究了江蘇省農(nóng)作物機(jī)械作業(yè)面積與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系及格蘭杰因果關(guān)系。結(jié)果表明江蘇省農(nóng)作物機(jī)械作業(yè)面積與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，農(nóng)作物機(jī)械作業(yè)面積對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的作用不明顯，但是農(nóng)民收入的增長(zhǎng)對(duì)機(jī)械植保面積和機(jī)械收獲面積作用明顯。

關(guān)鍵詞：農(nóng)作物機(jī)械作業(yè)面積；農(nóng)民收入增長(zhǎng)；協(xié)整分析；格蘭杰因果檢驗(yàn)

0引言

農(nóng)民收入增長(zhǎng)問題一直備受關(guān)注，在2015年中央一號(hào)文件《關(guān)于加大改革創(chuàng)新力度加快農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)的若干意見》和江蘇省委2015一號(hào)文件《關(guān)于加大農(nóng)村改革創(chuàng)新力度 推動(dòng)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)建設(shè)邁上新臺(tái)階的意見》中都明確提出了建設(shè)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，增加農(nóng)民收入等問題。近年來學(xué)術(shù)界關(guān)于影響農(nóng)民收入增長(zhǎng)方面的研究越來越多，如溫濤等[1]用50余年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，對(duì)中國(guó)整體金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)和VAR分析，結(jié)果顯示前者對(duì)后者有負(fù)效應(yīng)，并提出通過改進(jìn)當(dāng)前的金融結(jié)構(gòu)來促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)。關(guān)浩杰[2]從農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)(家庭經(jīng)營(yíng)性收入、工資性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入)的角度研究了改革開放以來我國(guó)農(nóng)民收入的變化和影響因素，發(fā)現(xiàn)在2011年之前農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)中家庭經(jīng)營(yíng)性收入占比始終超過45%，但是其比重和貢獻(xiàn)率卻一直在降低，而工資性收入的比重和貢獻(xiàn)率在逐漸提高。陳銀娥等[3]利用相關(guān)數(shù)據(jù)研究了農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資與農(nóng)民收入之間的關(guān)系，結(jié)果顯示農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)農(nóng)民收入的作用非常有限。趙麗等[4]采用聚類分析的方法研究了環(huán)京津貧困區(qū)耕地面積變化與農(nóng)民收入變化之間的關(guān)系，結(jié)果顯示這兩個(gè)變量之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。農(nóng)業(yè)機(jī)械化是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的重要舉措，吳彥紅等[5]從農(nóng)業(yè)機(jī)械投資收益和作業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)方面分析了農(nóng)業(yè)機(jī)械化的經(jīng)濟(jì)性作用，指出可以通過發(fā)展農(nóng)業(yè)機(jī)械化的方式來促進(jìn)農(nóng)民增產(chǎn)增收。白人樸[6]通過分析全國(guó)農(nóng)民人均純收入、農(nóng)業(yè)從業(yè)人員和農(nóng)機(jī)總動(dòng)力變化情況，以及各省情況，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)機(jī)械對(duì)于農(nóng)民增收具有重要作用。

江蘇省既是經(jīng)濟(jì)大省，又是農(nóng)業(yè)大省，江蘇省2013年農(nóng)村居民人均純收入為13597.8元[7]，在全國(guó)排名第五。該省農(nóng)機(jī)裝備總量大幅增長(zhǎng)，機(jī)械化水平持續(xù)提高，全省農(nóng)業(yè)綜合機(jī)械化水平達(dá)到78%[8]。本文在參考前人研究的基礎(chǔ)上，采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和Granger(格蘭杰)因果檢驗(yàn)方法，探討了農(nóng)作物機(jī)械作業(yè)面積與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間是否存在關(guān)系。本文將重點(diǎn)研究?jī)煞矫鎯?nèi)容：通過協(xié)整檢驗(yàn)，研究農(nóng)作物機(jī)械作業(yè)面積與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系；通過Granger因果檢驗(yàn)，考察農(nóng)作物機(jī)械作業(yè)面積與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間是否存在因果關(guān)系。最終結(jié)合以上研究分析得出的結(jié)論提出增加江蘇省農(nóng)民收入的合理建議。

1變量選取與研究思路

1.1指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)說明

本文選取1990～2013年江蘇省農(nóng)作物機(jī)械作業(yè)面積與農(nóng)民收入增長(zhǎng)的相關(guān)指標(biāo)進(jìn)行研究分析。農(nóng)作物機(jī)械作業(yè)面積具體分為4個(gè)指標(biāo)：機(jī)耕面積、機(jī)播面積、機(jī)械植保面積和機(jī)械收獲面積[8]。農(nóng)民收入增長(zhǎng)的指標(biāo)用農(nóng)村居民家庭人均純收入來衡量。機(jī)耕面積、機(jī)播面積、機(jī)械植保面積、機(jī)械收獲面積和農(nóng)村居民家庭人均純收入的詳細(xì)數(shù)據(jù)如表1所示。

表1　江蘇省農(nóng)作物機(jī)械作業(yè)面積與農(nóng)村居民家庭人均純收入數(shù)據(jù)(1990～2013)

注：資料來源于《江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒》1990～2013年各期。

獲取原始數(shù)據(jù)后，在使用Eviews 6.0進(jìn)行數(shù)據(jù)分析時(shí)，需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行轉(zhuǎn)換，以消除異方差，具體的變量設(shè)定見表2。

表2　變量定義表

1.2研究思路

本文先進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，研究農(nóng)作物機(jī)械作業(yè)面積與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系；然后，再使用Granger因果檢驗(yàn)，考察各變量之間是否存在因果關(guān)系。

對(duì)于非平穩(wěn)時(shí)間序列的協(xié)整檢驗(yàn)，主要有兩種方法，即EG(Engle-Granger)兩步法和Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。由于EG兩步法最多只能判斷一組數(shù)據(jù)中多個(gè)變量之間的一個(gè)協(xié)整關(guān)系，難以滿足本文的要求，所以本文采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。

在進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)之前必須進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以判斷所分析的變量是否是非平穩(wěn)序列。只有在所分析的變量都是非平穩(wěn)序列的前提下，才可以進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。關(guān)于單位根檢驗(yàn)的判別方法，本文采用ADF(Augment dickey-fuller)法。并在此基礎(chǔ)上，采用AIC最小值法，選擇VAR(矢量自回歸)模型最優(yōu)滯后期m。根據(jù)滯后期m-1，設(shè)定Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的滯后期。最后，以滯后期m進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)分析。本文章整體研究思路如圖1所示。

2實(shí)證分析

2.1平穩(wěn)性檢驗(yàn)

關(guān)于時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)常見的方法有自相關(guān)函數(shù)檢驗(yàn)和ADF檢驗(yàn)，本文采用后者。在進(jìn)行ADF檢驗(yàn)之前，需要先通過繪制序列數(shù)據(jù)的曲線圖來確定序列中是否含有截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)。具體的檢驗(yàn)結(jié)果見表3，在1%、5%和10%的顯著性水平下，ADF值均大于lx1、lx2、lx3、lx4和ly這4個(gè)時(shí)間序列的臨界值，所以不能拒絕原假設(shè)。當(dāng)取一階差分后，ADF值都小于10%的臨界值，且概率P值都小于0.1，可以拒絕原假設(shè)，認(rèn)為差分序列不存在單位根，差分序列不平穩(wěn)，可以進(jìn)行下一步的協(xié)整檢驗(yàn)。

圖1　研究思路圖

變量檢驗(yàn)類型(i,t,m)ADF值臨界值1%5%10%P值是否平穩(wěn)lx1(i,0,0)0.03702-3.752946-2.99806-2.638750.9529不平穩(wěn)dlx1(i,0,0)-4.29891-3.769597-3.00486-2.642240.0031平穩(wěn)lx2(i,0,0)-0.16987-3.752946-2.99806-2.638750.9296不平穩(wěn)dlx2(i,0,0)-3.31870-3.769597-3.00486-2.642240.0263平穩(wěn)lx3(i,0,0)-2.01501-3.752946-2.99806-2.638750.2787不平穩(wěn)dlx3(i,0,0)-3.89055-3.769597-3.00486-2.642240.0077平穩(wěn)lx4(i,0,0)-0.83680-4.416345-3.62203-3.248590.9468不平穩(wěn)dlx4(i,0,8)-2.88216-4.004425-3.09890-2.690440.0725平穩(wěn)ly(i,t,0)-1.54621-4.416345-3.62203-3.248590.7826不平穩(wěn)dly(i,t,6)-3.29541-4.571559-3.69081-3.286910.0986平穩(wěn)

注：在檢驗(yàn)類型(i,t,m)中，i代表截距，t代表趨勢(shì),m代表滯后項(xiàng)，0代表無趨勢(shì)無滯后項(xiàng)。

2.2協(xié)整檢驗(yàn)

在進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)需要先確定滯后階數(shù)，所以需要先通過一定方法來確定最優(yōu)階數(shù)。在VAR模型中，關(guān)于滯后期數(shù)目的確定本文采用AIC最小準(zhǔn)則法選擇，通過Eviews操作得到在各種滯后期下AIC的值(表4)，通過對(duì)比發(fā)現(xiàn)當(dāng)滯后期選擇3時(shí)AIC值(-20.10046)最小，因此可以確定本文設(shè)定的VAR模型的滯后期為3。

表4　VAR最優(yōu)滯后期的確定

在進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)，滯后階數(shù)要比無約束VAR模型的滯后階數(shù)小1，因此協(xié)整檢驗(yàn)的滯后階數(shù)為2，其結(jié)果通過計(jì)算跡統(tǒng)計(jì)量(Trace)值來進(jìn)行判定。另外，在進(jìn)行5種趨勢(shì)項(xiàng)假設(shè)中，選擇有截距項(xiàng)、無時(shí)間趨勢(shì)的假設(shè)。具體的檢驗(yàn)結(jié)果如表5，跡統(tǒng)計(jì)量的第一原假設(shè)“無協(xié)整”表示沒有協(xié)整關(guān)系，如果其對(duì)應(yīng)的P值大于5%，則接受原假設(shè)，否則拒絕原假設(shè)，依次循環(huán)。第五原假設(shè)“至多4個(gè)協(xié)整”表示至多4個(gè)協(xié)整關(guān)系，此時(shí)跡統(tǒng)計(jì)量(2.827469)小于臨界值(3.841466)，且P值(0.0927)大于5%，接受原假設(shè)，認(rèn)為各變量間存在4個(gè)協(xié)整關(guān)系。這充分證明農(nóng)作物機(jī)械作業(yè)面積與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，且該關(guān)系可由以下協(xié)整方程表示：

lny=0.963506×lnx1+0.18769×lnx2+0.044107×lnx3+0.84624×lnx4

(1)

可以根據(jù)協(xié)整方程判斷，江蘇省農(nóng)村居民家庭人均純收入與機(jī)耕面積、機(jī)播面積、機(jī)械植保面積和機(jī)械收獲面積均呈現(xiàn)出正相關(guān)的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。由于文中在進(jìn)行Eviews檢驗(yàn)時(shí)已經(jīng)對(duì)所有變量進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理，因此在公式(1)中各個(gè)自變量前的參數(shù)即相應(yīng)的收入彈性。當(dāng)機(jī)耕面積、機(jī)播面積、機(jī)械植保面積和機(jī)械收獲面積分別增加1%時(shí)，農(nóng)村居民家庭人均純收入相應(yīng)提高0.963506、0.187690、0.044107、0.84624個(gè)百分點(diǎn)。

表5　Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

2.3Granger因果檢驗(yàn)

通過上文的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)分析可知，江蘇省農(nóng)作物機(jī)械作業(yè)面積與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但是無法確定所研究變量之間是否構(gòu)成Granger因果關(guān)系，因此下面將進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)。前文中已經(jīng)通過AIC(赤池信息量)最小值法確定了VAR模型的最佳滯后期3，所以在進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)時(shí)也采用此值，具體的檢驗(yàn)結(jié)果如表6。

表6　格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

注：y≠>x4表示y不是x4的格蘭杰原因；y=>x4表示y是x4的格蘭杰原因；P值表示接受原假設(shè)的概率；決策的標(biāo)準(zhǔn)是在10%的顯著性水平下，P值大于0.1時(shí)接受原假設(shè)，否則拒絕原假設(shè)；AC表示接受，RE表示拒絕。

通過上文中的格蘭杰因果檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在10%的置信水平下，機(jī)耕面積、機(jī)播面積與農(nóng)村居民家庭人均純收入都不是各自的格蘭杰原因；機(jī)械植保面積不是農(nóng)村居民家庭人均純收入的格蘭杰原因，但農(nóng)村居民家庭人均純收入是機(jī)械植保面積的格蘭杰原因；機(jī)械收獲面積不是農(nóng)村居民家庭人均純收入的格蘭杰原因。這說明機(jī)耕面積、機(jī)播面積、機(jī)械植保面積和機(jī)械收獲面積對(duì)促進(jìn)農(nóng)村居民家庭人均純收入的增加作用不明顯，但是農(nóng)村居民家庭人均純收入增長(zhǎng)卻能促進(jìn)機(jī)械植保面積和機(jī)械收獲面積的增加。

雖然江蘇省第一產(chǎn)業(yè)在地區(qū)生產(chǎn)總值中的貢獻(xiàn)率僅為1.8%，但是在積極推進(jìn)“兩個(gè)率先”進(jìn)程中，江蘇省積極加快建設(shè)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，提高農(nóng)業(yè)機(jī)械裝備和技術(shù)水平，努力提高農(nóng)民收入水平。雖然農(nóng)業(yè)機(jī)械作業(yè)面積不是農(nóng)民收入增加的格蘭杰原因，但是機(jī)械化作業(yè)方式大大地釋放了勞動(dòng)力，使更多的勞動(dòng)力可以外出務(wù)工，或是經(jīng)營(yíng)其他業(yè)務(wù)，無疑也會(huì)增加農(nóng)民的收入。通過前文的分析，可以發(fā)現(xiàn)農(nóng)民收入增加之后，會(huì)相應(yīng)地增加機(jī)耕收獲面積和機(jī)械植保面積。為此需要合理裝備農(nóng)業(yè)機(jī)械，提高利用效率；加強(qiáng)農(nóng)業(yè)機(jī)械使用技術(shù)人員培訓(xùn)工作，保證人才隊(duì)伍建設(shè)；健全融資平臺(tái)，完善農(nóng)村金融服務(wù)體系，擴(kuò)大農(nóng)民借貸渠道，增加補(bǔ)貼。

3結(jié)論

本文通過協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果分析方法，對(duì)1990～2013年江蘇農(nóng)作物機(jī)械作業(yè)面積與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行研究，結(jié)果表明：江蘇農(nóng)作物機(jī)械作業(yè)面積與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，當(dāng)機(jī)耕面積、機(jī)播面積、機(jī)械植保面積和機(jī)械收獲面積分別增加1%時(shí)，農(nóng)村居民家庭人均純收入相應(yīng)提高0.963506、0.187690、0.044107、0.84624個(gè)百分點(diǎn)；機(jī)耕面積、機(jī)播面積、機(jī)械植保面積和機(jī)械收獲面積對(duì)促進(jìn)農(nóng)村居民家庭人均純收入的增加作用不明顯，但是農(nóng)村居民家庭人均純收入增長(zhǎng)卻能促進(jìn)機(jī)械植保面積和機(jī)械收獲面積的增加。

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(責(zé)任編輯：許晶晶)

Agricultural Machinery Operation Area and Farmer’s Income Growth:Based on Co-integration Test for Jiangsu Province

SUN Mao-yang1, MA Jun1,2*

(1. College of Business, Hohai University, Nanjing 210098, China;2. Post-doctoral Research Station of Theoretical Economics, Nanjing University, Nanjing 210093, China)

Abstract：Machine-cultivated area, machine-sowed area, machinery plant protection area and mechanical harvest area were used as agricultural machinery operation area indicators from 1990 to 2013 in Jiangsu province, as well as farmer income growth indicator was the per capita net income of rural households. Co-integration test and Granger causality relation test were used to analyze the long-term equilibrium relationship and causal relationship between agricultural machinery operation area and farmer income growth in Jiangsu province. The results indicated the presence of long-term stable equilibrium relationship between agricultural machinery operation area and farmer income growth in Jiangsu province, the role of agricultural machinery operation area in promoting farmer income growth was not significant, but farmer income growth played a significant role in promoting machinery plant protection area and mechanical harvest area.

Key words：Agricultural machinery operation area; Farmer's income growth; Co-integration test; Granger causality relation test

收稿日期：2015-09-07

作者簡(jiǎn)介：孫茂洋(1989—)，男，江蘇徐州人，碩士研究生，研究方向?yàn)閰^(qū)域經(jīng)濟(jì)學(xué)。*通訊作者: 馬駿。

中圖分類號(hào)：F061.5

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號(hào)：1001-8581(2016)04-0120-04