農(nóng)產(chǎn)品價格對農(nóng)民收入的動態(tài)影響
——基于狀態(tài)空間模型

付蓮蓮

（江西農(nóng)業(yè)大學(xué)理學(xué)院/江西現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展協(xié)同創(chuàng)新中心，江西 南昌 330045）

農(nóng)產(chǎn)品價格對農(nóng)民收入的動態(tài)影響
——基于狀態(tài)空間模型

付蓮蓮

（江西農(nóng)業(yè)大學(xué)理學(xué)院/江西現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展協(xié)同創(chuàng)新中心，江西 南昌 330045）

從結(jié)構(gòu)突變的角度研究農(nóng)產(chǎn)品價格對農(nóng)民收入的動態(tài)影響。采用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)的多變量分析框架，將農(nóng)產(chǎn)品價格、農(nóng)民人力資本、財政支農(nóng)支出、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資和農(nóng)民收入納入研究體系，構(gòu)建農(nóng)產(chǎn)品價格與農(nóng)民收入的狀態(tài)空間模型，運用卡爾曼濾波方法對狀態(tài)空間模型的參數(shù)進行估計。結(jié)果表明：農(nóng)產(chǎn)品價格波動對農(nóng)民收入的影響是隨時間變化的，1985—2013年間農(nóng)產(chǎn)品價格關(guān)于農(nóng)民收入的彈性系數(shù)在-0.069～0.265之間變動、平均值為0.121，總體上經(jīng)歷了4個階段的波動，說明價格對收入的影響與國家農(nóng)業(yè)政策有密切關(guān)系。

農(nóng)產(chǎn)品價格；農(nóng)民收入；狀態(tài)空間模型；卡爾曼濾波

當前，我國經(jīng)濟步入新常態(tài)，2015年中央一號文件提出，中國要富，農(nóng)民必須富，要主動適應(yīng)經(jīng)濟發(fā)展新常態(tài)，在促進農(nóng)民增收上獲得新成效?！笆濉币詠恚r(nóng)民收入年均增長超過10%，農(nóng)民增收實現(xiàn)“十一連快”，收入增幅連續(xù)第5年超過國內(nèi)生產(chǎn)總值和城鎮(zhèn)居民收入增幅。國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)民人均純收入從1978年的133.6元增加到2015年的11 422元，與2014年相比，扣除價格因素之后增長了7.5%，同時，全國城鄉(xiāng)居民人均收入比也從1990年的2.2∶1擴大到2007年的3.33∶1，其絕對差距高達9 646元，為改革開放以來最大差距，之后幾年比值持續(xù)降低，到2015年為2.73∶1。城鄉(xiāng)收入差距不斷增大的原因是農(nóng)民收入增長相對緩慢［1］，除城鎮(zhèn)化、農(nóng)民人力資本、財政支農(nóng)支出、農(nóng)村金融、農(nóng)民專業(yè)合作社等影響農(nóng)民收入外，農(nóng)產(chǎn)品價格對農(nóng)民收入有重要影響［2-5］。

改革開放以來，我國農(nóng)產(chǎn)品價格經(jīng)歷了幾輪“過山車”式的波動。農(nóng)產(chǎn)品價格漲跌屬于正?，F(xiàn)象，但如果波動幅度過大、周期頻繁，對穩(wěn)定農(nóng)民增收和促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展會帶來負面影響［6］，對貧困人口的生活影響更大［7］。經(jīng)濟學(xué)中的“谷賤傷農(nóng)”很好地詮釋了農(nóng)產(chǎn)品價格下跌對農(nóng)民收入的不利影響；如果農(nóng)產(chǎn)品價格上漲超過了正常幅度，會帶動整個物價上漲，有可能引發(fā)通貨膨脹，給農(nóng)民的生活成本帶來大幅上漲，可能會出現(xiàn)“谷富亦傷農(nóng)”的現(xiàn)象。因此，農(nóng)產(chǎn)品價格對農(nóng)民收入的作用機理成了理論界的重要研究課題。本研究要解決的是提高農(nóng)產(chǎn)品價格是否能夠促進農(nóng)民收入增長？農(nóng)產(chǎn)品價格對農(nóng)民收入的影響是固定的還是時變的？對這些問題的解答對穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品價格、調(diào)動農(nóng)民投入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性、實現(xiàn)農(nóng)民收入可持續(xù)增長、保障國家糧食安全、穩(wěn)定農(nóng)村經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

學(xué)者對農(nóng)產(chǎn)品價格和農(nóng)民收入的關(guān)系進行了較多研究。從研究內(nèi)容來看，代表性的觀點主要有以下3種：（1）農(nóng)產(chǎn)品價格上漲對農(nóng)民增收的作用有限。農(nóng)產(chǎn)品價格的提高將導(dǎo)致整個市場產(chǎn)品價格的普遍上漲，而在市場經(jīng)濟條件下，農(nóng)業(yè)又處于極其不利的地位，通過“溢散效應(yīng)”、“反饋效應(yīng)”、“區(qū)別效應(yīng)”的共同作用，使農(nóng)民預(yù)期受益喪失，以提高農(nóng)產(chǎn)品價格來增加農(nóng)民收入己不再是農(nóng)民增收的主要途徑。Li等［8］認為農(nóng)產(chǎn)品價格波動過大時不利于農(nóng)民收入的提高。郭其友等［9］研究了糧食價格、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本與農(nóng)民收入的關(guān)系，結(jié)果表明糧食價格和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本同時上漲，部分或完全抵消了糧食價格上漲對農(nóng)民收入的增加效應(yīng)。劉耀森［10］也認為我國農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格上漲對農(nóng)民收入水平?jīng)]有顯著提高作用。鄧大才［11］研究表明，糧食價格上漲可以帶來農(nóng)民收入的增加，但其上漲給農(nóng)民帶來的好處不到2成，糧食價格上漲和種糧成本上漲的時間比為1∶2.5，短期的糧價上漲會帶來更長期的生產(chǎn)成本上漲。陳勁松等［12］認為，農(nóng)民從價格上漲中得到的好處相當有限，反而受價格上漲的不利影響很大。（2）農(nóng)產(chǎn)品價格上漲能有效促進農(nóng)民收入增長。Anderson等［13］采用GTAP模型從價格傳導(dǎo)的途徑研究得出中國加入WTO后，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格的提高，有效地促進了農(nóng)民收入的增加。農(nóng)產(chǎn)品價格仍是影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展和農(nóng)民增收的最重要因素，對近年來糧食持續(xù)增產(chǎn)、農(nóng)民持續(xù)增收發(fā)揮了重要作用［14］。程國強等［15］模擬計算出2007年新一輪農(nóng)產(chǎn)品漲價，使農(nóng)民收入在2007年上半年比2006年同期增長17%，2006上半年農(nóng)村居民人均現(xiàn)金收入1 800元、比2005年同期增長12%?；?001年重慶黔江地區(qū)5個縣875貧困戶的調(diào)查，李文等［16］證明了農(nóng)產(chǎn)品價格的提高或下降會使農(nóng)民人均純收入有一定程度的增加或減少。（3）農(nóng)產(chǎn)品價格上漲對不同收入層次的家庭影響不同。Khai等［17］借助2005—2006年越南家庭生活水平調(diào)查數(shù)據(jù)，驗證了農(nóng)產(chǎn)品價格等農(nóng)業(yè)政策能有效提高低收入農(nóng)民的生活水平。Ivanic等［18］研究得出2010年以來全球食物價格的上漲會給低收入國家?guī)?.1%的平均貧窮率，給中等收入國家?guī)?.7%的貧窮率，中高等收入農(nóng)民將從食品價格上漲中收益。當主要農(nóng)產(chǎn)品市場發(fā)生價格變化時，中低收入農(nóng)民的收入對產(chǎn)品市場價格波動是強彈性的，而高收入農(nóng)民的收入是缺乏彈性的［19］。

從已有研究來看，學(xué)者們在探討二者關(guān)系時，大部分采用的是單一指標，沒有考慮到其他經(jīng)濟指標的影響，影響農(nóng)民收入的因素除了農(nóng)產(chǎn)品價格外，還有城鎮(zhèn)化、財政支農(nóng)支出、農(nóng)民的人力資本等因素，如果只考慮農(nóng)產(chǎn)品價格的影響，相當于把其他影響因素都歸為不可觀測的，得出的結(jié)果誤差會很大。從估計方法來看，大多研究采用最小二乘估計、VAR等方法，這些方法所估計出來的參數(shù)是固定的，然而自改革開放以來，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、政策體制和各種外界沖擊已發(fā)生較大變化，農(nóng)產(chǎn)品價格對農(nóng)民收入的影響程度是隨著時間而改變的，采用固定參數(shù)模型難以反映出這種動態(tài)變化，而狀態(tài)空間模型能很好地詮釋這種動態(tài)性［20］。鑒于此，本文以柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為框架，構(gòu)建一個包括農(nóng)產(chǎn)品價格、農(nóng)民人力資本、財政支農(nóng)支出、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資和農(nóng)民收入的模型，采用卡爾曼濾波方法對狀態(tài)空間模型進行估計，重點關(guān)注農(nóng)產(chǎn)品價格對農(nóng)民收入的動態(tài)影響。

1 材料與方法

1.1 柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型

為研究農(nóng)產(chǎn)品價格對農(nóng)民收入的影響，引入傳統(tǒng)生產(chǎn)函數(shù)的分析框架，將農(nóng)產(chǎn)品價格作為一項“投入”引入到函數(shù)中。這種方法主要參考Greenwood［21］，他用類似方法分析金融發(fā)展與農(nóng)民增收的關(guān)系，模型如下：

式中，Y表示農(nóng)村經(jīng)濟總產(chǎn)出，K表示農(nóng)村資本投入，L表示農(nóng)村勞動力投入，ap表示農(nóng)產(chǎn)品價格。

為研究農(nóng)產(chǎn)品價格對農(nóng)民收入增長的影響，參考Parente［22］的方法對勞動投入加一個容量限制，從而有：

令m = ( L )θ，假設(shè)勞動力處于最大生產(chǎn)能力，農(nóng)村經(jīng)濟就處于恒定的規(guī)模收益狀態(tài)，農(nóng)村經(jīng)濟總產(chǎn)出就取決于總的資本投入和農(nóng)產(chǎn)品價格。式（1）變?yōu)椋?/p>

對式（2）取全微分，得到全微分方程：

用農(nóng)民人均純收入代替人均產(chǎn)出，將農(nóng)村資本投入分解為農(nóng)村固定資產(chǎn)投資（K）和農(nóng)民人力資本。農(nóng)民人力資本用農(nóng)民受教育水平（edu）變量刻畫，根據(jù)農(nóng)民人均純收入和農(nóng)民受教育水平的散點圖，把受教育水平變量的平方項引入到模型中。此外，綜合考慮財政支農(nóng)支出和城鎮(zhèn)化對農(nóng)民收入的影響，得出本研究基本模型如下：

式中，P_IC、ap、P_K、P_czzn、edu、urb分別表示農(nóng)民人均純收入、農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資、國家財政支農(nóng)支出、農(nóng)民受教育水平和城鎮(zhèn)化率。

1.2 狀態(tài)空間模型

對建立的理論模型運用迭代算法-卡爾曼濾波（Kalman filter）估計，狀態(tài)空間模型一般由量測方程和狀態(tài)方程構(gòu)成［20］，設(shè)yt是k維可觀測向量，則量測方程為：

狀態(tài)方程（state equation）為：

式中，αt為可變參數(shù)向量、用可觀測變量yt和xt來估計，Zt是固定參數(shù)的解釋變量向量，γ是固定參數(shù)向量，μt和εt分別為量測方程和狀態(tài)方程的擾動項。

1.3 指標選取及數(shù)據(jù)說明

農(nóng)民人均純收入為被解釋變量，解釋變量除農(nóng)產(chǎn)品價格外，還選擇財政支農(nóng)、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資、農(nóng)民人力資本和城鎮(zhèn)化作為控制變量?；跀?shù)據(jù)可得性，選取樣本段為1985—2013年。（1）農(nóng)民收入：用農(nóng)民人均純收入（IC）表示，為消除物價影響，用農(nóng)村居民消費價格指數(shù)（1985=100）對農(nóng)民人均純收入進行調(diào)整，調(diào)整后的農(nóng)民人均純收入記為P_IC。（2）農(nóng)產(chǎn)品價格：用農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)（ap）表示，數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》，年鑒上查到的數(shù)據(jù)為同比數(shù)據(jù)，通過數(shù)學(xué)換算為以1985年為基期的定基數(shù)據(jù)。（3）財政支農(nóng)：財政支農(nóng)支出包括支援農(nóng)村生產(chǎn)支出和農(nóng)林水利氣象等部門的事業(yè)費、農(nóng)業(yè)科技3項費用、農(nóng)村救濟費和其他（大口徑）。1997年之前的數(shù)據(jù)來自《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》，之后的數(shù)據(jù)來自《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒2014》。對財政支農(nóng)支出進行價格調(diào)整，調(diào)整后的變量記為P_czzn。（4）農(nóng)村固定資產(chǎn)投資：1985—2010年數(shù)據(jù)來自《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》，2011年后沒有單獨統(tǒng)計農(nóng)村固定資產(chǎn)投資總額，用全社會固定資產(chǎn)投資總額減去城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資總額代替。價格調(diào)整后的農(nóng)村固定資產(chǎn)投資總額記為P_K。（5）農(nóng)民人力資本：用農(nóng)民人均接受教育的年限（edu）來衡量農(nóng)民人均人力資本數(shù)量。數(shù)據(jù)來自《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》，將條目中的“農(nóng)民家庭勞動力的文化程度”換算為受教育年限。假設(shè)不識字的勞動者受教育年限為0、小學(xué)受教育年限為5年、初中受教育年限為8年、高中受教育年限為11年、高中以上受教育年限平均為13年，運用加權(quán)平均數(shù)法計算出每個人的平均受教育年限。（6）城鎮(zhèn)化：關(guān)于城鎮(zhèn)化（urb）的測量，目前最常用的是人口統(tǒng)計學(xué)指標，用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎貋砗饬?，?shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計摘要》。

2 實證結(jié)果與分析

在建立變參數(shù)模型前，首先要求變量具有相同的單整階數(shù)，其次變量之間要具有協(xié)整關(guān)系，所建立的模型才有意義，可以避免“偽回歸”。為此，對上述變量進行平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗。

2.1 平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗

目前計量經(jīng)濟學(xué)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，本研究運用ADF檢驗法對變量進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果見表1。從表1可以看出，在5%顯著性水平下，lnP_IC、lnap、lnP_K、lnP_czzn、edu、edu2均為一階單整，lnurb則為二階單整。因此，剔除城鎮(zhèn)化變量，其他變量進行協(xié)整檢驗。

表1 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

協(xié)整檢驗分為以下兩種：一種是基于回歸殘差的協(xié)整檢驗，即Engle and Granger兩步法（EG）；另一種是基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗，即Johansen and Juselius（JJ）極大似然法。本文選擇JJ協(xié)整檢驗法，表2是協(xié)整檢驗的結(jié)果。最大特征根值檢驗和跡檢驗的結(jié)果相同，5%顯著水平下系統(tǒng)中存在兩個協(xié)整向量，即上述變量在樣本期內(nèi)存在長期均衡關(guān)系，可以建立變參數(shù)模型的狀態(tài)空間模型。

表2 JJ協(xié)整檢驗

首先利用固定參數(shù)OLS方法對模型（5）（去掉“城鎮(zhèn)化”變量）進行估計，結(jié)果如下：

可見，整體擬合效果很好，但是農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對農(nóng)民收入的影響一直為負值，不符合經(jīng)濟理論。為判斷模型參數(shù)是否穩(wěn)定，對式（8）的參數(shù)進行殘差累積檢驗（CUSUM Test）。CUSUM檢驗和CUSUM平方檢驗由Brown等［23］提出，用于時間序列的未知結(jié)構(gòu)變點的檢測，主要是基于遞歸殘差或向前一步推斷殘差進行計算，CUSUM檢驗統(tǒng)計量和CUSUM平方檢驗統(tǒng)計量的計算公式如下：

CUSUM平方檢驗的統(tǒng)計量為：

我們利用CUSUM檢驗?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)定性，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民收入與各變量之間的關(guān)系在2000、2010年后結(jié)構(gòu)發(fā)生突變，有必要建立狀態(tài)空間模型進行分析。

2.2 狀態(tài)空間估計與殘差檢驗

建立可變參數(shù)模型，分析1985年以來農(nóng)產(chǎn)品價格對農(nóng)民收入的動態(tài)影響，模型如下：

量測方程:

狀態(tài)方程：

運用Kalman濾波算法，經(jīng)迭代12次后收斂，結(jié)果如下：式中，式（12）括號內(nèi)的值為Z統(tǒng)計量，檢驗值都非常顯著，可變參數(shù)SV1、SV2和SV3的值分別反映了農(nóng)產(chǎn)品價格指標、財政支農(nóng)支出指標和農(nóng)村固定投資指標對農(nóng)民收入的動態(tài)影響。表3給出了解釋變量的時變系數(shù)變動統(tǒng)計描述，表3顯示，各時變系數(shù)在1%顯著水平下均通過了檢驗。為進一步驗證狀態(tài)空間模型的有效性，對一步向前估計的殘差E進行ADF檢驗，由表4可知，殘差在1%顯著水平上是穩(wěn)定的，說明本文所構(gòu)建的農(nóng)產(chǎn)品價格對農(nóng)民收入影響的狀態(tài)空間模型可靠，卡爾曼濾波估計結(jié)果有效。

表3 可變參數(shù)模型參數(shù)估計結(jié)果

表4 殘差E的單位根檢驗

2.3 狀態(tài)空間估計結(jié)果分析

狀態(tài)空間SV1、SV2、SV3（即價格、財政支農(nóng)支出、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資的收入彈性）在1985—2013年間的變化趨勢和時變系數(shù)的描述性統(tǒng)計見圖1。從圖1可以看出，近29年來，各變量對農(nóng)民收入的影響不是固定不變的，而是時變的。

表5 時變彈性系數(shù)的描述統(tǒng)計

圖1 各因素的動態(tài)彈性系數(shù)

圖2 農(nóng)產(chǎn)品價格的動態(tài)彈性系數(shù)

從圖2可以看出，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格對農(nóng)民增收的彈性系數(shù)SV1在-0.069～0.265之間變動，均值為0.121。農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格每增加1%，會導(dǎo)致農(nóng)民人均純收入平均增加0.121%，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格對農(nóng)民增收具有積極作用，但這種作用呈現(xiàn)出明顯的階段性特點（由于狀態(tài)空間模型估計方法初始值的特殊性，從1986年開始分析）。1986—1988年，時變彈性系數(shù)減小，由0.18下降到0.029，農(nóng)民收入的增速減緩，從收入構(gòu)成來看，在這期間農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施老化，農(nóng)業(yè)抗風(fēng)險能力較弱，農(nóng)業(yè)比較收益偏低，同時農(nóng)產(chǎn)品出現(xiàn)供大于求的現(xiàn)象，農(nóng)產(chǎn)品銷售困難，影響了農(nóng)民生產(chǎn)的積極性，農(nóng)民增收來源主要靠非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，家庭經(jīng)營性收入增長減慢。

1989年價格的收入彈性到達低谷，出現(xiàn)負值（-0.069）。1989年農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)（上年=100）為115，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)為118.9，比上年增長18.9%，1989農(nóng)民人均純收入為601.5元，扣除物價因素的影響，實際收入僅為380.8元，比上年下降7.47%，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格的上漲抵消了生產(chǎn)價格提高帶來的好處。同時，1988年國家為擬制嚴重的通貨膨脹，在財政政策上實行了嚴厲的緊縮措施，使1989年的國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率僅為4.1%，因此1989年收入的價格彈性為負，呈現(xiàn)“提價不增收”的表象。

1990年彈性系數(shù)從1989年的負值突增到0.021，之后幾年比較穩(wěn)定，1994年開始持續(xù)上升，彈性系數(shù)從0.057上升到1998年的0.142。1990—1998年農(nóng)產(chǎn)品價格的收入彈性上升很快，主要是1994年和1996年國家兩次大幅度提高糧食以及棉花等經(jīng)濟作物的收購價格，同時由于農(nóng)村固定資產(chǎn)投資的增加，提高了農(nóng)民就業(yè)的機會，促進了農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，直接促進農(nóng)民增收。

1999—2003年間，彈性系數(shù)在0.139～0.145間徘徊。農(nóng)民收入增長幾乎處于停滯狀態(tài)，農(nóng)民人均純收入從1999年的2 210元增加到2003年的2 622.2元，年均增長率3.73%，扣除通貨膨脹的影響，實際年均增長率為3.28%。1999年農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)87.8，比上年降低12.2%，2003年的價格指數(shù)也僅為104.4，價格陷入低迷。農(nóng)民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性降低，農(nóng)業(yè)收入增長停滯，同時20世紀90年代中期，隨著城市國企改革的實行，城市就業(yè)壓力加大，不少地方限制外來勞動力就業(yè)，阻礙了農(nóng)村勞動力向城市轉(zhuǎn)移就業(yè)，限制了工資性收入的增長。

2004—2013年間，彈性系數(shù)從2004年的0.145增加到2009年的0.154，到2013年突增到0.265，農(nóng)民收入實現(xiàn)持續(xù)性增收。2010年農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)為110.9，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)為102.9，農(nóng)民人均純收入達5 919元，比上年增加766元，農(nóng)民人均純收入比上年名義增長14.9%、實際增長10.9%，名義增長速度和實際增長速度都是1985年以來最快的一年，且是農(nóng)民收入增幅首次超過城鎮(zhèn)居民收入增幅的一年。農(nóng)產(chǎn)品提價之所以保證了農(nóng)民收入的持續(xù)增長，很大程度上歸因于國家陸續(xù)出臺的一系列惠民政策，如對農(nóng)民進行糧食直補、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料綜合補貼、農(nóng)機購置補貼和減免農(nóng)業(yè)稅等，在一定程度上抵消了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格上漲帶來的影響，同時農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移促進了農(nóng)民工資性收入和財產(chǎn)性收入的增加，2010年農(nóng)民人均工資性收入達2 431元，比上年增加370元。多種積極因素的作用下，使農(nóng)產(chǎn)品價格的收入彈性保持高位穩(wěn)定。

財政支農(nóng)支出對農(nóng)民收入的彈性系數(shù)SV2在-0.04～0.152之間變動，均值為0.041；農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對收入彈性SV3在整個樣本期內(nèi)為正，在0.08～0.275之間變動，均值為0.104。整體來看，財政支農(nóng)支出和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對農(nóng)民增收具有積極作用，但在每個時期的影響程度存在很大差別。

3 結(jié)論與討論

本研究利用變參數(shù)模型分析了1985—2013年農(nóng)產(chǎn)品價格波動對農(nóng)民收入的動態(tài)影響，結(jié)果表明，農(nóng)產(chǎn)品價格對農(nóng)民收入的彈性系數(shù)有明顯的階段性。1986—1988年間，價格對農(nóng)民收入的彈性系數(shù)呈現(xiàn)下降趨勢，1989年到達最低值，1990—1993年間系數(shù)在0.02徘徊，1994—1998年彈性系數(shù)呈現(xiàn)快速上升趨勢，1999—2003年間彈性系數(shù)在0.139～0.145間徘徊，2004—2013年間彈性系數(shù)從2004年的0.145增加到2009年的0.154，到2013年突增到0.265，價格對收入的彈性作用達到最大，農(nóng)民收入實現(xiàn)持續(xù)性增收。

農(nóng)產(chǎn)品價格對農(nóng)民收入的影響效應(yīng)是時變的，總體來看，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格的提高，有助于農(nóng)民增收，個別年份由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格的上漲和國家農(nóng)業(yè)政策的影響，價格的收入彈性為負。鑒于此，在政策上，首先要適度提高農(nóng)產(chǎn)品價格，盡量消除工農(nóng)品價格的“剪刀差”，發(fā)揮鄉(xiāng)鎮(zhèn)一級政府的主導(dǎo)作用，采用先進的農(nóng)業(yè)科技，提高農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量、降低生產(chǎn)成本，當農(nóng)產(chǎn)品價格能讓農(nóng)民真正致富，就會提高農(nóng)民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性，保障農(nóng)產(chǎn)品的有效供給。其次要解決農(nóng)產(chǎn)品信息不對稱，通過各種途徑，加強對農(nóng)民的技術(shù)培訓(xùn)，豐富農(nóng)民的信息獲取方式，以免出現(xiàn)種出的東西賣不掉或者虧本賣出，使農(nóng)民收入降低。最后，要穩(wěn)定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格，1989年農(nóng)產(chǎn)品價格對農(nóng)民收入的彈性系數(shù)為負，很大程度上是因為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料大幅上漲抵消了漲價帶來的好處，穩(wěn)定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格是減輕農(nóng)民負擔(dān)增加農(nóng)民收入的重要途徑。

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（責(zé)任編輯 張輝玲）

Dynamic effect of agricultural product price on farmers’income: based on the state space model

FU Lian-lian
（Faculty of Science，Jiangxi Agricultural University / Jiangxi Collaborative Innovation Center of Modern Agriculture Development，Nanchang 330045，China）

The dynamic effect of agricultural product price on farmer’ income was studied from the perspective of structural breaks. State space model was applied to establish a time-varying parameter model of agricultural product price and farmer’ income growth under the multivariable framework of Cobb-Douglas production function，including price of agricultural product，human capital of peasants，financial expenditure in agriculture，rural fixed asset investment and farmers' income. Kalman filter method was used to estimate the parameter of time-varying parameter model. The results showed that the influences of price fluctuation of agricultural product on farmer’ income were time-varying. Price elasticity of income for farmers between 1985 and 2013 has experienced four stages of volatility in general，changing between -0.069 and 0.265，with a mean of 0.121. Price's influence on income had close relationship with national agricultural policies.

agricultural product price；farmer’ income；state space model；Kalman filter

F323

A

1004-874X（2016）11-0159-08

2016-08-06

國家自然科學(xué)基金（71561014，61561025，71461019）；江西省社會科學(xué)規(guī)劃青年項目（16YJ34）；江西省教育廳科技項目；江西現(xiàn)代農(nóng)業(yè)及其優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的決策支持協(xié)同創(chuàng)新中心項目（XDNYA1502）

付蓮蓮（1981-），女，博士，講師，E-mail：fulianhappy@163.com

付蓮蓮. 農(nóng)產(chǎn)品價格對農(nóng)民收入的動態(tài)影響——基于狀態(tài)空間模型［J］.廣東農(nóng)業(yè)科學(xué)，2016，43（11）：159-166.