農民人均純收入與農業(yè)生產結構的關系研究

漆雁斌, 鄧 鑫, 嚴中成

(四川農業(yè)大學a.經濟學院;b.管理學院，四川 成都 611130)

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農民人均純收入與農業(yè)生產結構的關系研究

漆雁斌a, 鄧 鑫b, 嚴中成a

(四川農業(yè)大學a.經濟學院;b.管理學院，四川 成都 611130)

基于改革開放以來的宏觀數(shù)據(jù)，運用SVAR模型主要進行脈沖響應分析、方差分析。結果顯示，農民人均純收入與農業(yè)生產結構的幾個指標之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，農業(yè)(種植業(yè))產值對農民人均純收入的影響最大，農民人均純收入對農業(yè)生產結構變動的響應具有一定的滯后性。因此，提出轉變發(fā)展思想，以工業(yè)的形式發(fā)展農業(yè)；推進產業(yè)改革，調優(yōu)農業(yè)生產結構；調整產業(yè)政策，增添農民人均純收入增長動力。

農民人均純收入；農業(yè)生產結構；SVAR模型；脈沖響應；方差分解

我國是農業(yè)大國，改革開放以來，我國的農業(yè)發(fā)展始終是一個重要的發(fā)展主旋律，從包產到戶的體制突破開始，農業(yè)主要是在農業(yè)生產結構調整上做文章，千方百計地調整農業(yè)內部生產結構，提高農業(yè)生產效率，直到2004年中央一號文件第一次提出“促進農民增收”，此后多年農民收入增加問題逐漸得到重視，中央的農業(yè)政策最終的落腳點集中在促進城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展、破解農民收入增加難題上。農民人均純收入增長是深化農村問題解決、推進新農村建設的一個重要環(huán)節(jié)，如何穩(wěn)定有效地促進和幫助農民脫貧致富、增產增收是歷屆政府最關心的三農問題之一。研究農民人均純收入與農業(yè)生產結構之間的關系，測量他們之間的相關作用，找出其存在的問題，具有十分重要的現(xiàn)實意義。

1 文獻綜述

農民人均純收入是衡量農民生活最為基本的同時也是最重要的指標[1]。目前一個時期我國學者在農民收入問題上的研究主要集中在如下幾個方面：一是農村金融發(fā)展對農民收入的影響。如通過對20個省份的面板數(shù)據(jù)分析，得出農村金融發(fā)展受地域的限制對農村居民收入存在不同的影響[2]?；蛘呋赩AR模型對西部地區(qū)農村金融的發(fā)展與農民收入之間的變動關系進行了分析[3]。二是財政支出對農民收入的影響。如通過實證分析財政支農資金與農民收入之間的關系后認為國家財政支出對農村居民收入具有顯著的影響[4]。三是其他方面對農民收入的影響。如農業(yè)科技投入變動對農民收入的影響[5-6]；人力資本對農民收入的影響[7-8]。

綜上所述，對于農業(yè)產業(yè)內部的農業(yè)生產結構變動對農民人均純收入變動的關系和影響研究較少，可查閱的文獻并不多。較早的如通過實證分析得出農業(yè)結構調整促使農業(yè)市場化進程，帶動了農民收入的貨幣化程度[9]。但是并沒有具體闡述農業(yè)生產結構怎樣對農民收入產生影響。最近的如通過微觀層面，基于面板數(shù)據(jù)對農業(yè)結構與農村家庭收入之間的關系做了研究，表明農業(yè)結構的調整對農村家庭收入具有顯著的影響，農業(yè)(種植業(yè))比重增加擠占其他方面的收入從而降低了整個家庭的收入增長，而優(yōu)化家庭勞動力的配置卻使得整個家庭的收入增加。最后他們表明，需要通過農業(yè)產業(yè)調整來進一步刺激農業(yè)生產方式轉變，為農民增收增添新的動力[10]。兩篇文獻一篇從宏觀的角度揭示了農業(yè)生產結構對家庭現(xiàn)金收入具有直觀的影響，但是并未就農業(yè)產業(yè)內部的農業(yè)生產結構變動如何影響農民人均純收入變動做出詳細的說明。另一篇從微觀的層面詳盡分析了家庭擁有資源對家庭純收入的影響，但同樣沒能指出農業(yè)生產結構的變動如何帶動家庭收入的變化。帶著這些疑惑，本文將從農業(yè)產業(yè)內部的農業(yè)生產結構出發(fā)，通過協(xié)整檢驗、誤差修正模型、SVAR模型，探索農民人均純收入如何受到農業(yè)生產結構調整的影響，以期對農業(yè)生產結構調整政策的出臺提供一點建議。

2 模型設定

將農民人均純收入與農業(yè)生產結構各指標兩兩建立VAR模型，并分別根LR準則和SC準則確定最佳滯后期。我們假定當期農業(yè)生產結構對農村居民純收入的影響幾乎為零。于是對農業(yè)生產結構的4個指標分別與農村居民純收入建立AB型雙變量形式的SVAR模型，模型假定如下：

Aεt=Bμt

(1)

其中，A、B分別表示的矩陣，εt、μt分別表示的是一個二維向量。由上述知A、B的具體設定如下：

(2)

其中，C(1)、C(2)、C(3)分別表示待估系數(shù)。

3 實證分析

3.1 數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于我國1978—2014年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，在農業(yè)生產結構指標的選擇上，我們以農業(yè)(種植業(yè))總產值、林業(yè)總產值、牧業(yè)總產值、漁業(yè)總產值表示，各項指標具體表示見表1。

表1 自變量和因變量的描述性分析

主要模型說明：向量自回歸模型(VAR)自1980年被Christopher Sims提出之后，廣泛運用于經濟實證分析當中，但為了更加明確的考察農業(yè)生產結構如何細致的影響農民人均純收入，我們將解釋變量的當期值也納入了考察范圍，因此本文將采用結構向量自回歸模型(Structural VAR，SVAR)來說明農業(yè)生產結構的變動對農民人均純收入的沖擊作用，以對農業(yè)產業(yè)化發(fā)展有一個新的認識，揭示農業(yè)生產結構如何影響農民收入變化。

為了盡可能地消除時間序列的異方差性，事先對農業(yè)產值(Agri)、林業(yè)產值(Fore)、牧業(yè)產值(Graz)、漁業(yè)產值(Fish)、農民人均純收入(Inc)的值采取了對數(shù)處理，可以分別記為LnAgri、LnFore、LnGraz、LnFish、LnInc。

3.2 序列的單位根檢驗(ADF)

為了保證時間序列的平穩(wěn)性，消除回歸過程中存在的虛假回歸現(xiàn)象，對各變量時間序列進行了單位根檢驗(ADF)。本文使用Eviews8.0對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，從檢驗結果表2中看出，各時間序列的原序列都不是平穩(wěn)的，待一階差分之后，至少在5%的顯著水平下均平穩(wěn)，因此各個變量的時間序列為一階單整的，記為Ⅰ(1)。

表2 農業(yè)生產結構與農民人均純收入數(shù)據(jù)單位根檢驗結果

注：C、T、K分別表示常數(shù)項、趨勢項、滯后期數(shù)；△表示一階差分；本單位根檢驗采用AIC法則。

3.3 VAR模型平穩(wěn)性判定及Granger因果檢驗

經過上述平穩(wěn)性檢驗后，試探性建立解釋變量與被解釋變量之間的VAR方程。根據(jù)LR和SC準則我們得出VAR模型的最佳滯后期數(shù)為1，并且由此重新建立的VAR模型所有根的倒數(shù)均小于1，即所有點均在單位圓內，因此建立的VAR模型是穩(wěn)定的，其AR根在單位圓上的散落見圖1。

Granger因果檢驗。從表3中可以看出LnAgri、LnFore、LnFish均在至少在5%的顯著性水平下，能Granger引起LnInc，但LnGraz并不能顯著的Granger引起LnInc。但整個模型總的效果是顯著的。因此我們能初步判定農民人均純收入與農業(yè)生產結構之間存在著傳遞關系，但是由于檢驗方法存在難以精確確定滯后期，其結構存在一定的偏誤。在接下來的討論中將進一步構建計量模型，測度農業(yè)生產結構調整對我國農民人均純收入的變動影響。

圖1 VAR模型中的AR根

排除指標值自由度P值LnAgri12 308710 0005LnFore9 930510 0016LnGraz0 248410 6182LnFish4 632110 0314All24 845340 0001

3.4 基于Johansen協(xié)整檢驗的長期關系探析

根據(jù)Eviews中的相關程序，給VAR模型確定了一個最佳的滯后期數(shù)1，從前面的分析來看，各變量的時間序列為一階單整序列，因此可以進行協(xié)整檢驗。從協(xié)整檢驗結果表4中可看出，在5%的顯著性水平下農業(yè)生產結構與農民人均純收入之間至少存在兩個長期均衡協(xié)整關系，此處我們列出相關系數(shù)最大的協(xié)整方程如下：

LnInc=0.7328LnAgri+0.5739LnFore-0.1109LnGraz-0.1051LnFish-1.3094

(3)

從公式(3)中可以得到如下結論：

(1)農業(yè)(種植業(yè))產值、林業(yè)產值正向影響我國農村居民人均純收入。從模型系數(shù)來看，當農業(yè)(種植業(yè))產值、林業(yè)產值分別變化正向1%時，將引起農村居民人均純收入分別增長0.732 8%、0.573 9%。

(2)牧業(yè)產值、漁業(yè)產值負向影響我國農村居民人均純收入。從模型系數(shù)來看，當牧業(yè)產值、漁業(yè)產值分別變化正向變化1%時，將引起農村居民人均純收入分別減少0.110 9%、0.105 1%。

(3)農業(yè)(種植業(yè))仍然是對農村居民純收入變化的最重要的影響因素。我國幅員遼闊，但大多數(shù)農村居民仍然從事著簡單的農業(yè)(種植業(yè))生產，僅有小部分人從事漁業(yè)和牧業(yè)生產，尤其是漁業(yè)生產。林業(yè)在過去的很長一個時期僅僅是作為生態(tài)屏障而被人們熟知，林業(yè)種植周期較長，經過數(shù)十年的發(fā)展，林上、林下經濟優(yōu)勢逐漸凸顯，而且碳金融概念的提出，林業(yè)產值的增長勢必會帶動農民人均純收入的增長。因此農業(yè)(種植業(yè))、林業(yè)對農村居民純收入的是正向影響。而我國僅有少部分人從事牧業(yè)、漁業(yè)生產，因此牧業(yè)、漁業(yè)對農村居民純收入的影響較小，同時由于牧業(yè)和漁業(yè)的生產風險較大，機會成本遠遠高于農業(yè)(種植業(yè))，因此當我們將資金投入到這兩個產業(yè)時勢必會擠占其他產業(yè)的收益，因此其是負向影響的。

表4 Johansen協(xié)整檢驗結果

3.5 農業(yè)生產結構調整對農村居民純收入的時滯性影響分析

3.5.1 結構向量自回歸模型(SVAR)估計結果

農業(yè)生產結構4個指標與農村居民純收入4組8個矩陣估計結果如表5。

表5 農民人均純收入與各變量之間的待估系數(shù)結果

3.5.2 脈沖響應分析

脈沖響應函數(shù)(IPF)分析的是當SVAR模型中的一個內生變量遭遇到一個標準誤差大小的沖擊后，其自身的當期值和未來值所產生的響應。圖2～5表示農民人均純收入對農業(yè)生產結構指標的脈沖響應。

由圖2可知，當我們對農民人均純收入施加一個標準差的農業(yè)(種植業(yè))產值信息時，農民人均純收入在第一期就受到0.04%的沖擊，此后這樣反應會逐漸擴大到第6期達到最大值0.107%，之后逐漸下降，在第10期以后穩(wěn)定。

圖2 LnInc對一個標準差的LnAgri信息的響應

由圖3可知，當我們對農民人均純收入施加一個標準差的林業(yè)產值信息時，農民人均純收入在期初沒有任何變化，隨著時間的不斷推移，這種沖擊的作用逐漸顯現(xiàn)出來，并在第7期達到最大值0.062%，隨后逐漸下降，并在第10期達到穩(wěn)定值。

由圖4可知，當我們對農民人均純收入施加一個標準差的牧業(yè)產值信息時，農民人均純收入先是負向變化，并在第2期達到負向變化的最大值-0.004%，之后逐漸表現(xiàn)出正向沖擊，在第10期達到最大值0.035%，并保持穩(wěn)定。

圖3 LnInc對一個標準差的LnFore信息的響應

圖4 LnInc對一個標準差的LnGraz信息的響應

由圖5可知，當我們對農民人均純收入施加一個標準差的漁業(yè)產值信息時，農民人均純收入受到的沖擊在第一期時為零，之后逐漸加，在第7期時達到最大值0.031%，并保持穩(wěn)定。

圖5 LnInc對一個標準差的LnFish信息的響應

3.5.3 方差分解

方差分解有助于研究SVAR模型的動態(tài)特征，通過分析每個結構沖擊對內生變量變化產生影響的程度來評價不同結構沖擊的重要性。從表6可知，除農業(yè)(種植業(yè))產值對農民人均純收入在第一期的貢獻率不為零以外，其余農業(yè)生產結構的3個指標對農民人均純收入在第一期的貢獻率均為零。農業(yè)(種植業(yè))對農民人均純收入的貢獻率在第一期最大達到27.304 6%，之后逐漸下降，穩(wěn)定在12%左右；林業(yè)對農民人均純收入的貢獻率逐漸增大，在第10期以后穩(wěn)定，貢獻達到34%以上；牧業(yè)和漁業(yè)對農民人均純收入的貢獻率較小，兩個變量的貢獻率增長情況一致，貢獻率最終都穩(wěn)定在5%左右。

這些都表明農業(yè)生產結構的調整對農民人均純收入的變化具有一定的貢獻，除農業(yè)(種植業(yè))一直對農民人均純收入的變化具有貢獻以外，其他幾個變量都是逐漸從零增長起來，并最后穩(wěn)定在一定的值附近。最終表現(xiàn)出林業(yè)的貢獻率最大。

表6 農民人均純收入與農業(yè)生產結構方差分解結果

4 結論和政策建議

通過上述一系列的分析，我們得出如下結論：①農民人均純收入與農業(yè)生產結構的幾個指標之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，其中農業(yè)生產結構中的農業(yè)、林業(yè)、對農民人均純收入具有明顯的正向帶動作用，而且農業(yè)的帶動最為明顯，牧業(yè)、漁業(yè)對收入具有負向效應；②農業(yè)生產結構的各個生產指標對農民人均純收入的影響具有一個增強過程，然后才會趨于穩(wěn)定，考慮是由于國家宏觀經濟政策的影響在期初會具有很強的沖擊性，政策響應完全吸收需要一定時間；③農民人均純收入對農業(yè)生產結構變動的響應具有一定的敏感性，從農業(yè)(種植業(yè))的沖擊來看，農業(yè)(種植業(yè))產值的變化會在當期對農民人均純收入產生影響。農業(yè)(種植業(yè))在農業(yè)生產結構調整中需要重點考慮。因此，本文特針對性提出如下建議：

(1)轉變發(fā)展思想，以工業(yè)的形式發(fā)展農業(yè)。農業(yè)生產是一個周期性較長的過程，且受到外界的沖擊較為直接和敏感，傳統(tǒng)農業(yè)的生產尤其是受到天氣環(huán)境的影響，因此發(fā)展現(xiàn)代農業(yè)，促進農民收入的增加，由于農民人均純收入對農業(yè)(種植業(yè))產值變化具有相當強的敏感性，因此我們首先應當提升農業(yè)(種植業(yè))產業(yè)價值，轉變傳統(tǒng)的發(fā)展思想，以工業(yè)的模式發(fā)展農業(yè)，延長農業(yè)生產產業(yè)鏈，變農業(yè)為單一的生產部門，為集生產、加工、物流為一體的鏈式產業(yè)集群。從過去的“增產提收、穩(wěn)價保收”思路上，轉變?yōu)椤碍h(huán)節(jié)增收，產業(yè)強收”。

(2)推進產業(yè)改革，調優(yōu)農業(yè)生產結構。從前面的分析我們看出農業(yè)內部生產結構對農民收入的沖擊作用并不跟傳統(tǒng)的設想一致，農業(yè)(種植業(yè))占據(jù)主導地位，牧業(yè)、漁業(yè)呈現(xiàn)負向效應。林業(yè)產值的變化僅次于農業(yè)(種植業(yè))的變化，因此必須重視林業(yè)經濟的發(fā)展，培育林業(yè)經濟專業(yè)合作組織，利于林業(yè)覆蓋面積大，經濟不發(fā)達地區(qū)開展推進產業(yè)改革，調優(yōu)農業(yè)生產結構。

(3)調整產業(yè)政策，增添農民人均純收入增長動力。長期以來我國農業(yè)政策主要集中在農業(yè)(種植業(yè))、畜牧業(yè)，忽視林業(yè)和漁業(yè)在農民收入增長中的重要作用，農業(yè)產業(yè)結構的優(yōu)化，首先應當從農業(yè)產業(yè)政策上進行調整，應當制定適應新形勢和經濟發(fā)展新常態(tài)下，保障農民人均純收入增加的發(fā)展林業(yè)和漁業(yè)的農業(yè)產業(yè)政策，大力保護遠洋漁業(yè)產業(yè)，巧力盤活林業(yè)產業(yè)，提高林業(yè)產品附加價值，理順林業(yè)產權界定中的問題，盡快出臺林業(yè)碳匯金融政策。

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Research on the Relationship between Per Capita Net Income of Farmers and Agricultural Production Structure

QIYan-bina,DENGXinb，YANZhong-chenga

(a.College of Economics,Sichuan Agricultural University,Chengdu 611130,China；b.College of Management,Sichuan Agricultural University,Chengdu 611130,China)

Based on the macro data since the reform and opening-up，this paper uses SVAR model to conduct impulse response analysis and variance analysis.The results showed that there is a long-term stable equilibrium relationship between the per capita net income of farmers and the index of agricultural production structure,agriculture (farming) output value has the biggest effect on per capita net income of farmers,per capita net income of farmers has a certain lag in response to the change of agricultural production structure.Therefore,in order to cope with problems,measures are proposed in the paper such as change the concept of development,develop agriculture with industrial model,promote the reform of industry， optimize the structure of agricultural production and make adjustment of industrial policy so that to boost farmers’ per capita net income growth momentum.

farmers’ per capita net income;agricultural production structure;SVAR Model;impulse response;variance decomposition

10.3969/j.issn.1009-4210.2016.06.007

2016-10-17

國家社會科學基金資助項目(15BJY093)；四川省軟科學研究計劃資助項目(2014ZR0112、2015ZR0031)；四川省農村發(fā)展 研究中心資助項目 (CR1624)

漆雁斌(1969—)，男，教授，博士生導師，從事區(qū)域經濟學研究。

鄧 鑫(1991—)，男，從事農業(yè)技術經濟研究。E-mail：sicaudx@163.com

F327

A

1009-4210-(2016)06-043-07