农产品价格与农民收入增长关系的动态分析_刘耀森

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2012 年第 5 期 是要提高农户的现金收入。赵复强和卜庆娟（ 2006 ） 认为， 尽管农产品价格上涨对农民增收存在种种促进效 但作用有限， 而且靠提高农产品价格来刺激农业生产供给和提高农民收入的办法越来越难以为继 。 第 应， 三， 认为农产品价格上涨对农民增收有着积极的促进作用 。 李纯英 （ 1998 ） 认为， 不论是从直接影响或者是 从间接影响来看， 提高农产品价格仍然是增加农民收入的重要途径。 张冬平等 （ 2006 ） 认为， 大多数农民的 收入对农产品市场反应十分敏感， 收入对农产品市场的依赖性很强， 一旦产品市场价格下跌 1% ， 农民收入 同时， 农产品销售是中低收入阶层农民的主要收入来源 。 彭东泽 （ 2007 ） 认为， 改革开放以来农产 迅速减少， 品价格变动与农民人均纯收入增长之间存在着极为密切的关系 ， 其变动轨迹基本上是一致的。 在农产品价 格提高时， 农民收入提高或增速加快； 价格下降， 农民收入增速缓慢。 然而， 上述研究却呈现出如下一些特点 ： 一是研究多以定性分析为主， 缺乏较深入的定量分析； 二是假定 大多数的宏观经济数据都是非平稳或者带有趋势的 ， 如果直接进行回归， 经济数据平稳。但在实证研究中， 极有可能导致伪回归现象。三是缺乏对农产品价格、 农业生产资料价格与农民收入互动关系的研究 。 基于上述原因， 本文试图在建立向量自回归模型的基础上 ， 运用广义脉冲响应函数和预测方差分解来研 究农产品价格、 农业生产资料价格与农民收入增长之间的动态相关性 ， 从动态的角度考察农产品价格和农业 。 生产资料价格变动对农民收入的作用
－ 9. 916796 － 9. 728430 － 9. 839470 － 9. 887649
－ 8. 908922 － 8. 288611 － 7. 967706 － 7. 583939
将 LnSR 、 ΔLnNCP 和 ΔLnSCZL 滞后 1 期的值作为内生变量， 运用最小二乘法估计模型。结果如下： LnSR t = 0 ． 9710 LnSR t －1 + 0 ． 1578 Δ LnNCP t －1 － 0 ． 2475 Δ LnSCZL t －1 + 0 ． 2423 （ 60 ． 5346 ） R = 0 ． 9936
2
（ 2 ． 6939 ） F = 3 ． 3565
（ 2 ． 6529 ）
AIC = － 1 ． 9990
SC = － 1 ． 8139
（ 2）
Δ LnSCZI t = 0 ． 0227 LnSR t －1 + 0 ． 5886 Δ lnNCP t －1 － 0 ． 0898 Δ LnSCZI t －1 － 0 ． 1095 （ 1 ． 0246 ） （ 3 ． 3692 ） （ － 0 ． 3997 ） （ － 0 ． 8325 ） R2 = 0 ． 4776 F = 8 ． 2267 AIC = － 2 ． 8161 SC = － 2 ． 6311 （ 3） （ 2 ） 和（ 3 ） 各系数下方括号内的数据为 t 统计量检验值。 上述方程中个别 t 统计量不甚显著， 方程（ 1 ） 、 但是绝大部分回归系数在统计上是显著的 ， 且回归方程本身均能通过显著性检验 ， 表明方程具有解释力。同 时， 按照 VAR 构建原则， 其并不关注参数的检验， 其主要功能也不是解释回归系数的意义 ， 而是主要研究序 列之间的动态变化规律， 说明一个随机新量的冲击对内生变量的影响和其相对重要性 。 事实上， 只要 VAR 模型所有根模的倒数都处于单位圆内 （ 均小于 1 ） ， 就表明该 VAR 系统的结构是稳定的， 便可据此作脉冲响 应分析和方差分解。 4. 模型的稳定性检验 模型稳定的充分必要条件是模型的根都要在单位圆以内或者模型所有根模的倒数小于 1 。 根据稳定性 检验， 模型的全部根均落在单位圆以内 ， 因此， 模型的稳定性条件得以满足， 根据其得出的脉冲响应函数的结 果是稳健和可靠的。 5. 广义脉冲响应函数 为了分析农民收入对农产品生产价格和农业生产资料价格的一单位标准差冲击的反应 ， 在上述已经建 立的 VAR 模型的基础上建立广义脉冲响应函数 。图 1 是基于 VAR 模型的广义脉冲响应函数曲线。 其中， 横 轴代表响应函数的追踪期数， 纵轴代表因变量对解释变量的响应程度 ， 实线为响应函数的计算值， 虚线为响 应函数值加或减两倍标准差的置信带 。同时， 将模型中响应函数的追踪期设定为 10 年。 45
*
SC － 4. 124086 － 9. 384177
*
HQ － 4. 225255 － 9. 788851 * － 9. 617102 － 9. 300296 － 9. 282896 － 9. 202636
12. 46716 8. 131115 10. 88790 7. 863305
1. 03e － 08 1. 34e － 08 1. 39e － 08 1. 74e － 08
农产品价格与农民收入增长关系的动态分析 0. 1 时的临 位根检验。由检验结果可知， ΔLnNCP 和 ΔLnSCZL 的 ADF 检验统计量均小于显著性水平 0. 05 、 界值， 说明在 5% 的显著性水平下拒绝原假设， 序列 ΔLnNCP 和 ΔLnSCZL 均不存在单位根， 系平稳时间序列。 这说明 LnNCP 和 LnSCZL 均为一阶单整。 3. 向量自回归模型 由以上分析可知， 序列 LnSR 、 ΔLnNCP 和 ΔLnSCZL 均为平稳时间序列， 符合 VAR 模型对序列平稳性的要 求。因此， 可以运用序列 LnSR 、 ΔLnNCP 和 ΔLnSCZL 的数据建立 VAR 模型， 同时可以进一步利用脉冲响应函 FPE 、 AIC 、 SC 和 HQ 值来选择模型的滞后阶数， 数和方差分解对其进行解释。建立模型时， 根据 LR 、 并在充 分考虑方程及其变量显著性水平的基础上 ， 经反复试验确定模型的滞后阶数为 1 。检验结果见表 2 。
2
（ 1 ． 2484 ） F = 1402 ． 30
（ － 1 ． 5239 ）
（ 20. 5476 ） （ 1）
AIC = － 3 ． 34640
SC = － 3 ． 2789 （ － 0 ． 3775 ）
Δ LnNCP1 = 0 ． 0187 LnAR －1 + 0 ． 7082 Δ LnNCP t －1 － 0 ． 3762 Δ LnNCZL t －1 － 0 ． 0747 （ 0 ． 5596 ） R = 0 ． 2716
表2 Lag 0 1 2 3 4 5 LogL 60. 61892 146. 4614 154. 8767 161. 3338 171. 8328 181. 4833 LR NA 146. 2502
*
模型最佳滞后阶数检验结果 FPE 2. 81e － 06 9. 55e － 09
*
AIC － 4. 268068 － 9. 960104

农产品价格与农民收入 增长关系的动态分析
刘耀森
（ 重庆三峡学院 应用技术学院， 重庆 404100 ）
摘要： 实证分析表明， 在 1978 ～ 2010 年的样本区间内， 农产品生产价格上涨对我国农民收入水平的提高没有 显著作用。因此， 在出台提高农产品价格的政策选择上， 应持谨慎的态度。 农业生产资料价格上涨对农民收入增 长具有较微弱的负向影响 。切实控制农业生产资料价格的非理性上涨， 应是政府的长期政策取向 。 而加大政府对 农业的支持力度， 建立和完善符合国际惯例和中国国情的农业综合补贴支持体系， 推进农业产业化以加快农村劳 不失为解决农民增收困难问题的重要途径 。 动力的转移， 关键词： 农产品生产价格； 农业生产资料价格； 农民收入增长 中图分类号： F323． 7 文献标识码： A 文章编号： 1005 － 2674 （ 2012 ） 05 － 043 － 06
收稿日期： 2012 － 04 － 10 基金项目： 国家社会科学基金资助项目（ 11CDJ001 ） ； 重庆市教育委员会人文社会科学资助项目（ 09SKM17 ） 作者简介： 刘耀森（ 1971 － ） ， 男， 重庆云阳人， 重庆三峡学院应用技术学院副教授， 经济学博士， 主要从事宏观经济研究。
表1 变量 LnSR LnNCP LnSCZL ΔLnNCP ΔLnSCZL 检验类型 （ C， T， 0） （ C， T， 1） （ C， T， 1） （ C， T， 1） （ C， 0， 1） ADF 检验值 － 4. 645101 － 2. 486267 － 2. 382722 － 3. 765458 － 3. 517353 1% － 4. 273277 － 4. 28458 － 4. 284580 － 4. 296729 － 3. 670170 单位根检验表 各显著性水平下的临界值 5% － 3. 5577595 － 3. 562882 － 3. 562882 － 3. 5683796 － 2. 963972 10% － 3. 212361 － 3. 215267 － 3. 215267 － 3. 218382 － 2. 621007 结论 平 稳
二、 实证分析
1. 变量选取 在农产品生产价格、 农业生产资料价格与农民收入增长的互动关系研究中 ， 用农村居民家庭人均纯收入 来表示农民收入， 为了消除物价因素的影响， 本文直接以 1978 年为基期 （ 1978 = 100 ） 的农村居民家庭人均 记为 SR 。分别以 1978 年为基期（ 1978 = 100 ） 的农产品生产价格指数和农业生产资料价 纯收入指数来表示， 记为 NCP 和 SCZL。 格指数来衡量农产品和农业生产资料的价格水平 ， 本研究采用全国的农村居民家庭人均纯收入指数 、 农产品生产价格指数和农业生产资料价格指数的原 《中国统计年鉴》 （ 各年） 和 《中国统计摘要》 （ 2011 ） ， 始数据均来自 取样时间段为 1978 ～ 2010 年。 本文采用 为了消除异方差， 对农村居民家庭人均纯收入指数 、 农产品生产价格指数和 的计量软件为 Eviews6． 0 。同时， 农业生产资料价格指数分别取自然对数以消除变化趋势 。 2. 单位根检验 由于向量自回归模型的运用要求系统中的变量具有平稳性 ， 因此， 本文首先采用 ADF 检验法对相关数 据进行单位根检验， 以检验其平稳性。检验结果见表 1 。
非平稳 非平稳 平 平 稳 稳
LnSR 的 ADF 检验统计量均小于显著性水平 0. 1 、 0. 05 和 0. 01 时的临界值， 由表 1 可知， 拒绝原假设， 表 明序列 LnSI 不存在单位根， 是平稳时间序列。 而 LnNCP 和 LnSCZL 的 ADF 检验统计量均大于显著性水平 0. 01 、 0. 05 和 0. 1 时的临界值， 不能拒绝原假设， 序列 LnNCP 和 LnSCZL 存在单位根， 均是非平稳时间序列。 因此， 有必要进一步将序列 LnNCP 和 LnSCZL 分别进行一阶差分， 得到 ΔLnNCP 和 ΔLnSCZL， 再对其进行单 44
一、 引
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言
人们曾用工业品价格过高、 农产品价格过低的工农业产品价格剪刀差理论来解释农民收入过低的经济 也曾用“谷贱伤农 ” 一词就农民收入问题作出经济学解释。 然而， 提高农产品价格是否将促进农民收 现象， 农业生产资料价格与农民收入增 入的增长？ 农业生产资料价格上涨是否必然降低农民收入 ？ 农产品价格、 ？ ， ， 长究竟存在着何种关系 理论界对此问题的解释 可谓仁者见仁 智者见者。 归纳起来， 代表性的观点主要有三种： 第一， 认为农产品价格上涨与农民收入增长之间的关联性不强 。 任治君（ 2000 ） 认为， 农产品价格提高的好处部分甚至大部分为非农产品价格的上升所抵消， 农产品价格提 而农产品价格的调整对于比价关系和整个价格体系调整的作用是有限的 。 高的好处部分地被各部门分享了 ， 陈锡文（ 2001 ） 认为， 受制于市场需求状况的条件， 靠增加农产品产量和提高政府收购价格使农民增收的办 法已基本失效。王秀杰（ 2001 ） 认为， 提高农产品价格受到国际市场同类商品的制约， 依靠家庭经营的传统 从历史经验看， 农业和农村 农业或第一产业已不能为农民创造出更多的收入 。 陈劲松和余贤 （ 2004 ） 认为， 往往是通货膨胀的受害者。由于相当一部分农产品尤其是粮食用于农民的自给性消费 ， 农民能从其价格上 由于农产品和农资产品之间的剪刀差， 农产品提价 涨中得到的好处相当有限。邱强和余巍巍 （ 2004 ） 认为， 增收的收入赶不上农资产品的提价给农民带来的收入成本 ， 最终农民实际收入不增反降。第二， 认为农产品 价格上涨有助于促进农民收入增长 ， 但作用有限。 陈艳和王雅鹏 （ 2004 ） 认为， 农产品收购价格上涨对农民 家庭经营性纯收入的增长具有一定的作用 ， 但由于农业生产资料价格上涨， 农产品收购价格上涨对增收的正 效应完全被农业生产资料价格上涨对增收的负效应所抵消 。 李文等 （ 2003 ） 通过对贫困地区农民收入的考 察后发现， 农产品价格的提高或下降会使农民人均纯收入有一定程度的增加或减少 ， 但提高农户收入的关键