農業生產資料價格波動對糧食主產區農民增收的實證分析

摘要:本文運用協整檢驗的方法，利用1991-2008年農業生產資料價格指數與糧食主產區農民經營性收入的數據，探討了二者關系。結果表明:與其他省份相比，糧食主產區的農村家庭更依賴農業(主要是糧食種植業)生產來獲得收入;農業生產波動將對這些省份的農村家庭收入波動將有更大影響作用。

關鍵詞:農業生產資料價格;農民收入構成;糧食主產區

中圖分類號:F304文獻標志碼:A 文章編號:1002-2589(2010)24-0071-02

一、問題的提出與文獻回顧

糧食主產區事關我國糧食生產大局。1980-1998年，全國糧食產量增加量的2/3以上來自糧食主產區;1999-2003年，全國糧食產量減少量的2/3以上也來自糧食主產區;而2004年以來，全國糧食產量增加量的4/5以上來自糧食主產區。由此可見，糧食主產區對確保國家糧食安全和主要農產品有效供給具有決定性的作用。黑龍江、吉林、遼寧、河北、內蒙古、江蘇、河南、山東、湖北、湖南、江西、安徽、四川等13個省份，是我國傳統的糧食主產區。這些糧食主產區的生產結構和布局以糧食為主，糧食生產在經濟社會發展中占有十分重要的地位。加強對農業生產資料的價格合理調控，確保糧食主產區農民收入的穩定增長，具有十分重要的理論意義和現實意義。

國內外許多學者對農業生產資料價格波動與農民收入增長的關系作了深入的研究。代表性成果主要包括:盛來運(2003)非農收入支撐了近年糧食主產區農民收入的持續增長;喻平(2003)認為，農民工資性收入是增加農民收入的主要因素，而這又需要轉移農村剩余勞動力與產業結構調整等制度的支撐;吳照云(2007)針對糧食主產區承擔國家糧食安全和農民增收的雙重重托，建立健全糧食主產區國家支持體系就顯得十分必要;江金啟(2008)糧食主產區農業生產是當地農村家庭的最主要生產經營活動，其收入獲得對農業生產的依賴很大。上述研究為了解農業生產資料價格波動和糧食主產區農業增收提供了非常重要信息。但也存在著不足，如研究糧食主產區農民增收的文獻多，而將農業生產資料價格波動與糧食主產區農民增收的定性、定量研究的少。本文構建兩者回歸模型，研究農業生產資料價格波動對糧食主產區農民收入的影響。

二、糧食主產區農民收入與農業生產資料價格變化趨勢

(一)糧食主產區農民收入差距大

2008年，我國糧食主產區的內蒙古、安徽、江西、河南、湖北、湖南等7個省(區)的農民人均純收入低于全國4 760.62元的平均水平。糧食主產區內部各省(區)之間的農民收入差距也比較大，農民人均純收入最高的是江蘇省7 356.47元，農民人均純收入最低的是四川省4 121.21元，二者之間相差3 235.26元。通過計算糧食主產區省份農村家庭經營收入在農民人均純收入構成中的比重值，以此來反映農業生產對農村居民收入獲得的影響。從計算結果的變化趨勢來看，在所有13個省份中，來自于家庭生產經營活動的收入在整個農村居民收入構成的比重都是在持續下降的，其值已從1983年的70%～80%下降到2008年的50%～60%，其中江蘇、湖南兩省低于50%。從2008年糧食主產區省份的家庭經營收入比重與全國平均水平的比較計算結果來看，在13個主產區省份中，河北、江蘇、安徽、湖南、四川5個省份的比重值小于51.16%全國平均水平，其中，江蘇省的比重值為38.22%，顯著低于全國水平。而黑龍江、河南、吉林和湖北這4個全國最主要的商品糧生產基地省則顯著高于全國平均水平，在這4個省(區)中，吉林、黑龍江和河南省的比重值都高達60%以上，最低的湖北省也有57.78%，(見表1)。這組比較結果充分說明在糧食主產區，特別是在商品糧生產基地，農村家庭更依賴于種植業、養殖業、漁業等農業生產經營活動來獲得收入。

(二)農業生產資料價格波動對糧食主產區農民收入影響更大

與其他省份相比糧食主產區的農村家庭更依賴農業(主要是糧食種植業)生產來獲得收入。農業生產波動將對這些省份的農村家庭收入波動將有更大影響作用。農業生產資料價格上漲增加了農業生產成本，侵蝕了國家惠農政策給農民帶來的好處。13個主產區省份中，河北、內蒙古、江蘇、江西、山東、四川等6個農業生產資料價格指數低于全國平均水平。而黑龍江、河南、吉林和湖北這4個全國最主要的商品糧生產基地省則高于全國平均水平，其中吉林、湖北高達127以上。以黑龍江省為例，按全省現有耕地14 530萬畝，平均每畝耕地用肥量20.64公斤計算，2005年因化肥價格上漲使全省糧食生產成本每畝增加9.71元，已接近國家對糧食的直補標準。全省因此增加生產費用總計約7.9億元，每個農民因化肥價格上漲增加支出46.20元。由此推算，農資價格每上漲10%，農民農業畝均物質費用投入就要提高五個百分點，農業畝均平均成本就要提高近三個百分點，即每畝純收益就會下降三個百分點左右。因此，農業生產資料價格上漲，增加了農業生產成本，降低了農業生產收益。

三、模型構建、數據選擇與實證方法

(一)變量的界定

鑒于本文的研究，把農民家庭人均純收入作為解釋變量，設為nmsr，把農資價格指數作為被解釋變量，設為nzzs。

(二)數據選取和處理說明

糧食主產區農民家庭人均純收入、農業生產資料價格指數等原始數據全部來自《中國統計年鑒》(1991-2008)。為了消除異方差的影響，對數據進行自然對數(LN)變化，利用EVIEWS.0軟件對數據進行分析。

1.協整檢驗

從上文分析可知，農民家庭人均純收入和農資價格之間有著密切的關系，由于二者的時間序列均為非平穩序列，但二者卻存在著密切的長期均衡關系。所以，首先，對變量進行平穩性檢驗。檢驗結果如下。

表ADF單位根檢驗結果

其中:C為常數項，T為趨勢項，L為滯后階數

從表可以看出LNnzzs～I(1)，LNnmsr～I(1)，我們可以得出LNnzzs和LNnmsr滿足協整關系檢驗的前提。

2.協整回歸方程的建立

基于對各變量單位根的平穩性檢驗結果，可對LNnzzs和LNnmsr進行OLS回歸，并且對回歸殘差進行ADF檢驗。最后得到方程為:

LNnmsr=-3.344295+0.960467LNnmsr

(-3.719737)(27.41809)

(-1)+0.796839LNnzzs+εt

(4.718744)

R2=0.98F=383.6248

3.對差序列的單位根檢驗

AIC的值的最小值出現在p=3時，此時ADF檢驗結果如下:

我們可以看到ADF的值比在5%顯著性水平下的臨界值小，比1%顯著性水平下的臨界值大，因此，我們可以說在5%顯著性水平下拒絕原假設，說明差序列是平穩的，也就是說LNnmsr和LNnzzs存在協整關系。以上分析說明，從長期來看，農資價格指數每提高1%將拉動Y提高0.796839%，滯后一期的農民家庭人均純收入每提高1%將拉動Y提高0.960467%。

4.建立誤差修正模型(ECM)

某些經濟變量之間存在長期穩定的均衡關系。誤差修正模型是為了在短期這種穩定關系也許會出現某種失衡，為了彌補這些缺陷，并且把短期行為和長期值相聯系，并對失衡部分作出糾正而建立的。為了解決可能存在的短期失衡問題，我們可以建立誤差修正模型。得到下列結果:

LNnmsr=1.072775▽LNnmsr(-1)

(9.875286)

+0.455876▽LNnzzs-1.351022ECMt-1

(2.734798)(-4.921587)

R2=0.78

(三)結果分析

上述結果表明，農民家庭人均純收入水平的變化不僅取決于農資價格的變化和滯后一期的農民家庭人均純收入的變化，還取決于農資價格和滯后一期的農民家庭人均純收入對均衡水平的偏離，誤差修正項的系數為-1.351022，反映了對偏離長期均衡的調整力度，當短期波動偏離長期均衡時，以-1.351022的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。另外，從修正模型來看，農資價格對農民家庭人均純收入水平變化的修正力度(0.455876)不如滯后一期的農民家庭人均純收入的修正力度(1.072775)。

結論

1.農業生產資料價格與糧食主產區農民收入增長之間存在長期的均衡關系。

2.從長期來看，農業生產資料價格平穩和合理上漲與農民人均純收入的增長并不矛盾且有正相關性。這是由于在農業生產成本上升時，為保證農村穩定，政府往往會同時通過其他途徑加大對農業的補償，比如增加對農業的轉移支付力度等，這樣農業生產資料的價格上漲往往與農民人均純收入的增加同步。

3.農業生產資料價格的變動會加劇農民收入的波動，而農民收入波動又會反過來強化農資價格的變動。如此反復，如果沒有政府農資價格干預等外力作用的話，會使二者的波動有隨著時間推移而趨于加劇的趨勢。

參考文獻:

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[2]盛來運，唐平，閻芳.糧食主產區農民增收問題的調查分析[J].中國農村經濟，2003，(5).

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