農業生產資料價格與農民收入相互關系的實證研究

摘要：運用協整檢驗、格蘭杰檢驗和敏感分析等方法，從實證的角度深入分析了中國農業生產資料價格與農民收入波動的相互關系。結果顯示，農業生產資料價格的上漲與農民人均純收入的增長之間存在長期穩定的均衡關系；國家的一系列惠農政策可以在一定程度上抵消農資價格上漲給農民收入帶來的負面影響；農業生產資料價格與農民收入波動存在相互影響的關系，但農資價格變化對農民收入的影響要大于農民收入變化對農資價格變化的影響。并據此提出政策建議。

關鍵詞：農業生產資料價格；農民收入；相互關系

中圖分類號：F304.2 文獻標識碼：A 文章編號：0439—8114（2012）19—4407—04

歷年中央經濟工作會議多次提到保障農產品供給，2011年更是將“確保農產品有效供給”確定為當年經濟工作的第二大任務。而要確保農產品有效供給的前提是要通過增加農民收入，調動農民進行農業生產的積極性。因為我國“三農”問題的核心是農民收入問題，近年來，國家實施了一系列的惠農政策，保證了農民收入持續穩定地增長，但與此同時，農業生產資料價格也在大幅上漲，對農民收入的穩定增長帶來一定沖擊，部分抵消了政策給農民帶來的實惠[1]，一定程度上影響了農民的農業生產積極性。因此，穩定農業生產資料價格是減輕農民負擔、調動農民生產積極性、增加農民收入、保證農產品有效供給的重要途徑之一。本研究通過對我國農業生產資料價格與農民收入波動的相互關系分析并提出建議，以期為相關決策提供參考。

1 數據的選取與處理

由于在各種統計年鑒中，農業生產資料價格都是以指數的形式出現的，是一個相對數，而農民收入（用農村居民人均純收入來表示）是一個絕對數，為了便于對二者關系的研究，均取其相對數來進行分析，以1983年為基期（1983=100）分別計算得出農村居民人均純收入指數，用RI表示；農業生產資料價格指數，用PI表示。1983～2009年的數據來源于《中國農業發展報告》，2010年的數據來源于《2011中國統計摘要》。選擇農民收入指數（RI）和農業生產資料價格指數（PI）作為模型的變量向量。為消除異方差的影響，在進行單位根檢驗、Johansen協整檢驗和Granger因果檢驗時對原始數據進行自然對數處理，分別記為LnRI和LnPI。

2 實證研究

2.1 相關性分析

相關性分析是進行實證分析的基礎，相關系數反映了變量之間聯系的密切程度，系數越高表明兩者之間的關系越緊密，相關性越高。經分析，我國1983～2009年的農民收入指數（RI）和農業生產資料價格指數（PI）的相關系數為0.813 869，存在顯著的正相關性。同時從圖1可以看出，RI在絕大多數年份要高于PI，這說明在絕大多數年份農民收入的增長速度要高于農業生產資料價格的增長速度。

2.2 單位根檢驗

由于RI與PI均為時間序列，而經濟變量時間序列多為非平穩序列，在進行協整分析之前，首先需要確定兩變量單整的階，只有兩變量是同階單整的，才可以進行下一步，因而要對變量進行單位根檢驗，以驗證其平穩性。本研究采用ADF檢驗法。

通過檢驗發現，RI與PI的水平序列是不平穩的，但它們的一階差分又都是平穩的，均服從一階單整，即I（1）。換言之，它們均為不平穩序列，不能夠用傳統的計量經濟學理論來構建模型，需要用現代計量經濟學的協整理論來分析兩者之間長期的均衡關系。

2.3 Johansen協整檢驗

RI與PI的一階差分序列已經是平穩序列，所以這兩個變量都是一階單整序列，滿足協整檢驗前提。因此，RI與PI之間有可能存在長期穩定的均衡關系，這可以通過協整檢驗來確定。本研究采用Johansen協整檢驗法，檢驗結果見表2。

由表2可見，在5%的顯著水平下，最大值統計量和跡統計量對應的P值均拒絕原假設，認為RI與PI存在一個協整關系，即它們之間存在著長期穩定的均衡關系。

2.4 Granger因果檢驗

協整檢驗表明RI與PI之間均有一個協整關系，但是，這種長期均衡關系究竟是RI的變動引起PI的變動，還是相反，這需要對RI與PI進行Granger因果關系檢驗，檢驗結果見表3。

檢驗結果表明：在5%的顯著水平下，農業生產資料價格與農民收入互為格蘭杰原因，即農業生產資料價格的變化會引起農民收入的變化，而農民收入的變化也會引起農業生產資料價格的變化。

2.5 農業生產資料價格與農民收入的波動關系分析

農業生產資料作為農業生產成本的一個很重要的組成部分，其價格的變化將會對農民收入產生重要影響，從而在一定程度上導致農民收入的波動[2]。為了考察這種波動關系，可以將二者的有關數據通過圖1表現出來。

由圖1可以看出，從整體上看，1983～2010年農業生產資料價格與農民收入的波動存在一致性，二者之間存在較強的相關效應。但這種一致性的波動從時間上又可以分為兩個階段，一是1983～2003年，農業生產資料價格與農民收入的波動存在高度一致性；二是2004～2010年，農民收入的波動幅度要小于農業生產資料價格的波動。對于這種差異可以從國家的農業政策上進行解釋。從2004年開始，國家陸續出臺一系列的惠農政策，如對農民進行糧食直補、農資綜合補貼和農機購置補貼，減免農業稅等，這些政策在一定程度上抵消了農資價格上漲所帶來的影響，維護了農民收入的穩定性。

2.6 農業生產資料價格與農民收入的敏感分析

根據一般的經濟常識，本期農業生產資料價格的變化會對農民本期的收入產生影響，而由于農業生產周期較長，農民本期收入的變化對農業生產資料價格的影響應該是在下一期，農業生產資料價格與農民收入變化的這種相互敏感程度可以用敏感系數來反映。因此，這里借助敏感系數來研究農業生產資料價格與農民收入之間的關系。根據研究目的計算兩個敏感系數，分別為：

敏感系數1=目標值變化百分比/參量值變化百分比=本期農民收入變化百分比/本期農業生產資料價格變化百分比

敏感系數2=目標值變化百分比/參量值變化百分比=本期農業生產資料價格變化百分比/上期農民收入變化百分比

農業生產資價格與農民收入之間存在雙向的影響關系，但從圖2可以發現，農業生產資料價格變化對農民收入的影響要大于農民收入變化對農業生產資料價格變化的影響。對此，可能的解釋是：隨著我國農業由傳統農業向現代農業的不斷轉變，農業生產中所投入的現代工業提供的生產資料在不斷增加，因此，農業生產資料價格的變化對農業生產的成本進而對農民收入所帶來的影響也在不斷加大。相反，在農民的總收入構成中，雖然目前家庭經營性收入仍然占較大比重，但其所占比重在逐步下降，而工資性、財產性和轉移性收入所占比重在不斷上升，加之農業生產的比較效益低下，因此，農民在收入增加時，并不會大幅度地增加農業生產資料的投入，從而就會使得農業生產資料價格上升幅度相對較小。同時，由于農業生產資料具有較強的專用性，我國農業生產的自給性較強，農民在總收入下降時，并不會大幅度地減少農業生產資料的投入，從而就會使得農業生產資料價格下降相對也較小。

3 結論與建議

從相關系數來看，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，而且在絕大多數年份，農民收入的增長速度要高于農業生產資料價格的上漲速度，農業生產資料價格的上漲與農民人均純收入的增長之間存在長期穩定的均衡關系；國家的一系列惠農政策可以在一定程度上抵消農業生產資料價格上漲給農民收入帶來的負面影響，維護農民收入的穩定性；農業生產資料價格與農民收入互為格蘭杰原因，但農業生產資料價格變化對農民收入的影響要大于農民收入變化對農業生產資料價格變化的影響。據此提出如下建議。

3.1 對農業生產資料的價格進行合理調控

隨著農民收入持續穩定的增加，對農業生產資料需求的增加導致其平穩上漲，是市場供求關系的客觀和必然的表現[3]。應理性地看待農業生產資料價格的上漲，不能因為其對農民收入造成影響，而人為扭曲農業生產資料和資源配置的市場結構。只要不出現大幅的波動，應被視為市場的正常調節。政府有關部門要加強農資市場價格監測，準確分析和預測農資市場供求形勢和價格走勢，為政府決策提供建議，提高政府對農業生產資料價格調控和監管的水平，堅持市場取向與政府調節相結合的政策，維護市場秩序，優化市場環境，使農業生產資料價格在競爭均衡的市場中形成。

3.2 依靠科技合理使用農業生產資料，降低生產成本

由于農民缺乏應有的農業科技知識，導致在農村中普遍存在對農業生產資料使用不當的問題，使得農業生產成本居高不下，對農民收入產生不利影響。因此，農技部門和農業科研單位、農業主管部門應該在農村大力宣傳普及科學使用農資知識，積極推廣成熟的、行之有效的農資使用新技術，提高農業生產資料的使用效益，開源節流，從而減輕農業對農資市場的需求壓力。不僅要注重農民的技術技能培訓，還要注重思想觀念、政策形勢等全方面的教育，鼓勵使用新技術、新方法、新品種，提高農民綜合素質，有效促進農業增產、農民增收。

3.3 健全農業生產資料現代流通體系

農業生產資料是重要的農業投入品，是連接工業與農業生產的橋梁，是發展現代農業的重要物資保障和基礎。目前，我國農資流通方式、水平、規模與現代農業和現代市場體系的要求還有較大差距，政府有關部門應高度重視，大力推進農資流通網絡建設，完善農資流通體系。要形成以鄉（鎮）、村兩級經營網絡為基礎，以農資交易市場為平臺，以大型農資龍頭企業為重點，區域性連鎖配送中心為骨干，布局合理、經營規范、運作高效、協調發展的多元化、連鎖化農資流通體系[4]。降低農資物流過程中的損耗，減少農資流通中間環節，使農資質量有保證、并能低價、快速地到達農民的手中，減少農業生產資料營銷成本，增加農民收入。

3.4 加大農業生產資料綜合直補的力度

2011年的中央農村工作會議提出了今后要繼續大幅度增加“三農”投入，鞏固完善強農惠農政策。切實做到“三個重點、三個確保”。而對種糧農民實行農業生產資料綜合直補，是貫徹中央關于“工業反哺農業、城市支持農村”和“多予、少取、放活”方針的重要舉措，對于調動農民種糧積極性、保障糧食安全、促進社會主義新農村建設具有重大意義。從以上分析可以看出，自2004年起國家實施一系列惠農政策，在一定程度上抵消了農業生產資料價格波動對農民收入的影響。因此，國家應在財力允許的范圍內進一步加大涉農補貼力度。

3.5 發揮農民專業合作社在農資流通中的作用

分散的農民通過農民專業合作社組織起來，統一進入市場，提高談判地位，可以通過集體采購的方式，提高農民購買農資的能力和水平，降低購買成本，保障農資質量，幫助農民維護正當權益。

參考文獻：

[1] 張顥譯，陳曉明.農業生產資料價格對農民收入增長的影響——基于動態VAR模型的解釋[J].財貿研究，2006（6）：19—24.

[2] 江金啟，趙 輝.農資價格波動與糧食主產區農民收入穩定[J].農業經濟，2008（12）：93—94.

[3] 陳建梅.生產資料價格波動與農民收入關系的實證分析[J].北方經貿，2010（6）：34—35.

[4] 商務部.關于完善農業生產資料流通體系的意見[EB/OL].http：//www.gov.cn/zwgk/ 2009—03/17/ content_1261153.htm， 2009—03—17.