農民農業收入影響因素的實證分析

楊春玲,周肖肖

(浙江財經學院財政與公共管理學院,浙江 杭州 310018)

一、問題的提出

當前 “三農”問題已成為農業和農村經濟工作的中心,農民增收則是 “三農”問題的核心。改革開放以來,農民總體收入水平已經有了較大幅度的提高,人均收入從改革開放之初的133.6元提高到了2007年的4140元,農村居民的恩格爾系數也從1978年的66.7下降到2007年的43.1①數據來源于1979、2008年的《中國統計年鑒》。。但與城鎮居民家庭人均可支配收入相比,農村居民家庭人均純收入增長緩慢,從1997年開始農村居民純收入增長率一直低于城市居民 (見圖1所示),導致城鄉居民收入差距迅速擴大,農民增收難問題凸顯。農民收入可分為農業收入和非農業收入,從圖1中我們可以看出,自1997年開始農業收入增長率明顯低于農民收入增長率。考慮到農業收入是農民收入的最主要來源 (2007年占比約為60%左右),本文認為農民增收難主要根源于農民農業收入增加難。因此,單獨研究農民農業收入的影響因素問題很有必要。

圖1 1986-2007年城鄉居民收入及農民農業收入增長速度比較

二、相關文獻回顧

農民收入增長受多方面因素的影響,國內外學者主要從農業基本建設投資、農業貸款、農業保險和農業科技投入等方面進行了一系列研究。林毅夫(2001)、Zhang和Fan(2004)、辛毅 (2006)認為,農業基本建設投資對降低農業生產成本和提高農民收入具有積極作用[1][2][3]。劉忠群等(2008)運用面板數據分析得出,農村金融是農村經濟發展的瓶頸,大力發展農業貸款能有效促進農業發展和農民增收[4]。許崇高和高希武 (2005)通過多元回歸模型分析得出,信貸投資對農戶人均收入的影響不顯著,農村金融對農民增收的支持作用不明顯[5]。邢鸝和黃昆 (2007)利用歷史模擬方法得出,隨著保障水平的提高,農民務農收入會趨于上升和穩定[6]。高杰 (2008)通過實證分析得出,農業保險對農民增收的效應并不顯著,甚至與理論的保障農民收入穩定的預測方向相反[7]。羅伯特?索羅 (Robert Solow)、林毅夫 (2001)認為,加快技術進步是增加農民收入的重要途徑[1]。劉進寶和劉洪 (2004)、黃祖輝和錢峰燕 (2003)通過實證卻得出,技術進步在促進經濟增長、發展農業生產、增加農產品供給等方面有巨大的作用,但技術進步與提高勞動者農業收入之間的相關性很弱[8][9]。

綜上所述,本人認為有兩點值得關注：第一,從現有的文獻來看,對影響農民收入增長的單個因素研究較多,但是依據各生產投入要素對農民農業收入的影響程度進行相關性分析并進行重要性排序的文獻還比較少;第二,通過理論分析與實證分析或不同的實證分析方法,得出的結論有所差異,甚至是截然相反。本文試圖在總結已有研究的基礎上,擬運用協整檢驗和誤差修正模型的實證方法,從農業生產要素角度進行探討,分析各要素與農民農業收入之間的關系,并對各要素進行重要性排序。

三、模型設計、數據來源及研究方法

(一)模型的設計

本文引入總生產函數作為分析框架,該函數中資本投入、金融發展水平、科技進步、勞動力等生產要素被當作 “投入”用于生產過程。生產函數形式如下：

其中,Y代表總的經濟產出,K代表總的資本投入,F代表金融發展水平,T代表技術進步,L代表勞動力。借鑒溫濤 (2005)[10]的做法,我們得到如下的全微分方程：

其中,m代表經濟的最大生產能力 (此時的勞動力投入達到最大狀態),Y取決于K、F和T。本文選取農業基本建設投資來衡量農業的資本投入 (K),農業科技三項費用來衡量農業科技 (T)投入。另外,我們還采用農業貸款 (FD)和農業保險 (FI)兩個指標來衡量我國農村金融發展水平,其函數形式如下：

對 (3)式全微分后代入公式 (2),得到公式 (4)：

若β1用代表資本的邊際產出,β2代表農業貸款的邊際產出,β3代表農業保險的邊際產出,β4代表農業技術的邊際產出,農民人均農業收入代表人均產出,簡化 (4)式后的最終計量模型如下：

其中,R代表農民人均農業收入,β0代表常數項,εt為隨機誤差項。

(二)數據來源

本文選取的樣本區間為1985-2007年。其中,農民人均農業收入①本文用家庭經營純收入作為因變量來代表農民農業收入。根據 《中國統計年鑒 (2008)》的指標說明,家庭經營收入是農村住戶以家庭為生產經營單位進行生產籌劃和管理而獲得的收入。農村住戶家庭經營活動按行業劃分,包括農業、林業、牧業、漁業、工業、建筑業、交通運輸郵電業、批發和零售貿易餐飲業、社會服務業、文教衛生業和其他家庭經營。而一般情況下,農業收入包括農林牧漁業收入。鑒于家庭經營純收入難以進一步區分以及農林牧漁業收入占家庭經營純收入比重在80%左右,為簡化起見,本文把家庭經營純收入作為農業收入的衡量指標。、農業科技和農業保險數據來源于各年的 《中國統計年鑒》;農業基本建設投資數據來源于各年的 《中國農村統計年鑒》;農業貸款1985-1993年的數據來源于 《新中國五十年統計資料匯編》,1994-2005年的數據來源于各年的 《中國金融年鑒》,2006、2007年的數據來源于 《中國統計年鑒 (2008)》。

(三)實證研究方法

為了避免模型出現偽回歸,本文進行實證研究前先利用Dickey和Fuller(1981)提出的ADF單位根檢驗法檢驗變量的平穩性,對非平穩性的變量進行處理后使之成為平穩時間序列。如果變量是單整的,再針對相關變量進行協整檢驗,以確定農業基本建設投資、農業貸款、農業保險和農業科技投入與農民農業收入增長之間的長期關系。本文將采用Johansen提出的協整檢驗方法來檢驗變量之間的協整關系。對于協整檢驗的結果,如果變量間存在協整關系,本文將進一步建立誤差修正模型 (VECM)進行短期因果關系分析。

四、實證結果分析

(一)平穩性檢驗

本文利用Eviews5.0軟件,分別對lnR、lnK、lnFD、lnFI和lnT及其一階差分變量進行了平穩性檢驗。通過檢驗發現,時間序列變量lnR、lnK、lnFD、lnFI和lnT都是非平穩變量,但相關的一階差分變量ΔlnR、ΔlnK、ΔlnFD、ΔlnFI和ΔlnT的所有數據序列在10%的顯著性水平下都是平穩的。由此可知,lnR、lnK、lnFD、lnFI和lnT均為一階單整序列I(1)。

表1 單位根檢驗

(二)協整檢驗與協整方程

如前所述,lnR、lnK、lnFD、lnFI和lnT都是一階單整變量,被解釋變量 (lnR)的單整階數不高于任何一個解釋變量 (lnK、lnFD、lnFI、lnT)的單整階數。本文采用EG兩步法對上述變量進行協整分析,結果如下所示：

本文根據t值逐一去除不顯著的影響變量,最終得到方程 (7)：

令方程 (6)、(7)的殘差為U1、U2,殘差序列的單位根檢驗結果見表2所示。U1、U2的單位根檢驗統計量均小于顯著性水平5%的臨界值,這說明兩個殘差序列都是平穩的,所以lnK、lnFD、lnFI、lnT與lnR以及lnK、lnFD與lnR之間存在長期協整關系。檢驗結果也表明,本文的這兩個長期均衡模型的變量選擇是合理的,回歸系數具有經濟意義。

表2 殘差U的單位根檢驗

從協整方程 (6)可以看出,除了農業科技外,其他各項的系數均為正,這表明農業基本建設投資、農業貸款和農業保險投入的增加在長期均能促進農民農業收入的增長。具體表現為：

1.農業基本建設投資每增加1%,農民人均農業收入增加0.3001%,且相關性顯著。這說明良好的基礎設施能較大程度地改善農業生產條件,降低農業生產成本,節約農民交易費用,提高交易效率,最終實現農民增收。當前我國農業基礎設施建設滯后,已成為制約我國農業和農村經濟發展的重要因素。

2.農業貸款對農民農業增收具有顯著的促進作用。提高農業貸款規模,改善農村金融發展狀況,對提高農民收入極為重要。目前我國土地數量基本穩定,農村勞動力富余,資本是農業最稀缺的要素 (農業貸款是農業資本的主要來源)。

3.農業保險對我國農業發展的促進作用并不明顯,這與我國農業保險發展落后、總體規模小密切相關。雖然近年來我國農業保費收入急劇上升,但農業保費收入占財產保險公司總體保費收入僅有2.54%(截至2007年),如此小的農業保險規模大大制約了農業保險作用的發揮。

4.農業科技與農民農業收入之間存在弱負相關。這主要是由于農業發展進入新階段后,農產品的供求格局已從過去的長期短缺轉變為總量基本平衡且豐年有余,甚至出現了地區性、結構性的相對過剩。技術進步能極大地提高農業投入的生產率,進而增加供給,從而導致超過需求的有限增長和農產品價格的下降。而農產品是人類最基本的生存必需品,其需求價格彈性小于1,促使農民收入反而下降,這種現象也就是我們平常所說的 “谷賤傷農”、“豐收悖論”。

(三)誤差修正模型 (VECM)

因為農業收入的對數與各變量的對數之間存在長期協整關系,所以我們可以建立誤差修正模型來研究農業收入與各變量之間的短期動態關系。以ΔlnR為被解釋變量,誤差修正項resid(-1)、ΔlnK、ΔlnFD、ΔlnFI、ΔlnT及其各階滯后項 (滯后期=1)為解釋變量,最終誤差修正模型如下所示：

在上述誤差修正模型中,誤差修正項系數為負,符合反向修復機制,這反映了農業收入增加受農業貸款等投入影響的短期波動規律。誤差修正系數的大小反映了短期偏離長期均衡的調整力度,上述模型中誤差修正系數為-0.3686,說明調整力度較強。農民人均農業收入對農業貸款、農業基本建設投資、農業保險、農業科技等因素從非均衡向均衡狀態調整的時間大約為2.71年。上述模型中的解釋變量還包括了滯后一期的農民人均農業收入變化,該變量系數顯著,表明農民人均農業收入的增加在短期具有累積效應或持續效應。此外,我們還可以看到,農業基本建設投資的增加在短期內對促進農民農業增收起到一定的促進作用,而農業貸款、農業保險和農業科技的增加沒有提高農民的收入。但總體來看,這四個變量對農民人均農業收入的影響均不顯著。可見,農業貸款和農業基本建設投資等對農民農業增收的促進作用有一定的時滯性,需要經過一段時間才能發揮出來,這也進一步說明了農民增收并非是一朝一夕就能夠解決的問題,而是一個漫長的系統工程,需要進行長期的統籌規劃。

五、研究結論及相關政策建議

從長期來看,農業基本建設投資、農業貸款和農業保險均對農民農業收入增長具有正向的促進作用,并與農民農業收入之間存在長期穩定的協調關系,即它們之間存在動態均衡機制。從系數值的大小可以看出,農業基本建設投資和農業貸款是影響農民農業收入最重要的因素,農業保險次之,農業科技支出最后且為負相關。從短期來看,除了農業基本建設投資對農民農業收入略有促進作用外,其他三個因素都具有微弱的阻礙作用,且這四個因素與農民農業收入的相關性均不顯著,說明農民增收是一個緩慢的過程,需要國家政策長期有效的支持。

總的來看,農業基本建設投資和農業貸款對農民農業收入的增長具有十分顯著的正向作用,今后應該不斷加強國家財政對其投入與支持力度;農業保險受其規模制約,促進農民農業增收效果不顯著,其規模亟需擴大;農業科技投入的增加對農民農業收入提高沒有起到促進作用,這與農產品的需求缺乏彈性有關,應通過建立農業生產補貼制度來解決。為此,政府可通過以下的有關措施來增加農民的農業收入：

1.加快農業基礎設施建設

加大政府投資力度,通過財稅政策引導外資和民間資本流向農業基礎設施建設,從多個角度解決農業基礎設施投入不足的問題,促進農民收入增加。

2.確保農村金融發展

政府應加大對農村信貸的支持力度,適當減免農村金融機構的營業稅和所得稅,引導農村儲蓄資金轉向農村貸款;加快農村金融體制改革的步伐,除了發展國家和地方政府獨資及控股的金融機構、合作金融機構外,還要大力發展民間及私人中小金融機構銀行,實現農村金融機構所有制的多元化。

3.促進農業保險規模壯大

加大對農業保險政策的扶持力度,按照 “多予、少取、放活”的方針,加強對農業保險的財政補貼力度以及實施更優惠的稅收政策;健全農業保險體系,建立以政策性農業保險公司為主,互助合作保險組織為輔的基本農業保險體系;鼓勵商業保險公司開發農村和農業保險業務,引進外資專業保險公司加大農業保險力度;建立農業再保險機制,完善我國農業保險體系。

4.建立和完善農業生產補貼制度

本文的研究表明,雖然農業科技投入不利于農民農業收入的增加,但農業技術的提高可以大大促進農業增收,保證國家的糧食安全。發達國家解決此類問題的做法一般是通過提供巨額的財政補貼、穩定農業生產的途徑來保障農民收入。我國政府應借鑒國際經驗,盡快建立和完善農業生產補貼制度,保障農民農業收入。

[1]林毅夫.增加農民收入需要農村基礎設施的牢固[J].調查世界,2001,(7).

[2]Xizobo Zhang,Shenggen Fan.How productive is infrastructure?A new approach and evidence from rural India[J].American Agricultural Economics Association,2004,Vol.3,pp.66-76.

[3]辛毅.農業生產成本與農村基礎設施建設相關性的理論與實證分析[J].價格理論與實踐,2006,(7).

[4]劉忠群,黃金,梁彭勇.金融發展對農民收入增長的影響——來自中國面板數據的再檢視 [J].財貿研究,2008,(6).

[5]許崇正,高希武.農村金融對增加農民收入支持狀況的實證分析 [J].金融研究,2005,(9).

[6]邢鸝,黃昆.政策性農業保險保費補貼對政府財政支出和農民收入的模擬分析 [J].農業技術經濟,2007,(3).

[7]高杰.農業保險對于農民收入的影響及其政策涵義 [J].政策研究,2008,(7).

[8]劉進寶,劉洪.農業技術進步與農民農業收入增長弱相關性分析 [J].中國農村經濟,2004,(9).

[9]黃祖輝,錢峰燕.技術進步對我國農民收入的影響及對策分析[J].中國農村經濟,2003,(12).

[10]溫濤,冉光和,熊德平.中國金融發展與農民收入增長[J].經濟研究,2005,(9).