城鎮居民收入和農產品價格對農民收入的動態影響

付蓮蓮+鄧群釗+翁異靜

摘要：運用向量自回歸模型研究了1978～2011年農產品價格和城鎮居民收入對農民收入的動態影響。結果表明，農民收入主要受自身上期的影響，農民收入具有自我增進機制。農產品生產價格上漲對農民收入有正向、時滯的影響，農業生產資料價格對農民收入增長具有微弱的負向影響。城鎮居民收入對農民收入有較強的長期正向效應，應建立城鎮居民收入對農民收入的良性作用機制。

關鍵詞：農產品價格；農民收入；城鎮居民收入；向量自回歸模型

中圖分類號：F323 文獻標識碼：A 文章編號：0439-8114（2014）07-1712-05

The Dynamic Effect of Income of Urban Residents and Price of Agricultural

Products on Farmers′ Income

FU Lian-lian1，2，DENG Qun-zhao1，WENG Yi-jing1

（1.Management Science and Engineering Department，Nanchang University，Nanchang 330031，China；

2.College of Science， Jiangxi Agricultural University， Nanchang 330031，China）

Abstract： The dynamic effects of the prices of agricultural production and urban residents income on farmers income during 1978 and 2011 were analyzed with using vector autoregressive model. The results showed that the farmers income with self， improving mechanism mainly affected by previous income. The rise of production prices had a delayed and positive effect on farmers income. Prices of agricultural means of production had a weak and negative influence on the rural income growth. The increase of urban residents income had a strong long-term positive effect on farmers income. A benign mechanism between them should be established.

Key words：price of agricultural products； farmers income； urban residents income； vector autoregressive model

努力拓寬農民增收渠道，確保農民收入穩步增長，一直是我國農業管理部門孜孜以求的目標。國內學者對農民收入問題做了大量研究，主要從城市化進程、農民人力資本、財政支農支出、農民非農產業發展、金融支農支出、農業外商直接投資、農業合作社等不同角度對農民收入的影響因素做了廣泛的研究[1-5]。

在我國，農業收入目前仍是農民收入的重要來源，因而農產品價格變動也直接關系到農民的切實利益。近幾年來，農產品價格經歷了大幅漲落[6]，理論界對農產品價格波動的農民增收效應的研究成果較豐富。代表性的觀點有兩種：第一，認為農產品價格上漲對農民增收的作用有限。劉耀森[7]認為我國農產品生產價格上漲對我國農民收入水平的提高沒有顯著作用，農業生產資料價格變化對農民收入增長的影響十分微弱。楊麗莎[8]的研究表明農產品價格上漲未能顯著促進農民增收，而加工貿易出口變量和財政支農變量的系數顯著。第二，認為農產品價格上漲能有效促進農民收入增長。張照新等[9]認為農產品價格依然是影響農業生產發展和農民增收的最重要的因素，對于近年來糧食持續增產和農民持續增收發揮了重要作用。何蒲明[10]運用敏感系數和Johansen檢驗等方法探討了農業生產資料價格和農民收入的相互關系，結果顯示，農業生產資料價格的上漲和農民人均純收入的增加存在協整關系，農業生產資料價格與農民收入互為格蘭杰原因。

上述研究為深入理解農產品價格波動與農民收入關系做出了重要貢獻，但是研究的深度和廣度仍不夠。首先，沒有考慮到城鎮居民收入對農民收入的影響。城鎮居民收入和農民收入有著密切的關系，在當今城鎮化的熱潮中，土地被大量征用，農民補償很低，中間差價投入到城鎮化建設中，促進了城鎮居民收入的增長。同時，城鎮居民的消費支出增長，促進了第二、三產業的發展，有利于農村勞動力轉移，使得農民的工資性收入增加，促進了農民增收。國內已經有一些學者做過相應的研究，例如李建軍[11]從財政支農的角度探討了城鎮居民收入對農民收入的影響。其次，沒有把農產品價格、城鎮居民收入以及農民收入納入一個動態系統中進行分析，進而深入研究農產品價格和城鎮居民收入對農民收入的復合影響。2009年全國城鄉收入差距為3.33∶1，2010年降至3.23∶1，2011年變為3.13∶1，國家統計局分析認為，目前居民收入差距已經收縮到拐點區。因此在這種特殊經濟背景下，探討農產品價格和城鎮居民收入對農民收入的影響有一定的意義。

鑒于以上兩點，本研究在借鑒國內外已有研究的基礎上，對現有研究進行拓展，在農產品價格波動的背景下分析城鎮居民收入對農民收入的影響。結合最新數據，建立向量自回歸模型，運用脈沖響應函數和方差分解技術動態地回答以下兩個問題：城鎮居民收入的提高是否會促進農民收入的增長？ 農產品生產價格、農業生產資料價格、城鎮居民收入與農民收入間究竟存在著何種關系？

1 變量的選取及變動趨勢

1.1 變量選取與說明

1.1.1 農產品價格 本研究選取了農產品生產價格指數（AP）作為農產品價格的代理變量。農產品生產價格指數反映的是農產品生產者直接出售其產品時的價格，可以客觀反映全國農產品生產價格水平和結構變動情況。

探討農產品生產價格上漲對農民收入的影響，不能脫離農業生產成本上漲的背景。為反映農業生產成本對農民收入的影響，選取農業生產資料價格指數（AZP）作為農業生產成本的代理變量。

1.1.2 城鎮居民收入和農民收入 各種統計資料中關于農產品價格的指標都是指數形式，而農民收入和城鎮居民收入用農村居民人均純收入和城鎮居民家庭可支配收入來表示，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。故本研究以城鎮居民家庭人均可支配收入指數（CI）、農村居民家庭人均純收入指數（AI）分別表示城鎮居民收入和農民收入水平。為了消除物價因素的影響，上述變量均以1978年為基期（1978=100）轉化為定基數據。原始數據均來自《中國統計摘要》（2012），數據段為1978～2011年。為消除異方差的影響，對上面4個變量取自然對數。

1.2 變量的變化趨勢

從圖1中看出，2000年以前農村居民人均純收入指數緩慢上升，農產品生產價格指數在1993～2000年期間波動幅度最大，1996年達到最高點550.3，之后快速下降到2000年的409.2。農產品生產價格指數上漲，而農村人均純收入指數卻沒有隨之快速上漲，其原因是農業生產資料價格指數在這期間也大幅度上漲，1996年到達最高點399，抵消了農產品價格上漲帶來的好處。2000年以后農村居民家庭人均純收入上漲的速度加快，農產品價格指數也進入了新的一輪波動時期。同時農業生產資料價格指數、城鎮居民人均可支配收入指數、農產品生產價格指數和農村居民家庭人均純收入指數之間走勢基本一致，并且4個變量之間的相關系數比較大（表1），表明四者之間有緊密的聯系。

2 實證研究

向量自回歸模型（VAR）常用于預測相互聯系的時間序列系統及分析隨機擾動對變量系統的動態沖擊，從而解釋各種經濟變量沖擊對經濟變量形成的影響。與傳統或經典的計量模型相比，VAR模型更能動態地反映出多變量間的結構關系以及變化規律[12]。

2.1 平穩性檢驗

經濟數據很多是不平穩的，但建立向量自回歸模型要求數據平穩，對數據進行平穩性檢驗主要有DF檢驗、ADF檢驗和PP檢驗方法，在這里運用ADF檢驗法對變量進行平穩性檢驗（表2）。

從表2可知，在10%顯著性水平下，農村居民家庭人均純收入指數、城鎮居民人均可支配收入指數、農產品生產價格指數和農產品生產資料價格指數的對數序列均不平穩，但它們的一階差分為平穩序列，即

lnAI～I（1），lnCI～I（1），lnAZP～I（1），lnAP～I（1）

2.2 向量自回歸模型

由上面結果得知序列ΔlnAI，ΔlnCI，ΔlnAZP和ΔlnAP均為平穩性序列，適合做向量自回歸模型（VAR）。根據LR、HQ、AIC和SC值來選擇模型的滯后階數[12]，并在充分考慮方程及其變量顯著性水平的基礎上，經反復試驗確定模型的滯后階數為1～2階。結果如下：

ΔlnAIΔlnAPΔlnAZPΔlnCI=-0.006-0.045 0.033 0.038+

0.452 -0.013 -0.085 0.128-0.029 0.782 -0.158 0.620 0.245 0.823 -0.136 0.251-0.366 0.099 0.176 0.177ΔlnAIΔlnAPΔlnAZPΔlnCI■+

0.220 0.106 -0.017 0.249 0.093 -0.419 0.249 0.479-0.337 -0.277 0.073 -0.117 0.412 -0.343 0.293 0.207ΔlnAIΔlnAPΔlnAZPΔlnCI■+e1te2te3te4t

R2=0.792，F=646.2

方程總體的顯著水平和擬合程度是能夠解釋問題的，個別的參數不是很顯著，VAR模型并不是很關注參數的檢驗，其主要功能也不是解釋回歸系數的意義，而是主要研究序列之間的動態變化規律，只要模型的全部根的倒數位于單位圓內（均小于1），就表明該系統的結構是穩定的，便可作脈沖響應分析和方差分解。

從式（1）可知，農村居民家庭人均純收入指數滯后1期和2期的值對農村居民家庭人均純收入指數當期的值影響為正，并且影響的程度隨著時間慢慢減弱，符合經濟規律。農產品生產資料價格指數對農村居民家庭人均純收入指數呈負影響。農產品生產價格指數滯后1期、滯后2期對農村居民家庭人均純收入的影響系數分別為-0.013、0.106，表明農產品價格上漲促進農民增收的效應具有滯后性，短期看來其上漲的利潤被農業生產資料價格的上漲所抵消。

城鎮居民人均可支配收入指數對農村居民家庭人均純收入指數的1期和2期影響系數分別為0.128和0.249，城鎮居民收入對農民收入有正向促進作用。其原因有多方面，如城鎮居民的可支配收入增加，城鎮第二、三產業的發展，創造了更多的就業機會，大量農民進城務工，使農民的工資性收入不斷增加，促進農民增收。

2.3 VAR模型穩定性檢驗

對VAR模型進行穩定性檢驗，發現VAR模型的全部根的倒數位于單位圓內（圖2），故模型是穩定的，可以進行脈沖響應函數分析。

2.4 脈沖響應分析

圖3是模擬的脈沖響應函數曲線，實線是響應函數值，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶；縱軸表示因變量對解釋變量的響應程度，橫軸表示試驗設定的響應期數，為10期。

從圖3a可見，農民收入對自身的沖擊在當期立刻做出反應，第1期顯著上升，但影響的時間不長，到第2期顯著下降，第3、第4期繼續小幅下降，在第5期呈現出收斂的跡象，并趨近于0。這說明農民收入受自身信息沖擊，會立即迅速發生變化，并且沒有任何時滯，之后慢慢穩定。

由圖3b可知，農民收入對農產品生產價格的沖擊，一開始呈負影響，在第2期達到最小值，然后出現小幅上升，在第5期慢慢趨向穩定。其包含的經濟意義是農民“增產不增收”，每當農產品生產價格上漲，農資價格總是“及時”跟進，并且中間流通環節增加了很多的流通成本，進而抵消部分農產品價格上漲給農民帶來的實惠。

給農業生產資料價格一個標準差的沖擊，農民收入在第2期才做出負反應，并且達到最小，之后趨向穩定。其經濟含義在于：農業生產資料價格波動對農民收入產生一個時滯，本期價格的變化對當期的經營產生的影響很小，對下期經營產生的影響很大，所以本期生產價格上漲，農民收入在本期不會有變化，從而在圖形上表現出一個時滯（圖3c）。

從圖3d可以看出，農民收入對城鎮居民可支配收入的沖擊在第3期達到正向最大值0.01，第6期后趨向穩定。這充分說明我國城鎮居民收入和農民收入并不是此消彼長的關系，城鎮居民收入的增加會帶動農民收入的增長。

2.5 方差分解

脈沖響應函數描述的是VAR模型中的一個內生變量的沖擊給其他內生變量所帶來的影響。方差分解則是把系統中每個內生變量的波動按其成因分解為與各方程信息相關聯的組成部分，從而了解各信息對模型變量的相對重要性。表3是農村居民家庭人均純收入指數的方差分解表，跨期為10。

從方差分解表可以看出，在第1期只有農民收入自身信息對預測均方差有貢獻，總體呈現一個遞減趨勢，但前10期都占絕對優勢（74%以上）。農產品生產價格和農業生產資料價格的變化對農民收入的影響在第2期才凸顯，而且其貢獻相對比較小，此后一直呈上升趨勢，到第10期的貢獻也只有6.83%、1.52%。城鎮居民收入信息對農民收入預測均方差的貢獻度開始比較低，但一直處于上升過程，到第10期都有16.83%的貢獻，說明城鎮居民收入對農民收入有較強的長期正向效應。

3 結論與建議

3.1 結論

通過建立向量自回歸模型，結合脈沖分析和方差分解等技術，探討了我國農產品價格和城鎮居民收入對農民收入的動態影響，實證結果表明：

1）農民收入主要受自身前期的影響，方差分解顯示到第10期都有74.82%的貢獻，表明當農民收入增加到一定程度后便可能產生一個自我增進機制，促進收入的不斷增加，形成農民增收的“滾雪球效應”。

2）提高農產品生產價格對農民增收的影響是滯后的，增收效應不是很大。農產品生產價格指數滯后1期的收入彈性為-0.013，滯后2期的收入彈性為0.106，表明提高農產品生產價格，不是立刻可以看出農民增收的效應，時間上會產生延遲。當期農產品生產價格指數變化1%，兩期后才引起農村居民家庭人均純收入指數變化0.085%。

3）農業生產資料價格對農民收入呈負向影響。農業生產資料價格指數對農村居民家庭人均純收入的影響系數為-0.085%，農業生產資料價格對農村居民家庭人均純收入在第10期的影響僅為1.5%，可以認為農業生產資料價格合理上漲和農民增收可以協同，但是應該控制農業生產資料價格非正常上漲，這與劉耀森[7]的觀點相似。

4）城鎮居民收入的增加可以促進農民收入的增長。城鎮居民收入對農民收入的貢獻一直上升，最后穩定在16.83%。在當前城鄉收入差距較大的語境下，并不能由放緩城鎮居民收入的增長來縮小城鄉差距，縮小城鄉差距的關鍵在于加快農民收入的增長，實現城鄉居民收入增長的互動雙贏。

3.2 對策建議

在城鎮化進程中，為穩定農產品價格，促進農民增收，需從3個方面著力。

首先，要穩定農業生產資料價格，確保農民增收。穩定農業生產資料價格是減輕農民負擔，增加農民收入的重要途徑[13]。全面收集農業生產資料價格信息，建立價格監測預警機制。同時要加強對出廠價格和進口價格的監管，從源頭上平抑農業生產資料市場的大幅波動，進而切實維護農民利益。

其次要調整農業產業結構，加快勞動力轉移，提高農民收入。我國農產品生產體系由2.4億小農戶組成， 戶均耕地從20世紀80年代初的約0.8 hm2下降到2007年的不足0.6 hm2，并且地塊有細碎化趨勢，農業小規模生產同農民增收之間存在矛盾[14]。農業產業化是一種新的生產經營方式，農業產業化進程中直接吸納了大量的農村勞動力，為農業發展提供資金，促進土地資源合理配置。同時調整農業產業結構有利于促進產業集群的發展，加速城鎮化進程，降低第二、第三產業的生產成本，將從根本上解決農民增收的難題。

最后，要建立城鎮居民收入對農民收入的良性作用機制，促進農民增收。提高城鎮居民收入水平，可以帶來相關稅收（如個稅）的增長，增強財政實力。同時當城鎮居民的可支配收入增加，城鎮第二、三產業的發展，創造了更多的就業機會，促使農村勞動力轉移，使農民的工資性收入不斷增加，促進農民增收。政府方面要采取“工業反哺農業”的政策，增加對農業、農村和農民的支持，促進了農民收入的增加。縮小城鄉差距的關鍵在于加快農民收入的增長，在促進農民收入增長過程中應堅持帕累托改進原則，實現城鄉居民收入增長的雙贏。

參考文獻：

[1] 林毅夫，劉培林.中國的經濟發展戰略與地區收入差距[J].經濟研究，2003（3）：19-25.

[2] 陽俊雄.農業勞動力轉移的新階段及對農民收入增長的影響[J].調研世界，2001（4）：18-20.

[3] 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）：30-43.

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[7] 劉耀森.農產品價格與農民收入增長關系的動態分析[J].當代經濟研究，2012（5）：43-48.

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[12] 易丹輝.數據分析與eviews應用[M].北京：中國統計出版社，2003.

[13] 林毅夫.解決農村貧困問題需要有新的戰略思路[J].中國經濟快訊，2002（18）：24.

[14] 黃季焜.農產品供求視角下農業經濟和政策前沿問題研究[J].經濟經緯，2010（3）：1-7.

從圖3a可見，農民收入對自身的沖擊在當期立刻做出反應，第1期顯著上升，但影響的時間不長，到第2期顯著下降，第3、第4期繼續小幅下降，在第5期呈現出收斂的跡象，并趨近于0。這說明農民收入受自身信息沖擊，會立即迅速發生變化，并且沒有任何時滯，之后慢慢穩定。

由圖3b可知，農民收入對農產品生產價格的沖擊，一開始呈負影響，在第2期達到最小值，然后出現小幅上升，在第5期慢慢趨向穩定。其包含的經濟意義是農民“增產不增收”，每當農產品生產價格上漲，農資價格總是“及時”跟進，并且中間流通環節增加了很多的流通成本，進而抵消部分農產品價格上漲給農民帶來的實惠。

給農業生產資料價格一個標準差的沖擊，農民收入在第2期才做出負反應，并且達到最小，之后趨向穩定。其經濟含義在于：農業生產資料價格波動對農民收入產生一個時滯，本期價格的變化對當期的經營產生的影響很小，對下期經營產生的影響很大，所以本期生產價格上漲，農民收入在本期不會有變化，從而在圖形上表現出一個時滯（圖3c）。

從圖3d可以看出，農民收入對城鎮居民可支配收入的沖擊在第3期達到正向最大值0.01，第6期后趨向穩定。這充分說明我國城鎮居民收入和農民收入并不是此消彼長的關系，城鎮居民收入的增加會帶動農民收入的增長。

2.5 方差分解

脈沖響應函數描述的是VAR模型中的一個內生變量的沖擊給其他內生變量所帶來的影響。方差分解則是把系統中每個內生變量的波動按其成因分解為與各方程信息相關聯的組成部分，從而了解各信息對模型變量的相對重要性。表3是農村居民家庭人均純收入指數的方差分解表，跨期為10。

從方差分解表可以看出，在第1期只有農民收入自身信息對預測均方差有貢獻，總體呈現一個遞減趨勢，但前10期都占絕對優勢（74%以上）。農產品生產價格和農業生產資料價格的變化對農民收入的影響在第2期才凸顯，而且其貢獻相對比較小，此后一直呈上升趨勢，到第10期的貢獻也只有6.83%、1.52%。城鎮居民收入信息對農民收入預測均方差的貢獻度開始比較低，但一直處于上升過程，到第10期都有16.83%的貢獻，說明城鎮居民收入對農民收入有較強的長期正向效應。

3 結論與建議

3.1 結論

通過建立向量自回歸模型，結合脈沖分析和方差分解等技術，探討了我國農產品價格和城鎮居民收入對農民收入的動態影響，實證結果表明：

1）農民收入主要受自身前期的影響，方差分解顯示到第10期都有74.82%的貢獻，表明當農民收入增加到一定程度后便可能產生一個自我增進機制，促進收入的不斷增加，形成農民增收的“滾雪球效應”。

2）提高農產品生產價格對農民增收的影響是滯后的，增收效應不是很大。農產品生產價格指數滯后1期的收入彈性為-0.013，滯后2期的收入彈性為0.106，表明提高農產品生產價格，不是立刻可以看出農民增收的效應，時間上會產生延遲。當期農產品生產價格指數變化1%，兩期后才引起農村居民家庭人均純收入指數變化0.085%。

3）農業生產資料價格對農民收入呈負向影響。農業生產資料價格指數對農村居民家庭人均純收入的影響系數為-0.085%，農業生產資料價格對農村居民家庭人均純收入在第10期的影響僅為1.5%，可以認為農業生產資料價格合理上漲和農民增收可以協同，但是應該控制農業生產資料價格非正常上漲，這與劉耀森[7]的觀點相似。

4）城鎮居民收入的增加可以促進農民收入的增長。城鎮居民收入對農民收入的貢獻一直上升，最后穩定在16.83%。在當前城鄉收入差距較大的語境下，并不能由放緩城鎮居民收入的增長來縮小城鄉差距，縮小城鄉差距的關鍵在于加快農民收入的增長，實現城鄉居民收入增長的互動雙贏。

3.2 對策建議

在城鎮化進程中，為穩定農產品價格，促進農民增收，需從3個方面著力。

首先，要穩定農業生產資料價格，確保農民增收。穩定農業生產資料價格是減輕農民負擔，增加農民收入的重要途徑[13]。全面收集農業生產資料價格信息，建立價格監測預警機制。同時要加強對出廠價格和進口價格的監管，從源頭上平抑農業生產資料市場的大幅波動，進而切實維護農民利益。

其次要調整農業產業結構，加快勞動力轉移，提高農民收入。我國農產品生產體系由2.4億小農戶組成， 戶均耕地從20世紀80年代初的約0.8 hm2下降到2007年的不足0.6 hm2，并且地塊有細碎化趨勢，農業小規模生產同農民增收之間存在矛盾[14]。農業產業化是一種新的生產經營方式，農業產業化進程中直接吸納了大量的農村勞動力，為農業發展提供資金，促進土地資源合理配置。同時調整農業產業結構有利于促進產業集群的發展，加速城鎮化進程，降低第二、第三產業的生產成本，將從根本上解決農民增收的難題。

最后，要建立城鎮居民收入對農民收入的良性作用機制，促進農民增收。提高城鎮居民收入水平，可以帶來相關稅收（如個稅）的增長，增強財政實力。同時當城鎮居民的可支配收入增加，城鎮第二、三產業的發展，創造了更多的就業機會，促使農村勞動力轉移，使農民的工資性收入不斷增加，促進農民增收。政府方面要采取“工業反哺農業”的政策，增加對農業、農村和農民的支持，促進了農民收入的增加。縮小城鄉差距的關鍵在于加快農民收入的增長，在促進農民收入增長過程中應堅持帕累托改進原則，實現城鄉居民收入增長的雙贏。

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[7] 劉耀森.農產品價格與農民收入增長關系的動態分析[J].當代經濟研究，2012（5）：43-48.

[8] 楊麗莎.農產品價格變動對農民收入的影響研究[J].改革與戰略，2011（9）：96-98.

[9] 張照新，翟雪玲，宋洪遠，等.通貨膨脹，農產品價格上漲與市場調控[J].中國農墾，2011（001）：64-66.

[10] 何蒲明.農業生產資料價格與農民收入相互關系的實證研究[J].湖北農業科學，2012（19）：4407-4410.

[11] 李建軍.城鎮居民收入、財政支出與農民收入——基于1978-2006年中國數據的協整分析[J].農業技術經濟，2008（4）：34-40.

[12] 易丹輝.數據分析與eviews應用[M].北京：中國統計出版社，2003.

[13] 林毅夫.解決農村貧困問題需要有新的戰略思路[J].中國經濟快訊，2002（18）：24.

[14] 黃季焜.農產品供求視角下農業經濟和政策前沿問題研究[J].經濟經緯，2010（3）：1-7.

從圖3a可見，農民收入對自身的沖擊在當期立刻做出反應，第1期顯著上升，但影響的時間不長，到第2期顯著下降，第3、第4期繼續小幅下降，在第5期呈現出收斂的跡象，并趨近于0。這說明農民收入受自身信息沖擊，會立即迅速發生變化，并且沒有任何時滯，之后慢慢穩定。

由圖3b可知，農民收入對農產品生產價格的沖擊，一開始呈負影響，在第2期達到最小值，然后出現小幅上升，在第5期慢慢趨向穩定。其包含的經濟意義是農民“增產不增收”，每當農產品生產價格上漲，農資價格總是“及時”跟進，并且中間流通環節增加了很多的流通成本，進而抵消部分農產品價格上漲給農民帶來的實惠。

給農業生產資料價格一個標準差的沖擊，農民收入在第2期才做出負反應，并且達到最小，之后趨向穩定。其經濟含義在于：農業生產資料價格波動對農民收入產生一個時滯，本期價格的變化對當期的經營產生的影響很小，對下期經營產生的影響很大，所以本期生產價格上漲，農民收入在本期不會有變化，從而在圖形上表現出一個時滯（圖3c）。

從圖3d可以看出，農民收入對城鎮居民可支配收入的沖擊在第3期達到正向最大值0.01，第6期后趨向穩定。這充分說明我國城鎮居民收入和農民收入并不是此消彼長的關系，城鎮居民收入的增加會帶動農民收入的增長。

2.5 方差分解

脈沖響應函數描述的是VAR模型中的一個內生變量的沖擊給其他內生變量所帶來的影響。方差分解則是把系統中每個內生變量的波動按其成因分解為與各方程信息相關聯的組成部分，從而了解各信息對模型變量的相對重要性。表3是農村居民家庭人均純收入指數的方差分解表，跨期為10。

從方差分解表可以看出，在第1期只有農民收入自身信息對預測均方差有貢獻，總體呈現一個遞減趨勢，但前10期都占絕對優勢（74%以上）。農產品生產價格和農業生產資料價格的變化對農民收入的影響在第2期才凸顯，而且其貢獻相對比較小，此后一直呈上升趨勢，到第10期的貢獻也只有6.83%、1.52%。城鎮居民收入信息對農民收入預測均方差的貢獻度開始比較低，但一直處于上升過程，到第10期都有16.83%的貢獻，說明城鎮居民收入對農民收入有較強的長期正向效應。

3 結論與建議

3.1 結論

通過建立向量自回歸模型，結合脈沖分析和方差分解等技術，探討了我國農產品價格和城鎮居民收入對農民收入的動態影響，實證結果表明：

1）農民收入主要受自身前期的影響，方差分解顯示到第10期都有74.82%的貢獻，表明當農民收入增加到一定程度后便可能產生一個自我增進機制，促進收入的不斷增加，形成農民增收的“滾雪球效應”。

2）提高農產品生產價格對農民增收的影響是滯后的，增收效應不是很大。農產品生產價格指數滯后1期的收入彈性為-0.013，滯后2期的收入彈性為0.106，表明提高農產品生產價格，不是立刻可以看出農民增收的效應，時間上會產生延遲。當期農產品生產價格指數變化1%，兩期后才引起農村居民家庭人均純收入指數變化0.085%。

3）農業生產資料價格對農民收入呈負向影響。農業生產資料價格指數對農村居民家庭人均純收入的影響系數為-0.085%，農業生產資料價格對農村居民家庭人均純收入在第10期的影響僅為1.5%，可以認為農業生產資料價格合理上漲和農民增收可以協同，但是應該控制農業生產資料價格非正常上漲，這與劉耀森[7]的觀點相似。

4）城鎮居民收入的增加可以促進農民收入的增長。城鎮居民收入對農民收入的貢獻一直上升，最后穩定在16.83%。在當前城鄉收入差距較大的語境下，并不能由放緩城鎮居民收入的增長來縮小城鄉差距，縮小城鄉差距的關鍵在于加快農民收入的增長，實現城鄉居民收入增長的互動雙贏。

3.2 對策建議

在城鎮化進程中，為穩定農產品價格，促進農民增收，需從3個方面著力。

首先，要穩定農業生產資料價格，確保農民增收。穩定農業生產資料價格是減輕農民負擔，增加農民收入的重要途徑[13]。全面收集農業生產資料價格信息，建立價格監測預警機制。同時要加強對出廠價格和進口價格的監管，從源頭上平抑農業生產資料市場的大幅波動，進而切實維護農民利益。

其次要調整農業產業結構，加快勞動力轉移，提高農民收入。我國農產品生產體系由2.4億小農戶組成， 戶均耕地從20世紀80年代初的約0.8 hm2下降到2007年的不足0.6 hm2，并且地塊有細碎化趨勢，農業小規模生產同農民增收之間存在矛盾[14]。農業產業化是一種新的生產經營方式，農業產業化進程中直接吸納了大量的農村勞動力，為農業發展提供資金，促進土地資源合理配置。同時調整農業產業結構有利于促進產業集群的發展，加速城鎮化進程，降低第二、第三產業的生產成本，將從根本上解決農民增收的難題。

最后，要建立城鎮居民收入對農民收入的良性作用機制，促進農民增收。提高城鎮居民收入水平，可以帶來相關稅收（如個稅）的增長，增強財政實力。同時當城鎮居民的可支配收入增加，城鎮第二、三產業的發展，創造了更多的就業機會，促使農村勞動力轉移，使農民的工資性收入不斷增加，促進農民增收。政府方面要采取“工業反哺農業”的政策，增加對農業、農村和農民的支持，促進了農民收入的增加。縮小城鄉差距的關鍵在于加快農民收入的增長，在促進農民收入增長過程中應堅持帕累托改進原則，實現城鄉居民收入增長的雙贏。

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