農作物機械作業面積與農民收入增長
——基于江蘇省的協整分析

孫茂洋,馬 駿,2*

(1.河海大學 商學院, 江蘇 南京 210098；2.南京大學 理論經濟學博士后流動站, 江蘇 南京210093)

農作物機械作業面積與農民收入增長

——基于江蘇省的協整分析

孫茂洋1,馬 駿1,2*

(1.河海大學 商學院, 江蘇 南京 210098；2.南京大學 理論經濟學博士后流動站, 江蘇 南京210093)

摘要：以1990～2013年江蘇省機耕面積、機播面積、機械植保面積和機械收獲面積為農作物機械作業面積具體指標，以農村居民家庭人均純收入作為農民收入增長的指標，利用Johansen協整檢驗和Granger(格蘭杰)因果檢驗方法研究了江蘇省農作物機械作業面積與農民收入增長之間是否存在長期均衡關系及格蘭杰因果關系。結果表明江蘇省農作物機械作業面積與農民收入增長之間存在長期均衡關系，農作物機械作業面積對農民收入增長的作用不明顯，但是農民收入的增長對機械植保面積和機械收獲面積作用明顯。

關鍵詞：農作物機械作業面積；農民收入增長；協整分析；格蘭杰因果檢驗

0引言

農民收入增長問題一直備受關注，在2015年中央一號文件《關于加大改革創新力度加快農業現代化建設的若干意見》和江蘇省委2015一號文件《關于加大農村改革創新力度 推動現代農業建設邁上新臺階的意見》中都明確提出了建設現代農業，增加農民收入等問題。近年來學術界關于影響農民收入增長方面的研究越來越多，如溫濤等[1]用50余年的時間序列數據，對中國整體金融發展與農民收入增長的關系進行了協整檢驗、格蘭杰因果檢驗和VAR分析，結果顯示前者對后者有負效應，并提出通過改進當前的金融結構來促進農民收入增長。關浩杰[2]從農民收入結構(家庭經營性收入、工資性收入、財產性收入和轉移性收入)的角度研究了改革開放以來我國農民收入的變化和影響因素，發現在2011年之前農民收入結構中家庭經營性收入占比始終超過45%，但是其比重和貢獻率卻一直在降低，而工資性收入的比重和貢獻率在逐漸提高。陳銀娥等[3]利用相關數據研究了農村基礎設施投資與農民收入之間的關系，結果顯示農村基礎設施投資對農民收入的作用非常有限。趙麗等[4]采用聚類分析的方法研究了環京津貧困區耕地面積變化與農民收入變化之間的關系，結果顯示這兩個變量之間存在長期的均衡關系。農業機械化是農業現代化的重要舉措，吳彥紅等[5]從農業機械投資收益和作業技術經濟方面分析了農業機械化的經濟性作用，指出可以通過發展農業機械化的方式來促進農民增產增收。白人樸[6]通過分析全國農民人均純收入、農業從業人員和農機總動力變化情況，以及各省情況，發現農業機械對于農民增收具有重要作用。

江蘇省既是經濟大省，又是農業大省，江蘇省2013年農村居民人均純收入為13597.8元[7]，在全國排名第五。該省農機裝備總量大幅增長，機械化水平持續提高，全省農業綜合機械化水平達到78%[8]。本文在參考前人研究的基礎上，采用Johansen協整檢驗和Granger(格蘭杰)因果檢驗方法，探討了農作物機械作業面積與農民收入增長之間是否存在關系。本文將重點研究兩方面內容：通過協整檢驗，研究農作物機械作業面積與農民收入增長之間是否存在長期均衡關系；通過Granger因果檢驗，考察農作物機械作業面積與農民收入增長之間是否存在因果關系。最終結合以上研究分析得出的結論提出增加江蘇省農民收入的合理建議。

1變量選取與研究思路

1.1指標選取與數據說明

本文選取1990～2013年江蘇省農作物機械作業面積與農民收入增長的相關指標進行研究分析。農作物機械作業面積具體分為4個指標：機耕面積、機播面積、機械植保面積和機械收獲面積[8]。農民收入增長的指標用農村居民家庭人均純收入來衡量。機耕面積、機播面積、機械植保面積、機械收獲面積和農村居民家庭人均純收入的詳細數據如表1所示。

表1　江蘇省農作物機械作業面積與農村居民家庭人均純收入數據(1990～2013)

注：資料來源于《江蘇統計年鑒》1990～2013年各期。

獲取原始數據后，在使用Eviews 6.0進行數據分析時，需要對數據進行轉換，以消除異方差，具體的變量設定見表2。

表2　變量定義表

1.2研究思路

本文先進行協整檢驗，研究農作物機械作業面積與農民收入增長之間是否存在長期均衡關系；然后，再使用Granger因果檢驗，考察各變量之間是否存在因果關系。

對于非平穩時間序列的協整檢驗，主要有兩種方法，即EG(Engle-Granger)兩步法和Johansen協整檢驗。由于EG兩步法最多只能判斷一組數據中多個變量之間的一個協整關系，難以滿足本文的要求，所以本文采用Johansen協整檢驗。

在進行Johansen協整檢驗之前必須進行單位根檢驗，以判斷所分析的變量是否是非平穩序列。只有在所分析的變量都是非平穩序列的前提下，才可以進行Johansen協整檢驗。關于單位根檢驗的判別方法，本文采用ADF(Augment dickey-fuller)法。并在此基礎上，采用AIC最小值法，選擇VAR(矢量自回歸)模型最優滯后期m。根據滯后期m-1，設定Johansen協整檢驗的滯后期。最后，以滯后期m進行Granger因果檢驗分析。本文章整體研究思路如圖1所示。

2實證分析

2.1平穩性檢驗

關于時間序列數據的平穩性檢驗常見的方法有自相關函數檢驗和ADF檢驗，本文采用后者。在進行ADF檢驗之前，需要先通過繪制序列數據的曲線圖來確定序列中是否含有截距項和時間趨勢。具體的檢驗結果見表3，在1%、5%和10%的顯著性水平下，ADF值均大于lx1、lx2、lx3、lx4和ly這4個時間序列的臨界值，所以不能拒絕原假設。當取一階差分后，ADF值都小于10%的臨界值，且概率P值都小于0.1，可以拒絕原假設，認為差分序列不存在單位根，差分序列不平穩，可以進行下一步的協整檢驗。

圖1　研究思路圖

變量檢驗類型(i,t,m)ADF值臨界值1%5%10%P值是否平穩lx1(i,0,0)0.03702-3.752946-2.99806-2.638750.9529不平穩dlx1(i,0,0)-4.29891-3.769597-3.00486-2.642240.0031平穩lx2(i,0,0)-0.16987-3.752946-2.99806-2.638750.9296不平穩dlx2(i,0,0)-3.31870-3.769597-3.00486-2.642240.0263平穩lx3(i,0,0)-2.01501-3.752946-2.99806-2.638750.2787不平穩dlx3(i,0,0)-3.89055-3.769597-3.00486-2.642240.0077平穩lx4(i,0,0)-0.83680-4.416345-3.62203-3.248590.9468不平穩dlx4(i,0,8)-2.88216-4.004425-3.09890-2.690440.0725平穩ly(i,t,0)-1.54621-4.416345-3.62203-3.248590.7826不平穩dly(i,t,6)-3.29541-4.571559-3.69081-3.286910.0986平穩

注：在檢驗類型(i,t,m)中，i代表截距，t代表趨勢,m代表滯后項，0代表無趨勢無滯后項。

2.2協整檢驗

在進行Johansen協整檢驗時需要先確定滯后階數，所以需要先通過一定方法來確定最優階數。在VAR模型中，關于滯后期數目的確定本文采用AIC最小準則法選擇，通過Eviews操作得到在各種滯后期下AIC的值(表4)，通過對比發現當滯后期選擇3時AIC值(-20.10046)最小，因此可以確定本文設定的VAR模型的滯后期為3。

表4　VAR最優滯后期的確定

在進行Johansen協整檢驗時，滯后階數要比無約束VAR模型的滯后階數小1，因此協整檢驗的滯后階數為2，其結果通過計算跡統計量(Trace)值來進行判定。另外，在進行5種趨勢項假設中，選擇有截距項、無時間趨勢的假設。具體的檢驗結果如表5，跡統計量的第一原假設“無協整”表示沒有協整關系，如果其對應的P值大于5%，則接受原假設，否則拒絕原假設，依次循環。第五原假設“至多4個協整”表示至多4個協整關系，此時跡統計量(2.827469)小于臨界值(3.841466)，且P值(0.0927)大于5%，接受原假設，認為各變量間存在4個協整關系。這充分證明農作物機械作業面積與農民收入增長之間存在長期均衡關系，且該關系可由以下協整方程表示：

lny=0.963506×lnx1+0.18769×lnx2+0.044107×lnx3+0.84624×lnx4

(1)

可以根據協整方程判斷，江蘇省農村居民家庭人均純收入與機耕面積、機播面積、機械植保面積和機械收獲面積均呈現出正相關的長期均衡關系。由于文中在進行Eviews檢驗時已經對所有變量進行了對數化處理，因此在公式(1)中各個自變量前的參數即相應的收入彈性。當機耕面積、機播面積、機械植保面積和機械收獲面積分別增加1%時，農村居民家庭人均純收入相應提高0.963506、0.187690、0.044107、0.84624個百分點。

表5　Johansen協整檢驗結果

2.3Granger因果檢驗

通過上文的Johansen協整檢驗分析可知，江蘇省農作物機械作業面積與農民收入增長之間存在長期均衡關系，但是無法確定所研究變量之間是否構成Granger因果關系，因此下面將進行Granger因果檢驗。前文中已經通過AIC(赤池信息量)最小值法確定了VAR模型的最佳滯后期3，所以在進行Granger因果檢驗時也采用此值，具體的檢驗結果如表6。

表6　格蘭杰因果檢驗結果

注：y≠>x4表示y不是x4的格蘭杰原因；y=>x4表示y是x4的格蘭杰原因；P值表示接受原假設的概率；決策的標準是在10%的顯著性水平下，P值大于0.1時接受原假設，否則拒絕原假設；AC表示接受，RE表示拒絕。

通過上文中的格蘭杰因果檢驗發現，在10%的置信水平下，機耕面積、機播面積與農村居民家庭人均純收入都不是各自的格蘭杰原因；機械植保面積不是農村居民家庭人均純收入的格蘭杰原因，但農村居民家庭人均純收入是機械植保面積的格蘭杰原因；機械收獲面積不是農村居民家庭人均純收入的格蘭杰原因。這說明機耕面積、機播面積、機械植保面積和機械收獲面積對促進農村居民家庭人均純收入的增加作用不明顯，但是農村居民家庭人均純收入增長卻能促進機械植保面積和機械收獲面積的增加。

雖然江蘇省第一產業在地區生產總值中的貢獻率僅為1.8%，但是在積極推進“兩個率先”進程中，江蘇省積極加快建設現代農業，提高農業機械裝備和技術水平，努力提高農民收入水平。雖然農業機械作業面積不是農民收入增加的格蘭杰原因，但是機械化作業方式大大地釋放了勞動力，使更多的勞動力可以外出務工，或是經營其他業務，無疑也會增加農民的收入。通過前文的分析，可以發現農民收入增加之后，會相應地增加機耕收獲面積和機械植保面積。為此需要合理裝備農業機械，提高利用效率；加強農業機械使用技術人員培訓工作，保證人才隊伍建設；健全融資平臺，完善農村金融服務體系，擴大農民借貸渠道，增加補貼。

3結論

本文通過協整檢驗和格蘭杰因果分析方法，對1990～2013年江蘇農作物機械作業面積與農民收入增長之間的關系進行研究，結果表明：江蘇農作物機械作業面積與農民收入增長之間存在長期均衡關系，當機耕面積、機播面積、機械植保面積和機械收獲面積分別增加1%時，農村居民家庭人均純收入相應提高0.963506、0.187690、0.044107、0.84624個百分點；機耕面積、機播面積、機械植保面積和機械收獲面積對促進農村居民家庭人均純收入的增加作用不明顯，但是農村居民家庭人均純收入增長卻能促進機械植保面積和機械收獲面積的增加。

參考文獻:

[1] 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.

[2] 關浩杰.收入結構視角下我國農民收入問題研究[D].北京:首都經濟貿易學院,2013.

[3] 陳銀娥,刑乃千,師文明.農村基礎設施投資對農民收入的影響:基于動態面板數據模型的經驗研究[J].中南財經政法大學學報,2012(1):97-103.

[4] 趙麗,張蓬濤,朱永明.環京津貧困區耕地資源與農民收入的關系:基于保定市7個貧困縣的面板數據分析[J].水土保持通報,2014,34(2):255-261.

[5] 吳彥紅,嚴霖元,劉云.發展農業機械化增加農民收入[J].中國農機化學報,2005(1):20-22.

[6] 白人樸.農業機械化與農民收入翻番[J].中國農機化學,2009(1):10-12.

[7] 江蘇省統計局.2014江蘇省統計年鑒[M].北京:中國統計出版社,2014.

[8] 吳萍,曹光喬,曹曙明.加快轉型升級推動江蘇農業機械化發展[J].中國農機化學報,2014,11(6):315-317.

(責任編輯：許晶晶)

Agricultural Machinery Operation Area and Farmer’s Income Growth:Based on Co-integration Test for Jiangsu Province

SUN Mao-yang1, MA Jun1,2*

(1. College of Business, Hohai University, Nanjing 210098, China;2. Post-doctoral Research Station of Theoretical Economics, Nanjing University, Nanjing 210093, China)

Abstract：Machine-cultivated area, machine-sowed area, machinery plant protection area and mechanical harvest area were used as agricultural machinery operation area indicators from 1990 to 2013 in Jiangsu province, as well as farmer income growth indicator was the per capita net income of rural households. Co-integration test and Granger causality relation test were used to analyze the long-term equilibrium relationship and causal relationship between agricultural machinery operation area and farmer income growth in Jiangsu province. The results indicated the presence of long-term stable equilibrium relationship between agricultural machinery operation area and farmer income growth in Jiangsu province, the role of agricultural machinery operation area in promoting farmer income growth was not significant, but farmer income growth played a significant role in promoting machinery plant protection area and mechanical harvest area.

Key words：Agricultural machinery operation area; Farmer's income growth; Co-integration test; Granger causality relation test

收稿日期：2015-09-07

作者簡介：孫茂洋(1989—)，男，江蘇徐州人，碩士研究生，研究方向為區域經濟學。*通訊作者: 馬駿。

中圖分類號：F061.5

文獻標志碼：A

文章編號：1001-8581(2016)04-0120-04