农业生产资料价格对农民收入增长的影响

作者简介：张颢译（1983），男，重庆人，南开大学经济学院世界经济专业硕士生，主要研究方向为国际经济理论政策。

陈晓明（1982），男，安徽蚌埠人，南开大学经济学院产业经济专业硕士生，主要研究方向为农业产业政策理论。

摘 要：本文在建立向量自回归模型的基础上考察1978年以来我国农业生产资料价格与农民收入增长之间的动态影响关系。并运用脉冲响应函数和预测方差的方法，得出农业生产资料价格的平稳增长与农民收入的增加存在并不矛盾的且长期稳定的正向交互响应作用的结论，从而为农业产品要素市场的宏观调控提供较准确的依据。

关键词：农业生产资料价格；农民收入；向量自回归；脉冲响应函数；预测方差

引 言

当前，农业问题主要集中在农民收入增长停滞、城乡收入差距扩大与粮食生产前景问题等三方面，而这三个方面都反映了目前最为突出和最受关注的农民收入增长缓慢的问题。虽然我国农民人均纯收入整体保持了增长态势，但农民收入的增速在不同时期出现一定的波动，其影响因素很多。从农产品市场和要素市场的角度考察，我们发现由于产品的恩格尔系数不同，经济发展水平提高导致的社会需求结构变化要求生产结构变化，否则会出现一些产品积压库存，另一些产品又供不应求。1985年后的粮食产量与价格就是明显的例子。要保证农民增产增收就要使农业产品和要素自由地流动，诱导农民根据需求结构调整生产结构（林毅夫，2004）。而农业要素市场的生产资料价格作为农民预测市场风险的有效信息，指导着农民的生产决策，影响着农民的收入。一方面，随着农业生产资料价格上涨，农民生产成本增加，直接降低了农民的名义收入；另一方面，农业生产资料价格的上涨幅度过大，提高了农村零售物价指数，降低了农民的实际收入。尤其是农业生产资料价格大幅波动时给农业生产带来了不稳定因素，导致某些年份农民收入的增长幅度出现较大的波动。过去农业生产资料价格的形成机制受多方面影响，一定程度上出现扭曲。因此，农业改革的目标之一就是要进一步开放生产资料和农业产品市场，稳定生产资料价格，促进农业产品和要素市场的发育，使农民提高农业要素投入的报酬率，增产增收。为此，本文在建立向量自回归模型（Vector AutoRegression）的基础上，运用脉冲响应函数（Impulse Response Function）和预测方差的技术来解释农业生产资料价格与农民收入增长之间的动态相关性和经济含义，以考察两者之间的相互响应情况及其响应路径。

一、 数据的选择和实证分析方法

在农业生产资料价格与农民收入增长之间的协整关系研究中，农业生产资料价格与农民收入均作为内生变量。考虑用农业居民家庭人均纯收入来表示农民收入，并用零售物价指数（P）对名义变量数据折算并以1978年为基期（1978=100）计算得出实际农民收入指数，以RI表示。农业生产资料价格指数记为PI。农民纯收入、物价指数以及农业生产资料价格指数的原始数据来自《中国统计年鉴》（各年），表1是对原始数据的数学处理，选取的时间段为1978－2004年。

本文首先对变量LnRI和LnPI的平稳性进行检验，然后对二阶单整的时间序列Δ2LnRI、Δ2LnPI建立VAR模型，该模型对于相互联系的时间序列变量系统能有效地预测（Engle，2002）。再利用脉冲响应函数和预测方差分解方法对建立的模型做出随时间变化的响应路径和各变量扰动值所作贡献的动态解释。

二、 向量自回归模型

由于变量数据生成过程（DGP）是一个非平稳过程，对于时间序列的回归，可能会引起谬误回归，进一步检验这种回归得出的结果是不足信的（易丹辉，2002；王少平，2003；马薇，2004）。为了避免谬误回归的产生，选择实际农民收入指数（RI）和农业生产资料价格指数（PI）作为模型的变量向量。为消除异方差的影响，取其对数形式进行研究，分别记为LnRI，LnPI。向量自回归模型要求系统的变量具有平稳性，为了证明这些变量的平稳性，用ADF检验法和PP检验法对其进行单位根检验，如果两种方法一致，那么结论犯伪错误的可能性比较小。表2是对所选时间序列变量的单位根检验结果。

从表2可以看出，ADF和PP检验的基本结论一致，即在给定的显著性水平下，LnRI、LnPI的ADF和PP检验统计量均大于10%显著性水平下的临界值，所以它们都是单位根过程，就是说它们是非平稳的时间序列。因此将LnRI、LnPI的一阶差分ΔLnRI、ΔLnPI进行单位根检验，从检验结果看，ADF检验统计量均大于10%显著性水平下的临界值，只有ΔLnRI的PP统计量拒绝原假设，但ADF值却是拒绝原假设的。所以仍然将序列二阶差分，Δ2LnFI、Δ2LnPI在1%的显著性水平下拒绝原假设，是平稳的时间序列。

现对二阶单整的时间序列Δ2LnRI、Δ2LnPI建立VAR模型。在这个分布滞后模型中，用赤池和施瓦茨信息准则来选择滞后阶，在对残差进行正态独立同分布诊断的基础上，反复试验后确定最优滞后阶为一到二阶。回归方程如下：

上述回归方程仍是基于OLS回归的结果，回归系数是比较显著的，个别的t统计量由于同样变量的多个滞后值产生了多重共线性而不太显著。但方程总体的显著性水平和拟合程度是能够解释问题的。因此，这个回归结果是比较可信的。

对于选定的回归方程，方程（1）的含义是：前两个参数的估计量绝对值呈递减趋势，表明当期Δ2LnRIt主要受其滞后一阶Δ2LnRIt-1的影响，Δ2LnRIt-2对当期的影响逐渐地减小。后两个参数的估计量绝对值呈递增趋势，表明当期Δ2LnRIt受Δ2LnPIt滞后阶的影响逐渐增加。方程（2）的含义是：当期Δ2LnPIt受其自身滞后阶的影响不大，但有强化的趋势，主要受其Δ2LnRIt的影响。由于VAR模型其本身并不适合于政策分析，因此下面用VAR的一个技术脉冲响应函数来解释这个模型。

三、 来自脉冲响应函数的解释

在向量自回归模型的基础上，本文用脉冲响应函数（IRF）来解读VAR模型中回归系数的因变量如何响应误差项的冲击，考察来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前和未来值的影响。下文我们得出了农业生产资料价格与农民收入之间的VAR（2）模型。

对每一个误差项，内生变量都对应着一个脉冲响应函数。图1是模拟的脉冲响应函数曲线，实线是响应函数值，虚线为响应函数值两倍标准差的置信带；纵轴表示因变量对解释变量的响应程度，横轴表示实验设定的响应期数。

首先考察农民收入增长对农业生产资料价格的响应情况和响应路径。从图1.3看到，农民收入增长对农业生产资料价格冲击的标准差扰动的响应，在前三期中处于微调阶段，波动幅度较大，在第二期到第三期最为明显，并在第三期响应程度最大，最大的负向响应也随即出现在第四期，直到第五期后对农民收入增长有持续的正向响应。其后，响应程度开始减弱，呈现出正向响应收敛的迹象。背后的经济含义在于：粮食价格作为农业生产资料价格的“领头羊”，多年来的低迷正是粮食供求关系的客观表现。粮价上涨对增加农民收入、调动农民种粮积极性有促进作用，在图1.3中的证据表现为与农民收入增长正向响应。但作为生产生活必需品的粮价上涨，立刻带动了整个农业生产资料价格的全面上涨，粮食价格上涨的好处被增幅更大的农业生产资料生产成本所抵消，农民收入增长减缓，在图1.3中出现负向响应。随后各期呈现出正向响应收敛，是由于政府直接和间接地平息农业生产资料价格的措施如农资“专营”和“限价”政策、提高农产品收购价格、农业补贴等一系列惠农政策又使得农民购买生产资料的积极性增加（李镭、陈达，2004），农业生产资料市场的活跃使其价格平稳上涨，农业产量的增加使农民收入也继续提高。

进一步考察农业生产资料价格对农民收入增长的响应情况和响应路径。从图1.2可以看到，农业生产资料价格对农民收入增长冲击的标准差扰动的响应与图1.1有一定的吻合。前三期半处于微调的阶段，有较大幅度波动，到第四期后持续对农民收入增长有正向响应，其中第二期到第三期较明显，最大响应程度出现在第三期。其后，响应程度开始减弱，并趋于稳定，有收敛的趋势，但始终与农民收入增长之间有正向响应，延续的时间也相当长。这说明了农业生产资料价格与农民收入之间存在紧密交互响应的联系，农民收入的提高也会使得农业生产资料价格上升，并且这种联系具有长期性。

再考察农民收入和农业生产资料价格对其自身的一个标准差冲击的响应情况和响应路径。从图1.1看到，农业生产资料价格对其自身的一个标准差冲击，总体上呈现正向响应，在前三期大幅波动，但这种影响持续的时间不长，在第四期初就已经基本回到了原来的水平，并在随后的时间里呈现趋于稳定的、强度较弱的正向响应。这表明当期农民人均收入水平与其自身滞后值有一定的关联，但关联度呈弱化且稳定。从图1.4看到，农民收入对其自身的一个标准差冲击的正向响应比较强，后期还表现出一定的稳定程度，前6期波动幅度较大，说明当前农民收入与自身滞后值有很强的关联度。

四、 预测方差分解的解释

在解释VAR（2）模型时，脉冲响应函数追踪了系统对一个内生变量的冲击效果，VAR的方差分解能给出随机的冲击值相对重要性的信息，是将系统的预测标准误分解为系统中各变量的冲击，对于每一个内生变量都计算出独立的方差分解。估计时滞作用，比较相对重要的冲击值随时间变化。表3的方差分解是跨期为10的VAR（2）模型。

从表3看到，农业生产资料价格的波动只有在第一期和第二期受到自身的影响，农民收入对农业生产资料价格的影响逐步增强，在第五期后趋向于稳定在1.46%。农民收入则从一开始就有自身波动的影响，受农资价格影响逐步稳定上升，稳定在2.23%。这与脉冲响应函数动态响应的程度和路径的解释是基本一致的。

五、 实证结果分析与评述

本文在时间序列的非平稳数据是I（2）的基础上，建立向量自回归模型，运用脉冲响应函数和预测方差分解来解释1978年以来的农业生产资料价格与农民人均纯收入的响应关系。得到如下解释：

（1）农业生产资料价格与农民人均纯收入存在正向交互响应作用。农业生产资料价格与农民人均纯收入在期初均有微调，但都表现出正向的、稳定的、收敛迹象的响应。从脉冲响应函数和预测方差分解对VAR模型的解释得出农民人均纯收入受农业生产资料价格的响应更大，时间更长，注意到在第三期农业生产资料价格对农民人均纯收入增长冲击值的标准差扰动有负向响应效果，较大幅度与范围的农业生产资料价格上涨会减缓甚至使农民收入出现负增长。从长期来看，农业生产资料价格平稳和合理上涨与农民人均纯收入的增长并不矛盾，且有正向交互响应。需求的增加导致农业生产资料价格平稳上涨，是市场供求关系的客观和必然的表现。

考察1978年以来国家有关的农资政策，能够总结出农资价格上涨的诸多原因，例如农资生产成本的拉动，政府对农资的补贴政策，供需的矛盾关系，汇率及国际市场价格的变动，原有农资管理、经营、流通体制等等。政府一直以来把调控农资价格作为一项重要的农业政策，本文通过实证也得出了政府对农资价格的调节对稳定农民收入的增长会产生有效响应作用的结论。

（2）农业生产资料价格与农民人均纯收入在长期中的响应途径更稳定，应理性地看待农业生产资料价格的上涨。由于生产成本、供求关系以及其它一般市场因素导致的农业生产资料价格上涨，只要不出现大幅的波动，应被视为市场的正常调节。当农业生产资料价格受外界因素（随机干扰项）的强大冲击表现出大幅上涨时，政府应避免短期行为，从长期政策的角度保障农资市场价格的稳定，消除其上涨对农民收入产生的负向影响，保护农民的利益和生产积极性。坚持市场取向与政府调节相结合的政策，培育农产品和要素市场，使农业生产资料价格在竞争均衡的市场中形成。

过去我国的一些基础性生产资料价格长期低于市场均衡价格，在一定程度上减少了农资的生产成本，使得农资产品的价格低于正常资源配置情况下的价格，随着能源和一些基础性生产资料的市场化，从长期的视角，这是农资价格在一定程度上的恢复性上涨，即恢复到其本身应有的价值上去。在人为扭曲农资价格和资源配置的市场结构下，一旦价格偏离正常市场均衡价格，就可能导致农资资源的不合理分配、供求关系的失衡以及“黑市交易”和“权利寻租”等有悖于市场效率的现象出现，此时政府农资价格的短期政策的有效性就会大大降低，甚至会适得其反。

参考文献：

李镭，陈达. 2004. 从平抑农资价格的实践,看宏观调控手段的运用［J］. 宏观经济管理(8).

林毅夫. 2004. 发展战略与经济改革［M］. 北京:北京大学出版社: 51-74.

马薇. 2004. 协整理论与应用［M］. 天津:南开大学出版社: 98-178.

王少平. 2003. 宏观计量的若干前沿理论与应用［M］. 天津:南开大学出版社: 80-140.

易丹辉. 2002. 数据分析与Eviews应用［M］. 北京:中国统计出版社：43-58.

ENGLE R F. 2002. Dynamic conditional correlation: A simple class of multivariate generalized autoregressive conditional heteroscedasticity models［J］. Journal of Business and Economic Statistics(20):339-350.

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