江苏省农产品销售价格上涨和农民收入的实证分析

摘要：本文在对农产品价格和农民收入的经济分析的基础上，选取1989-2009年的相关数据建立农产品价格与农业生产纯收入的多元回归模型，以此研究农产品价格变动与农业生产纯收入的相关性，并从实践层面出发，找到控制农产品价格暴涨、提高农民农业生产收入的具体策略。

关键词：农产品价格 农民纯收入 定量分析

一、引言

农产品价格上涨如果是农民农业纯收入的主要影响因素，那么这将对农民收入和农业生产造成了影响。首先会影响农民再生产投入的积极性，有可能在下一个生产年度加大农业生产，从而导致供过于求，导致谷贱伤农的现象。其次是影响农业再生产投入的投入量，如增加播种面积、养殖数量和栽种面积等。 目前国内一部分学者如喻平（2003）等认为农产品价格的上涨与农民收入之间的关联性不强。另有些学者认为农民从价格上涨中得到的好处相当有限，反而受价格上涨影响很大。此外，还有一部分学者认为农产品价格上涨会带动农民收入的增加。也有认为农产品价格上涨会使农户人均纯收入有所增加，但增加的绝大部分是实物收入，现金收入很少。但这些研究多以定性分析为主，缺乏严格的计量检验。本文选取1989-2009年的相关数据建立农产品价格与农业生产纯收入的多元回归模型，以此研究农产品价格变动与农业生产纯收入的相关性。

二、江苏省农产品价格和农民收入关系的数量分析

（一）江苏省农民纯收入和农产品价格指数的情况

根据1989-2009年江苏省统计年鉴上农村居民家庭纯收入和农产品价格指数的统计值得如下图：

图1-1：历年江苏省农民收入和农产品价格指数变化趋势

Fig.3-1:the trend of farmers' income and agricultural prices index over the years in Jiangsu Province

如上折线图知1989-2009年间，江苏省农民收入总体呈现增长态势，具体主要经历了以下几个时期：

（1）基本保持不变期（1989-1991）

（2）快速增长期（1992-1996）：5年间农民收入连上三个千元台阶，到1996年，江苏农民人均纯收入已达3029元，这得益于农业生产发展、农产品价格体制改革、农村剩余劳动力转移等。

（3）徘徊增长期(1997―2003年)：农民人均纯收入增长率从1996年的23.3％迅速回落到1997年7.9％，随后逐年徘徊增长，到2003年增长率为6.1％，农民收入增幅明显减缓。

（4）新一轮快速增长期(2004年至今)：2004年江苏农民人均纯收入达到4754元、同比增加515元、增长12.1％；2005年5276元、增加522元、增长1 1.0％；2006年5813元、增加537元、增长10.2％；2007年达6561元、增加748元、增长12.9％；2008年达7357元、增加796元、增长12.1％；2009年达8004元、增加647元、增长8.8%。

同时，从图1-1可以看出，在阶段层面产品价格上涨与农民收入增长基本上呈同向变化 ,具有总体协同性。农民收入增长较快的时期 ,也是农产品价格较大幅度上涨的时期，因此大致上我们可以确定农产品价格和农民收入之间存在着一定的相关性。

（二）江苏省农产品价格和农民人均纯收入的关系分析

1.数据来源和研究

本文研究收集了1988―2009年间江苏省统计年鉴的相关据，选择并整理了若干指标及其数据,并初步建立经济计量模型：

（1）

式中, Y表示农民人均纯收入； X1表示农产品生产价格指数；X2表示农林牧渔业总产值指数； X3表示耕地面积； u 表示其他影响因子。在此, a表示常数项, 而 b ,c 和 d 则分别表示影响因子对农民人均纯收入增长的弹性值,也即影响因子每增加一个百分点引起农民人均纯收入增加的百分点, 以此反映农民人均纯收入的增长对影响因子变化的敏感程度。

2.回归模型

用eviews软件做Y解释变量X1、X2、X3之间关系的散点图，得到因变量与各个解释变量之间存在直接的线性关系，采用传统的指数函数求回归的计算办法, 利用eviews软件，可得的农民人均纯收入与各个影响因素的经济计量模型：

LOG(Y) = -6.54 + 0.48*LOG(X1) + 1.52*LOG(X2) + 0.59*LOG(X3) （2）

T(b) (-4.1) (7.67) (25.04) (2.36)

R3=0.997；F=2070.66；DW=1.18式中，T(b)行数据为各因素的T检验数。

3.模型检验

（1）变量的显著性检验

α=0.05时,查表t0.025(17)=2.110。根据（2）式的结果，T的绝对值都大于2.110，因此，通过参数在95%的显著性检验下是成立的。

（2）回归模型的总体显著性

自由度n1=3,n2=17，取=0.05时,查表F0.05（3,17）=3.20。根据本文计算F=2070.663，显然F值大于临界值。因此，模型的线性关系在95%的水平下是显著成立的。

（3）自相关性检验

解释变量数量K=3，样本观测值n=21,查表DW检验的上下临界值dL=1.026,du=1.669。本文计算结果DW=1.182，在dL与du之间，无法判断是否存在自相关性。

（4）异方差检验

利用eviews软件中怀特检验来检验模型的异方差性，其输出结果为n=3.66。取α=0.05时，由于nR2=3.66< (3)=7.815,由此判断，模型不存在异方差性。

（5）多重共线性检验

本文利用计算结果经验分析以及逐步回归法来选择一组最显著变量回归，因此断定本模型不存在多重共线性。

4.模型解释

根据结果可知，模型的相关系数为正，说明各解释变量与农民纯收入有着正相关关系，这与经济学理论和实际情况相符合。在其他因素不变的情况下，考虑每个解释变量对农民收入的影响。

b表明来自农产品收购价格比例的提高将导致农民收入增长的比例，每提高1%，将是农民收入增加0.48%；c表明来自农业生产能力比例的增加将导致农民收入的增长的比例，每提高1%，将是农民收入增加1.52%。d表明来自农民人均耕地面积比例的增加将导致农民收入的增长的比例，每提高1%，将使得农民收入增加0.59%。因此，从模型看来，农产品收购价格对农民收入的作用并不是很明显，主要是农产品收购价格提升幅度不大，农产品价格上升的本质是由于经济过热而引发的通货膨胀所致；另外，经济迅速增长时期，农业生产资料价格上涨的幅度却大于农产品价格的增长幅度，并且农业生产资料的价格上涨的次数远多于农产品价格上涨的次数。本模型是假设在其他条件不变，讨论解释变量对农民收入的影响。所以，各种农产品的产量的增加对农民增收产生了重要而深远的影响。

三、农产品价格上涨促进农民收入增长的对策分析

根据以上的数据分析我们可知农产品销售价格每提高1%收入增加0.48%，由此农产品价格上涨和农民增收之间有一定的关联性，因此具体可以从以下几方面出发稳定农产品价格，增加农民收入。

第一，加强对农产品生产风险防范。自然灾害频繁发生,农业边际报酬递减趋势,农产品市场开放程度不断加大等使得农产品生产面临着纷繁复杂的自然风险和市场风险,因此要改善农业基础条件提高农业可持续发展能力。第二，完善农产品市场流通体系，加快农产品批发市场改造步伐,完善和拓展农产品批发市场的服务功能,继续推动农产品运销企业和物流配送企业向专业化、规模化方向发展。第三，加大对农产品生产的信贷支持,对符合国家产业政策和信贷制度规定的创业项目降低贷款门槛,解决农民、个私经济和中小企业发展的贷款需求。第四，加大对农产品价格支持政策，稳定农产品价格,较大幅度增加农资综合直补,增加良种补贴,提高粮食最低收购价格,扩大农业补贴面。

四、结论

本文主要的结论有：农产品价格与农业收入在一定范围内高度相关，农产品价格的变化对农业收入影响很大，保持农产品价格的竞争力是提高农民收入的保证。当然单纯提高农产品价格并不能有效增加农民收入，要遵循客观价值规律，重视市场供求关系。现实中我们首先应稳定农产品的价格，加强其农产品生产风险的防范，完善其流通体系，加大对农产品生产的信贷支持和价格政策支持；应加强农村基础设施建设，努力提高农业劳动生产率，合理分配农业部门的生产力，转移农村富余劳动力，加强农村小城镇建设，有效提高农民的现金收入才能从根本上解决我区农民收入增长缓慢的情况。

参考文献：

[1]李占风主编：经济计量学[M]，中国统计出版社，北京，第一版，2010年.

[2]余蔚平.政府、市场与增加农民收入[M]，中国财政经济出版社，2006：197-213.

[3]李国祥.2003年以来中国农产品价格上涨分析[J]，中国农村经济，2011(2):11-20.

[4]李学术，向其凤.农户创新与收入增长:基于西部地区省际面板和微观调数据的分析[J]，中国农村经济，2010(11):40-52.

[5]《江苏统计年鉴》.1989-2009.

[6]《中国统计年鉴》.1989-2009.