沈蓮花，徐 麗，曹宗宏，代娜娜

（1.安徽農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，安徽 合肥 230036；2.安徽農(nóng)業(yè)大學(xué)理學(xué)院，安徽 合肥 230036）

新“五化”協(xié)同發(fā)展對安徽省農(nóng)村居民收入影響的實證分析

沈蓮花1，徐 麗2，曹宗宏2，代娜娜1

（1.安徽農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，安徽 合肥 230036；2.安徽農(nóng)業(yè)大學(xué)理學(xué)院，安徽 合肥 230036）

基于安徽省1990—2015年數(shù)據(jù)，采用向量自回歸（VAR）模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解等統(tǒng)計方法，從城鎮(zhèn)化、工業(yè)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、信息化和綠色化（以下簡稱“五化”）的角度研究促進(jìn)安徽省農(nóng)村居民收入增長的可能路徑。研究發(fā)現(xiàn)：（1）“五化”協(xié)同發(fā)展與農(nóng)村居民收入間存在長期均衡關(guān)系，但“五化”間的協(xié)調(diào)程度不高，短期內(nèi)影響力有限。（2）信息化、城鎮(zhèn)化總體上會帶來32.7326%、11.28629%的貢獻(xiàn)率，對農(nóng)村居民收入有顯著的促進(jìn)作用；工業(yè)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化均引起了農(nóng)村居民收入正的響應(yīng)，且影響農(nóng)村居民收入增長的步調(diào)較一致；綠色化短期內(nèi)會引起農(nóng)村居民收入幅度較小的波動，綠色化為農(nóng)村居民帶來的經(jīng)濟(jì)效益不顯著。安徽省可通過加大綠色化創(chuàng)新，發(fā)揮綠色化的生態(tài)效益；大力推進(jìn)“五化”協(xié)調(diào)發(fā)展，通過以信帶工，以工促農(nóng)，城鄉(xiāng)結(jié)合的方式促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)和農(nóng)民收入的增長。

“五化”；農(nóng)村居民收入；因子分析；VAR模型；脈沖響應(yīng)函數(shù)；方差分解

安徽作為我國農(nóng)業(yè)大省，截至2015年，共有6 144萬人，其中3 041.3萬是農(nóng)民，城鎮(zhèn)化率只有50.5%。安徽省農(nóng)村居民人均純收入從2000年的1 934.6元增長到2015年的10 821元，漲幅459.34%，總體上逐年呈穩(wěn)定順滑上升趨勢，這可能主要是因為安徽全面落實強(qiáng)農(nóng)惠農(nóng)政策，逐步取消農(nóng)業(yè)稅、免除小中學(xué)學(xué)雜費、發(fā)放農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼等。2015年安徽省農(nóng)村居民人均純收入同上一年相比增長9.12%，低于全國平均收入（11 421.7元），屬于中等偏下水平，表現(xiàn)為增收難、增收慢，直接影響了安徽農(nóng)民生活水平的提高，抑制了農(nóng)民的生產(chǎn)積極性，對縮小城鄉(xiāng)居民的收入差距、促進(jìn)全省經(jīng)濟(jì)社會跨越式發(fā)展都產(chǎn)生了不利影響［1］。2015年，十八大提出的“新四化”概念被提升，“綠色化”被定為政治任務(wù)，與“四化”合為一體，至此，“四化”拓展為新“五化”，即城鎮(zhèn)化、工業(yè)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、信息化和綠色化。國內(nèi)學(xué)者對新“五化”以及城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、工業(yè)化、信息化與農(nóng)村居民收入間關(guān)系的研究主要有：丁志偉等［2］對中國新“五化”協(xié)調(diào)發(fā)展的研究范式、指標(biāo)選擇與權(quán)重計算、研究方法、空間分析技術(shù)等方面進(jìn)行了反思，提出了促進(jìn)定量解釋與定性解釋的結(jié)合等建議。侯純光等［3］研究發(fā)現(xiàn)山東省“新五化”綜合發(fā)展水平上升速度較快，新型工業(yè)化、城鎮(zhèn)化和信息化增長較快，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和綠色化發(fā)展水平較低。王永杰等［4］在建立向量自回歸模型基礎(chǔ)上發(fā)現(xiàn)四川省城鎮(zhèn)化水平對農(nóng)民人均純收入的影響明顯強(qiáng)于農(nóng)民人均純收入對城鎮(zhèn)化水平的影響。黃祖梅［5］借助VAR模型研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化是長期影響農(nóng)民增收的主要因素。李娟［6］認(rèn)為由于工業(yè)化發(fā)展，農(nóng)戶的家庭純收入結(jié)構(gòu)正在發(fā)生變化，工資性收入快速增長，對農(nóng)戶家庭收入的貢獻(xiàn)率越來越大。王彥等［7］認(rèn)為信息化與農(nóng)民收入有著正相關(guān)的關(guān)系。郇紅艷等［8］基于安徽省縣域數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)工業(yè)化發(fā)展促進(jìn)農(nóng)民增收作用增強(qiáng)。劉新智等［9］采用面板數(shù)據(jù)模型發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、工業(yè)化、信息化對農(nóng)戶收入具有顯著的正向影響，但影響差異較大。

綜合以上學(xué)者研究成果可知，城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、工業(yè)化、信息化對農(nóng)村居民收入是有顯著影響的，綠色化與農(nóng)村居民收入間關(guān)系的研究有待探討。持續(xù)至今，中共中央已連續(xù)十三年聚焦“三農(nóng)”問題，新“五化”協(xié)同發(fā)展無疑成為增加農(nóng)民收入、縮小城鄉(xiāng)差距、實現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化的重要突破口。

1 模型建立及數(shù)據(jù)來源

1.1 VAR模型

向量自回歸模型簡稱VAR模型，是一種常用的計量經(jīng)濟(jì)模型，其原理在于把每個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型［10］。一個包含n個內(nèi)生變量的p階VAR模型的基本結(jié)構(gòu)為：

式中，yt為t期n個內(nèi)生變量的列向量，p為滯后階數(shù)，Ap為p階之后內(nèi)生變量的系數(shù)矩陣，εt為擾動向量。

1.2 變量選取及數(shù)據(jù)來源

在參考諸多相關(guān)文獻(xiàn)基礎(chǔ)上，綜合考慮數(shù)據(jù)的可得性、可操作性和分析的簡化性，本文采用的指標(biāo)具體如表1所示：

考慮到指標(biāo)數(shù)據(jù)量綱的不一致性和時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，本文在建模分析過程中對農(nóng)村居民人均純收入取對數(shù)處理，用LOGY表示。為消除價格因素的影響，對涉及到有價值形態(tài)的農(nóng)村居民人均純收入、農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)增加值和GDP等數(shù)據(jù)，分別使用居民消費價格指數(shù)、工業(yè)品出廠價格指數(shù)和GDP平減指數(shù)進(jìn)行消脹處理，折算為以1990年為基期的不變價格。

表1 “五化”評價指標(biāo)體系

所有原始數(shù)據(jù)來自1991—2016年《安徽省統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》、《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》、1991—2000年《中國市場統(tǒng)計年鑒》、《安徽60年》以及《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編（1949—1998）》。

1.3 “五化”指標(biāo)的因子分析

當(dāng)前學(xué)術(shù)界關(guān)于“五化”指標(biāo)的測算標(biāo)準(zhǔn)未達(dá)成共識，為得到“五化”指標(biāo)的量化數(shù)據(jù)。本文根據(jù)因子分析法的基本思想：把聯(lián)系比較緊密的變量歸為同一個類別［12］，用“五化”指標(biāo)綜合得分近似反映“五化”水平?；谖恼缕筒恢貜?fù)原則，僅以農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化指標(biāo)測算為例。

首先，通過SPSS16.0對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，得到KMO統(tǒng)計量為0.72，Bartlett球形檢驗統(tǒng)計量的sig值小于0.01，反映研究所選指標(biāo)間具有較強(qiáng)關(guān)系，適合做因子分析。其次，經(jīng)軟件分析得初始和旋轉(zhuǎn)后解釋總方差（表2）：旋轉(zhuǎn)后的系數(shù)矩陣中有兩個大于0.9的特征值，累積方差貢獻(xiàn)率為98.06%，大于85%，說明提取兩個主成分足以解釋所有子指標(biāo)98.06%的信息。最后，根據(jù)成分得分系數(shù)矩陣得因子得分公式，再以公共因子的方差貢獻(xiàn)率作為權(quán)重，進(jìn)行加權(quán)求和得到農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化綜合得分。同理，參照以上方法得城鎮(zhèn)化、工業(yè)化、信息化和綠色化的綜合得分。

2 實證分析

2.1 單位根檢驗和協(xié)整檢驗

構(gòu)建向量自回歸（VAR）模型的前提條件是所有變量必須是平穩(wěn)的，因此需對所有變量進(jìn)行單位根檢驗和協(xié)整檢驗。

表2 方差解釋輸出結(jié)果

2.1.1 單位根檢驗 本文運用Eveiws6.0軟件對各個時間序列及差分后的時間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果（表3）表明：農(nóng)村居民人均純收入指數(shù)、“五化”和“五化”協(xié)同發(fā)展綜合得分水平序列的ADF值均大于10%顯著性水平下的臨界值，說明原序列是不平穩(wěn)的；對所有變量進(jìn)行一階差分變換后，農(nóng)村居民人均純收入指數(shù)和“五化”是平穩(wěn)的，但“五化”協(xié)同發(fā)展仍是非平穩(wěn)的。對所有變量再進(jìn)行二階差分變換，結(jié)果顯示所有變量均是平穩(wěn)的。因此，所有變量均為二階單整序列。2.1.2 Johansen協(xié)整檢驗 由平穩(wěn)性檢驗可知，所有變量是I（2）二階單整序列，滿足協(xié)整分析的前提條件，本文采用Johansen協(xié)整檢驗對變量LOGY、F1、F2、F3、F4、F5、S進(jìn)行協(xié)整分析。在VAR模型中，根據(jù)Eviews統(tǒng)計軟件提供的確定最大滯后階數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)，最終將VAR模型的滯后階數(shù)定為2階。

表3 ADF檢驗結(jié)果

在5%顯著性水平下，當(dāng)原假設(shè)為None、At most 1、At most 2時，跡統(tǒng)計量大于5%臨界值，所以拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)；當(dāng)原假設(shè)為At most 3、At most 4、 At most 5、 At most 6時，跡統(tǒng)計量小于5%臨界值，所以接受存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)（表4）。

綜上所述，“五化”、“五化”協(xié)同發(fā)展與農(nóng)村居民收入之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，協(xié)整關(guān)系的個數(shù)為3。

2.2 VAR模型

2.2.1 VAR（2）模型 通過平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗知，“五化”協(xié)同發(fā)展的滯后變量是外生變量，其一階差分序列是非平穩(wěn)的，構(gòu)建VAR（2）模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解時剔除“五化”協(xié)同發(fā)展。VAR（2）模型具體表達(dá)式如下：

表4 Johansen跡檢驗結(jié)果

整個模型的擬合優(yōu)度為0.9967，表明模型的擬合效果較好。VAR（2）模型所有根模的倒數(shù)均在單位圓內(nèi)，表明VAR（2）模型是穩(wěn)定的。由VAR（2）模型可知：農(nóng)村居民收入指數(shù)滯后一期的系數(shù)為0.754872，系數(shù)值介于0～1之間，說明農(nóng)村居民收入受自身滯后期影響較大，且不受滯后期的上漲而下降，只是增速變緩；城鎮(zhèn)化和綠色化滯后一、二期的系數(shù)均為負(fù)值，說明城鎮(zhèn)化、綠色化會引起農(nóng)村居民收入的反向變動，但降速較慢；工業(yè)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和信息化的滯后期系數(shù)均為正值，表明農(nóng)村居民收入會有隨之往同方向變動的趨勢。

2.2.2 脈沖響應(yīng) 脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是VAR模型中一個內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量帶來的影響，是隨著時間推移的，觀察模型中的各變量對于沖擊是如何反應(yīng)的［13］。根據(jù)所建立的VAR（2）模型，可得到各種脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。圖1是農(nóng)村居民人均純收入指數(shù)波動對“五化”和自身結(jié)構(gòu)沖擊的響應(yīng)函數(shù)：城鎮(zhèn)化一個單位標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊，初期引起農(nóng)村居民收入負(fù)向（響應(yīng)值為-0.000941）的響應(yīng)，響應(yīng)值降至第三期后開始轉(zhuǎn)為正向，至第8期響應(yīng)達(dá)到最高，逐漸有趨于穩(wěn)定的收斂跡象。這說明城鎮(zhèn)化對農(nóng)村居民收入的變動存在滯后性。農(nóng)村居民收入對工業(yè)化的正向沖擊當(dāng)期獲得0.003123的響應(yīng)，第3期后響應(yīng)強(qiáng)烈至第6期達(dá)到最高值（0.011182），此后緩慢下降。農(nóng)村居民收入對農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的正向沖擊的當(dāng)期反應(yīng)為負(fù)值（-0.003118），隨后逐期上升至第5期達(dá)到最高點（0.010477），第8期后有趨于平穩(wěn)的趨勢?？傮w表現(xiàn)出對農(nóng)村居民收入有較大的影響。農(nóng)村居民收入對信息化沖擊的當(dāng)期響應(yīng)為正（0.008390），第2期上升，第5期下降并逐漸穩(wěn)定，累積響應(yīng)值為正。表明信息化對農(nóng)村居民收入的變動有一定程度的正面效應(yīng)。綠色化一個標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊引起的是農(nóng)村居民收入當(dāng)期0.007541的響應(yīng)值，但第2期后開始下降并于第7期（0.002541）后穩(wěn)定，整個過程響應(yīng)函數(shù)波動幅度較平緩。表明綠色化的發(fā)展對農(nóng)村居民收入的經(jīng)濟(jì)效益不顯著。

圖1 農(nóng)村居民人均純收入指數(shù)波動對“五化”及自身結(jié)構(gòu)沖擊的脈沖響應(yīng)

2.2.3 方差分解 與脈沖響應(yīng)函數(shù)不同，方差分解通過分析每個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性［13］。農(nóng)村居民收入指數(shù)的方差分解結(jié)果（表5）表明：城鎮(zhèn)化滯后項對農(nóng)村居民收入的影響隨著時間的推移逐漸上升，至第10期貢獻(xiàn)率達(dá)到28.4737%，是影響農(nóng)村居民收入增長較大的因素；工業(yè)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化滯后項對農(nóng)村居民收入的影響逐期增強(qiáng)，且兩者引起農(nóng)村居民收入變動的影響程度相當(dāng)；信息化滯后項對農(nóng)村居民收入的影響隨時間變化呈先遞增后遞減的趨勢，至第8期有趨于穩(wěn)定的收斂跡象，總體上對農(nóng)村居民收入變動的貢獻(xiàn)率達(dá)到32.7326%；綠色化滯后項對農(nóng)村居民收入的影響持續(xù)下降，第10期后只有3.1716%的貢獻(xiàn)率。

3 結(jié)論與建議

（1）根據(jù)單位根檢驗和協(xié)整檢驗結(jié)果可知，新“五化”及“五化”協(xié)同發(fā)展與農(nóng)村居民人均純收入之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，但在短期內(nèi)“五化”協(xié)同發(fā)展不會引起農(nóng)村居民收入明顯變動。即農(nóng)村居民收入隨著“五化”的發(fā)展有趨于長期穩(wěn)定的增長態(tài)勢，但“五化”協(xié)同發(fā)展程度不夠，短期內(nèi)影響力有限。由此，政府應(yīng)采取相應(yīng)舉措加強(qiáng)“五化”之間的協(xié)調(diào)，形成“以工促農(nóng)、以城帶鄉(xiāng)、城鄉(xiāng)協(xié)同”的格局，將信息化充分應(yīng)用到其他“四化”特別是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和城鎮(zhèn)化當(dāng)中，將“互聯(lián)網(wǎng)+”融入農(nóng)村事業(yè)，運用信息手段加快城鎮(zhèn)化轉(zhuǎn)型，構(gòu)建鄉(xiāng)村文明、綠色環(huán)保的新農(nóng)村。

表5 LOGY的方差分解結(jié)果

（2）由VAR（2）模型可知，農(nóng)村居民收入與工業(yè)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和信息化滯后一二期均為同向變動，與城鎮(zhèn)化和綠色化滯后一二期均為反向變動，但系數(shù)值較小，反向影響力持續(xù)時間較短?？傮w上，新“五化”能促進(jìn)農(nóng)村居民收入增長，所以應(yīng)大力推進(jìn)新“五化”發(fā)展以促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)和農(nóng)民收入增長。

（3）脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解結(jié)果基本一致。在滯后10期的變動中，城鎮(zhèn)化對農(nóng)村居民收入的影響程度顯著，且影響強(qiáng)度逐漸上升。工業(yè)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化均引起了農(nóng)村居民收入逐期遞增再收斂的變動。信息化對農(nóng)村居民收入變動的貢獻(xiàn)率達(dá)到32.7326%，影響最大。綠色化對農(nóng)村居民收入增長的貢獻(xiàn)最小，短期內(nèi)會引起農(nóng)村居民收入幅度較小的響應(yīng)。說明，城鎮(zhèn)化、工業(yè)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展會促進(jìn)農(nóng)村居民收入的增長，且這種促進(jìn)效力會逐漸加強(qiáng)，因此要發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化，完善生產(chǎn)方式，同時，鼓勵農(nóng)村剩余勞動力走出去，加快城鎮(zhèn)化進(jìn)程，增加農(nóng)村居民的經(jīng)營性收入和工資性收入；信息化對農(nóng)村居民收入的影響需要一個過程，隨著時間的推移，農(nóng)村居民收入增速放緩，所以要逐步完善和提升信息產(chǎn)業(yè)發(fā)展，以信息化引領(lǐng)和帶動農(nóng)業(yè)發(fā)展，通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級促進(jìn)農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移就業(yè)；綠色化對農(nóng)村居民收入增長產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效益不顯著。當(dāng)前，農(nóng)村的自然環(huán)境不容樂觀：垃圾成堆隨處可見，化肥殘留污染河流，桔梗焚燒等，綠色化產(chǎn)生的生態(tài)效益不可忽視?？赏ㄟ^加大綠色化創(chuàng)新力度，扶持綠色產(chǎn)業(yè)，為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展和農(nóng)村居民生活提供有力的外部環(huán)境保障。

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（責(zé)任編輯 白雪娜）

Empirical analysis on effect of collaborative development of new “five-modernization” on income of rural residents in Anhui province

SHEN Lian-hua1，XU Li2，CAO Zong-hong2，DAI Na-na1
（1. School of Economics and Management，Anhui Agricultural University，Hefei 230036，China；2. School of Science，Anhui Agricultural University，Hefei 230036，China）

Based on the time series data of Anhui province from 1990 to 2015，this paper used vector autoregressive （VAR） to explore the possibibities of promoting the income growth of rural residents in Anhui province，approaching it from five appects: urbanization，industrialization，agricultural modernization，informatization and greenification （hereinafter referred to as “five-modernization”） . It is concluded that there is a long-term equilibrium relationship between collaborative development of the “five-modernization”and incomes of rural residents，though it is not statistically significant in short-run. Informationization and urbanization bring about 32.7326% and 11.28629% of the contribution rate respectively，which show they both have profound effects on incomes of rural residents，the positive shocks on industrialization and agricultural modernization lead to positive responses of income of rural residents，which are noticeable in step，while a positive shock on greenization causes a statistically significant income fluctuation，which means there is no valid economic benefits. Therefore，it is suggested that we could focus on the green innovation and enjoy the ecological benefits，vigorously promote coordinateddevelopment of the “five-modernization”，and properly utilize information technology to promote industrialization，then to promote agricultural modernization，ultimately to increase noticeable income growth of rural residents，with the combination of town and country.

“five-modernization”；rural residents' income；factor analysis；VAR model；impulse response function；variance decomposition

F328

A

1004-874X（2017）04-0166-07

沈蓮花，徐麗，曹宗宏，等. 新“五化”協(xié)同發(fā)展對安徽省農(nóng)村居民收入影響的實證分析［J］.廣東農(nóng)業(yè)科學(xué)，2017，44（4）：166-172.

2017-02-01

教育部人文社科基金（16YJA630003）

沈蓮花（1994-），女，在讀碩士生，E-mail：1679697039@qq.com

徐麗（1958-），碩士，教授，E-mail：xuli@ahau.edu.cn