平歡梅 王容博

摘要：【目的】明確貴州省農業(yè)現(xiàn)代化和農業(yè)開放度與農民收入是否存在長期均衡關系，以及農業(yè)現(xiàn)代化和農業(yè)開放度影響農民收入的路徑與力度，為貴州省農民收入增長提供理論依據?！痉椒ā窟x取1998～2015年的貴州省統(tǒng)計年鑒數據，運用協(xié)整理論和誤差修正模型實證分析貴州省農業(yè)現(xiàn)代化和農業(yè)開放度對農民收入增長的長期影響和短期沖擊?！窘Y果】貴州省農業(yè)現(xiàn)代化和農業(yè)開放度與農民收入存在長期動態(tài)的均衡關系；農業(yè)現(xiàn)代化和農業(yè)開放度均是貴州省農民收入的格蘭杰（Granger）原因；誤差修正模型顯示，系統(tǒng)的短期偏離將會通過-0.522272的調整力度向長期均衡調整；長期來看，農業(yè)開放度提升、農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展對農民收入的拉動作用將趨于穩(wěn)定，且農業(yè)開放度對農民收入增加的貢獻率強于農業(yè)現(xiàn)代化?！窘ㄗh】貴州省應不斷加大政府對農業(yè)投入，推進農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展；不斷拓展國際市場，提升農產品開放水平；發(fā)揮特色農業(yè)，實現(xiàn)農業(yè)現(xiàn)代化與農業(yè)開放融合發(fā)展，以促進農民收入的持續(xù)穩(wěn)定增長。

關鍵詞： 農業(yè)現(xiàn)代化；農業(yè)開放度；農民收入；協(xié)整檢驗；誤差修正模型；貴州省

中圖分類號： S-05；F323.8 文獻標志碼：A 文章編號：2095-1191（2018）07-1460-07

0 引言

【研究意義】貴州省是我國典型的內陸山區(qū)農業(yè)省份，農業(yè)現(xiàn)代化基礎薄弱，對外開放程度相對較低。但自2000年以來，貴州省農業(yè)現(xiàn)代化和對外開放步伐不斷加快，農民人均純收入呈現(xiàn)出穩(wěn)步增長的態(tài)勢，尤其2006年之后，農民人均純收入由2006年的1985元增加到2016年的8090元，年均增長率達15.1%。因此，從農業(yè)現(xiàn)代化和農業(yè)開放度的視角探討影響農民收入的機制，對加快貴州省農村經濟發(fā)展、提高農民收入具有重要的理論和現(xiàn)實意義?！厩叭搜芯窟M展】國內外學者對于農民收入的影響因素已進行了大量研究，結果發(fā)現(xiàn)農村基礎設施建設（陳銀娥等，2012）、農地制度（冒佩華和徐驥，2015）、農業(yè)人力資本（吳振華，2015；李朝和韓瑞，2017）、農村金融發(fā)展（杜江等，2016）等因素均能在一定程度上促進農民收入增長。隨著我國經濟社會不斷發(fā)展，對外開放程度不斷深化，農業(yè)現(xiàn)代化、農業(yè)對外開放對于農業(yè)發(fā)展和農民收入的影響也越來越明顯。農業(yè)現(xiàn)代化以農業(yè)技術的進步為基礎，通過提高勞動生產率、推動產品優(yōu)質化、促使品種多樣化和促進勞動力轉移等4種機制影響著農民收入的增長（王愛民和李子聯(lián)，2014）。大多數學者認為農業(yè)現(xiàn)代化是影響農民收入長期增長的主要因素（吳彩容，2015；黃祖梅，2016；周振等，2016），但也有部分學者認為，由于農業(yè)和農民自身資本積累能力差，單靠農民對農業(yè)生產活動的投入仍無法促進農業(yè)生產率的提高（孫致陸和周加來，2009）。農業(yè)對外開放主要表現(xiàn)為農產品的國際貿易，而農產品貿易主要通過價格效應、規(guī)模效應、技術效應、就業(yè)效應和制度效應五大效應來影響農民收入的變動（汪艷濤和高強，2012）。目前，關于農業(yè)對外開放對農民收入的作用效果也一直存在分歧，部分學者通過實證分析證明了農民收入與農業(yè)開放度存在著長期的均衡關系（余新平和俞佳佳，2010；趙滌非等，2012），農產品貿易依存度每增加1個百分點，就會使農民收入增加0.189個百分點（趙滌非等，2012）；但是，趙偉和趙曉霞（2008）認為對外貿易與農民收入呈現(xiàn)顯著的負相關性，即對外貿易會導致農民收入的減少和分化；李冠杰（2017）在研究中也發(fā)現(xiàn)農產品的進口與農民收入的增加呈正向關系，但農產品的出口不利于農民收入的增加。從長期來看，農業(yè)現(xiàn)代化與農業(yè)對外開放間也將相互作用，從而共同影響農民收入的變動。一方面，農業(yè)現(xiàn)代化通常通過提高農產品的生產效率和質量而提高國際競爭力，進一步有利于農業(yè)對外開放；另一方面，農業(yè)對外開放度的提高，不僅表現(xiàn)為農產品國際市場的擴大，還可通過進出口貿易帶來的競爭效應和模仿效應帶動、加快農業(yè)現(xiàn)代化步伐，從而促進農業(yè)經濟發(fā)展，提高農民收入?！颈狙芯壳腥朦c】目前，雖已有研究涉及了農業(yè)現(xiàn)代化、農業(yè)對外開放對我國農民收入整體的影響，但尚無統(tǒng)一的結論，且針對開放程度較弱的內陸地區(qū)影響的相關研究還不多見。此外，已有研究中鮮見學者將農業(yè)現(xiàn)代化、農業(yè)開放度及農民收入3個變量放在一個系統(tǒng)中分析其長期關系?！緮M解決的關鍵問題】以貴州省農業(yè)發(fā)展和農民收入現(xiàn)狀為研究對象，采用協(xié)整理論及誤差修正模型分析貴州省農業(yè)現(xiàn)代化、農業(yè)開放度對農民收入增長的長期影響，為貴州省農民收入的穩(wěn)步提升提供理論依據。

1 數據來源與研究方法

1. 1 誤差修正（VEC）模型介紹

在向量自回歸（VAR）模型的每一個方程中，內生變量對模型全部內生變量的滯后項進行回歸，從而估計全部內生變量的動態(tài)關系（馬慧慧，2016）。VAR模型的一般形式為：

1. 2 指標選取

1. 2. 1 農業(yè)現(xiàn)代化 農業(yè)現(xiàn)代化（Agricultural modernization，以下簡稱M）是一個具有動態(tài)性的概念，其隨技術、經濟和社會的進步而變化；農業(yè)機械化是農業(yè)現(xiàn)代化的基礎與標志（張?zhí)伊郑?012）?？紤]到數據的可得性，本研究參照夏春萍和劉文清（2012）的方法，使用農用機械總動力反映農業(yè)現(xiàn)代化水平。

1. 2. 2 農業(yè)開放度 國內外關于農業(yè)對外開放度的測算尚無統(tǒng)一標準，具有代表性的是熊啟泉和溫思美（2012）測算我國農業(yè)對外開放度時綜合考慮產品和要素兩個維度，其中要素主要指農業(yè)的外商直接投資（FDI），將農產品進出口對農業(yè)開放度影響的權重設定為0.9，而將要素的權重設定為0.1。由于貴州省農產品進口和農業(yè)利用外資的數量極少，且相應統(tǒng)計數據不完整，因此本研究嘗試使用農產品出口貿易的開放度作為貴州省農業(yè)開放度指標（Agricultural openness，以下簡稱OPEN）的替代變量。農產品出口貿易開放度用農產品出口總額占第一產業(yè)比值表示。由于貴州省統(tǒng)計年鑒中對于出口商品按照22大類統(tǒng)計，本研究所考慮的農產品為第1～4大類的商品，共包括第1～24章的商品。

1. 2. 3 農民收入 按照我國統(tǒng)計年鑒的統(tǒng)計標準，農民人均可支配收入包括工資性收入、家庭經營收入、轉移性收入及財產性收入，其中，家庭經營收入又可分為第一產業(yè)、第二產業(yè)和第三產業(yè)的收入。而農業(yè)現(xiàn)代化與農業(yè)開放度最直接且影響最大的是農民的第一產業(yè)收入，其中，第一產業(yè)收入包括農業(yè)收入、林業(yè)收入、牧業(yè)收入及漁業(yè)收入。若籠統(tǒng)選取農民人均全年純收入或家庭經營收入，很可能會低估農業(yè)現(xiàn)代化和農業(yè)開放度對農民收入的作用效果。因此，本研究選取家庭經營收入中的第一產業(yè)收入作為農民收入（Rural income，以下簡稱R）的指標。

1. 3 數據來源

由于貴州省1998年之前的進出口統(tǒng)計數據沒有按照海關稅則區(qū)分，統(tǒng)計年鑒中僅給出了生產資料和生活資料的進出口統(tǒng)計數據，因此，本研究所使用的數據為1998～2015年的年度數據。除人民幣匯率的數據來源于世界銀行數據庫網站（http：//databank.worldbank.org）之外，其他數據均來源于《貴州統(tǒng)計年鑒（2000，2002，2004，2006，2011，2016）》。

1. 4 統(tǒng)計分析

利用EViews 8.0構建誤差修正模型分析貴州省農業(yè)現(xiàn)代化、農業(yè)開放度對農民收入增長的影響。

2 結果與分析

2. 1 平穩(wěn)性檢驗

運用VAR模型進行估計要求系統(tǒng)中所有時間序列必須具有平穩(wěn)性，否則可能出現(xiàn)偽回歸的問題（馬慧慧，2016）。為消除時間序列的異方差現(xiàn)象，本研究將農民收入和農業(yè)現(xiàn)代化水平進行對數化處理，分別用LNR和LNM表示。使用ADF檢驗方法對LNR、OPEN和LNM 3個時間序列及其一階差分序（DLNR、DOPEN和DLNM）進行單位根檢驗，結果如表1所示。從表1可看出，LNR、OPEN和LNM 3個時間序列的ADF均大于10%水平下的臨界值，即拒絕不存在單位根的原假設，可認為3個時間序列均存在單位根，具有不平穩(wěn)性；對時間序列進行一階差分后，DLNR和DOPEN均在5%的顯著水平下平穩(wěn)，而DLNM在10%的水平下平穩(wěn)，說明3個原始時間序列均服從一階單整過程。

2. 2 基于Johansen檢驗的協(xié)整分析

由單位根檢驗可知，農民收入、農業(yè)現(xiàn)代化及農業(yè)開放度3個時間序列雖然是非平穩(wěn)的時間序列，但均滿足一階單整的過程，因此，可對3個時間序列進行協(xié)整檢驗。一般協(xié)整檢驗通常使用的方法有EG兩步法和Johansen協(xié)整檢驗法，由于EG兩步法最多只能判斷多個變量存在的一個協(xié)整關系，因此本研究使用Johansen檢驗的跡統(tǒng)計量分析時間序列的協(xié)整關系。在進行檢驗前，需確立變量間的VAR模型；VAR模型的正確設立需準確判斷模型的滯后階數。表2給出了滯后階數的判斷過程，根據赤池準則和施瓦茨準則，AIC與SC同時達最小值，因此選定最優(yōu)滯后階數Lag=3。同時，從圖1可看出，所有的點均落在單位圓內，表示VAR模型所有特征根倒數的模均小于1，即VAR模型穩(wěn)定。因此，Johansen協(xié)整檢驗的滯后期可確定為2。從表3的協(xié)整檢驗結果可看出，Johansen檢驗的跡統(tǒng)計量表明，在5%的顯著水平下，序列LNR、OPEN和LNM存在3個協(xié)整關系。

2. 3 格蘭杰（Granger）因果檢驗

雖然協(xié)整檢驗結果表明農民收入與農業(yè)開放度和農業(yè)現(xiàn)代化存在長期均衡關系，但并未確定3個變量間的因果關系方向，而需進一步通過Granger因果檢驗，驗證3個變量間的因果關系，檢驗結果如表4所示。（1）貴州省農業(yè)開放度與貴州農民收入存在單向因果關系，農業(yè)開放度是農民收入增長的Granger原因。（2）貴州省農業(yè)現(xiàn)代化與貴州農民收入存在單向因果關系，農業(yè)現(xiàn)代化是農民收入增長的Granger原因。（3）貴州省農業(yè)現(xiàn)代化與農業(yè)開放度存在Granger因果關系，貴州省農業(yè)開放度是農業(yè)現(xiàn)代化的Granger原因，說明貴州省農業(yè)對外開放度的提升不僅直接影響貴州省農民收入，還通過影響貴州省農業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展，間接影響農民收入的變動。但由于貴州省農業(yè)現(xiàn)代化整體水平比較低，對貴州省農產品貿易的影響還不明顯，因此，表現(xiàn)為貴州省農業(yè)現(xiàn)代化不是農業(yè)開放度的Granger原因。

2. 4 VEC模型估計

在以上檢驗分析的基礎上，本研究通過建立VEC模型檢驗貴州省農業(yè)開放度和農業(yè)現(xiàn)代化程度與農民收入增長的長期均衡與短期波動的關系。

2. 4. 1 協(xié)整方程 將農民收入對數化（LNR）為因變量，則反映農業(yè)開放度和農業(yè)現(xiàn)代化程度影響農民收入增長的協(xié)整方程為：

LNR=0.627243LNM+0.367107OPENs.e.= （0.02924） （0.04497）

協(xié)整方程表明，農民收入與農業(yè)開放度和農業(yè)現(xiàn)代化存在正相關的長期均衡關系，農業(yè)現(xiàn)代化與農業(yè)開放度的標準誤差分別為0.02924和0.04497。其具體的經濟含義是：從長期來看，農民收入關于農業(yè)現(xiàn)代化的長期彈性為0.627643，即農業(yè)現(xiàn)代化每提高1%，農民收入將大約增加0.63%；農民收入關于農業(yè)開放度的長期彈性為0.367107，即農業(yè)開放度每提高1%，農民收入將大約增加0.37%。

2. 4. 2 VEC模型估計 農民收入與農業(yè)開放度和農業(yè)現(xiàn)代化存在協(xié)整關系，只能說明3個變量間存在長期的均衡關系，并不能說明三者間的長期均衡關系一直穩(wěn)定。為研究貴州省農業(yè)現(xiàn)代化和農業(yè)開放度與農民收入間短期偏離的修正機制，進一步建立VEC模型，參數估計得到的結果為：

式中，VECMt-1為誤差修正項，誤差修正項的調整系數為-0.522272，符合反向誤差修正機制。誤差修正模型表明：在短期內，貴州省農業(yè)開放度和農業(yè)現(xiàn)代化可能偏離農民收入的長期均衡狀態(tài)，當出現(xiàn)短期偏離時，系統(tǒng)回歸長期均衡狀態(tài)的速度非?？?，前一期的非均衡誤差以0.522272的比率對本期的農民收入增長作出調整，從而使得系統(tǒng)回到長期均衡狀態(tài)。

2. 5 脈沖響應函數分析

為探究貴州省農業(yè)現(xiàn)代化和農業(yè)開放度對農民收入的全部影響過程，本研究進一步繪制脈沖響應函數，考察一個內生變量對殘差沖擊的響應，以分析農業(yè)現(xiàn)代化和農業(yè)開放度與農民收入間的動態(tài)關系。圖2和圖3分別為模擬農民收入分別受到農業(yè)現(xiàn)代化和農業(yè)開放度沖擊后脈沖響應的反應軌跡，圖中的橫軸表示沖擊作用的滯后期數，縱軸表示沖擊的響應程度，模型中沖擊作用的滯后期為20年。從圖2可看出，農業(yè)開放度的提升在第1年對農民收入并未產生影響，第2年產生了輕微的負向影響（-0.004328），但從第3年開始將產生正向影響（0.021275），最后在0.056000左右趨于穩(wěn)定，也就是說農業(yè)開放度的提高在經歷了兩年之后對農民收入產生正向影響。從圖3可看出，農業(yè)現(xiàn)代化水平的提升在第1年也未對農民收入產生影響，第2年當農業(yè)現(xiàn)代化提升1%時，農民收入將下降1.8591%，即農業(yè)現(xiàn)代化負向作用的最低點，但從第3年開始對農民收入將產生正向影響（0.020938），從長期來看其影響作用將穩(wěn)定在0.037000左右。綜上所述，農業(yè)開放度的提升與農業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展將會對農民收入的拉動作用趨于穩(wěn)定，與協(xié)整檢驗的結論一致。

2. 6 方差分解模型分析

方差分解用來評價各內生變量對預測方差的貢獻度。圖4反映了農民收入的方差分解結果，橫坐標表示農民收入波動時期（年），縱軸表示由農民收入自身、農業(yè)開放度及農業(yè)現(xiàn)代化預計農民收入時的預測誤差方差百分比，該數值越大，說明影響力度越大，重要性也就越強。由圖4可看出，農民收入的波動第1年只受自身波動的影響，但隨著時間的推移，受自身影響的程度呈現(xiàn)先迅速降低后緩慢降低的態(tài)勢，在第7年將下降到18.61%，直到第19年將穩(wěn)定在5.00%左右；農業(yè)開放度和農業(yè)現(xiàn)代化對農民收入的影響從第2年開始顯現(xiàn)，其中，農業(yè)開放度水平的沖擊對農民收入產生的影響在第2年非常微弱，此后表現(xiàn)逐漸增強的態(tài)勢，并從第7年開始，沖擊趨于穩(wěn)定，穩(wěn)定在60.00%左右；農業(yè)現(xiàn)代化的沖擊對農民收入的影響在第2年將上升到17.86%，但在第5年下降到12.98%，從第10年開始穩(wěn)定在25.00%左右。從長期來看，農業(yè)開放度對農民收入增加的貢獻率強于農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展對農民收入增加的貢獻率，與Granger因果關系的檢驗結果一致。

3 討論

隨著貴州省內陸開放型經濟試驗區(qū)的逐步建立，農業(yè)開放度不斷加深，其農業(yè)現(xiàn)代化和農業(yè)對外開放對農民收入增長的作用也日益凸顯。本研究與趙滌非等（2012）、吳彩容（2015）、黃祖梅（2016）等的研究相比，證實了農業(yè)現(xiàn)代化和農業(yè)開放度對農民收入的促進作用，具有一定的理論價值。

本研究結果表明，貴州省農業(yè)現(xiàn)代化是農民收入的Granger原因，即農業(yè)現(xiàn)代化對農民收入的增長具有長期拉動作用，與周振等（2016）的研究結果一致。但本研究所考察的農民收入主要是農民家庭經營收入中的第一產業(yè)收入，更能準確反映農業(yè)現(xiàn)代化對農民收入的作用力，若籠統(tǒng)選取農民人均全年純收入或家庭經營收入，很可能會低估農業(yè)現(xiàn)代化對農民收入的作用效果。本研究得出貴州省外貿開放度的提升是農民收入增長的重要因素，且具有長期穩(wěn)定的作用，與余新平和俞佳佳（2010）的研究結論存在分歧，其研究結果表明我國西部地區(qū)農產品對外開放度與農民收入呈反向相關性，可能是由于西部地區(qū)不同省份間存在異質性。

本研究也存在不足：由于貴州農業(yè)利用外資和進口農產品數量極少，以及數據獲取的限制，在研究中僅考慮出口貿易依存度對農民收入的影響；農業(yè)機械化水平并不是衡量農業(yè)現(xiàn)代化最好的指標，但受數據獲取的限制，本研究無法收集直接反映貴州農業(yè)現(xiàn)代化水平的指標。因此，下一步研究將尋求更加完善的研究方法解決以上問題。

4 建議

本研究結果得出，貴州省農業(yè)現(xiàn)代化和農業(yè)開放度與農民收入存在長期動態(tài)的均衡關系，且農業(yè)現(xiàn)代化與農業(yè)開放度均是農民收入的Granger原因。此外，當貴州省農業(yè)現(xiàn)代化和農業(yè)開放度與農民收入長期均衡關系受到短期波動的沖擊后能通過反向修正機制快速回歸到長期均衡?；谵r業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展與農業(yè)開放度的視角，本研究提出以下幾點建議：

4. 1 加大政府對農業(yè)的投入，推進農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展

脈沖響應函數與方差分解共同表明農民收入受到農業(yè)現(xiàn)代化沖擊的影響，且影響力度長期趨于穩(wěn)定，驗證科學技術是經濟發(fā)展的主要動力。因此，在農業(yè)現(xiàn)代化進程中，政府應加大對農業(yè)的扶持力度，增加農業(yè)投入，推廣應用農業(yè)機械設備及實用技術，完善農業(yè)基礎設施，改善農業(yè)條件，用農業(yè)現(xiàn)代化引領農業(yè)結構轉型升級。在增加物質資本投入的同時，應更注重增強農民科技意識，建立農業(yè)社會化服務體系，加強對農民的科技培訓力度等，提高勞動生產率與資源利用率?？傊矛F(xiàn)代科技加快農業(yè)現(xiàn)代化步伐，依托農業(yè)現(xiàn)代化激發(fā)貴州省農業(yè)發(fā)展活力。

4. 2 拓展國際市場，提升農產品開放水平

貴州省農業(yè)開放度的提升對農民收入增長具有明顯的拉動作用，農業(yè)開放度每提升1%，農民收入將大約增加0.37%。因此，從農業(yè)開放和農民收入角度看，貴州省應提高統(tǒng)籌兩個市場，利用兩種資源的能力，堅持并完善既有的促進農產品出口的貿易政策，更加積極地參與全球經濟和貿易，不斷拓展農產品對外開放的廣度和深度。此外，貴州省是典型的內陸地區(qū)，交通不便是制約農業(yè)開放度的重要因素，貴州省仍需不斷完善交通物流體系，與此同時，不斷推進農產品交易平臺建設，提升貴州省農產品知名度和市場競爭力，從而增加農民收入。

4. 3 發(fā)揮特色農業(yè)，實現(xiàn)農業(yè)現(xiàn)代化與農業(yè)開放融合發(fā)展

貴州省有許多獨特的農業(yè)資源，如中藥材、茶葉、釀酒和辣椒等，但貴州省特色農業(yè)對農民增收的支持度仍較低（張攀春，2012）。因此，貴州省在推進農業(yè)現(xiàn)代化進程中，需要進一步發(fā)揮當地的資源優(yōu)勢，改變傳統(tǒng)的擴大再生產和粗放經營方式，逐步加強農業(yè)的產業(yè)化、專業(yè)化及特色化。通過對農業(yè)科研的投入提高農業(yè)生產技術及農產品的附加值，使得貴州省在發(fā)展開放型經濟過程中提升特色農產品的核心競爭力，將特色農產品出口貿易的比較優(yōu)勢轉變?yōu)楦偁巸?yōu)勢，實現(xiàn)農業(yè)現(xiàn)代化與農業(yè)開放的融合發(fā)展，保障農民收入的持續(xù)穩(wěn)定增長。

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（責任編輯 鄧慧靈）