宋　磊　王　青　薛繼亮

中圖分類號：F320 文獻標(biāo)識碼：A

內(nèi)容摘要：本文利用我國1990—2006年的時間序列，對農(nóng)民收入和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的關(guān)系進行了深入研究。結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的增長影響農(nóng)民收入的增長，農(nóng)民收入的增長也顯著影響了農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的進程，二者互為因果關(guān)系，存在著動態(tài)均衡關(guān)系，最后對此做出了總結(jié)。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化 農(nóng)民收入 協(xié)整檢驗 格蘭杰因果檢驗

早在改革開放之初，我國就提出了實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的農(nóng)業(yè)發(fā)展目標(biāo)，迄今已經(jīng)30多年。由于農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化作為一個動態(tài)概念，其理論和實踐隨著我國的經(jīng)濟發(fā)展均發(fā)生了重大變化。目前學(xué)術(shù)界的研究成果主要集中在經(jīng)濟學(xué)、政治學(xué)與社會學(xué)等學(xué)科視野上對農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化內(nèi)涵、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的演變歷程和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化實現(xiàn)途徑等方面進行論述，也有部分學(xué)者利用中國數(shù)據(jù)對中國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平進行了測度和評價。

農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化作為農(nóng)業(yè)發(fā)展的過程，不但可以有效保證農(nóng)民收入增加，而且作為農(nóng)業(yè)和農(nóng)村發(fā)展的結(jié)果，最終的動態(tài)均衡也將是農(nóng)民充分享受農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的成果。本文正是基于這個角度，研究農(nóng)民收入和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化之間的動態(tài)均衡關(guān)系。

理論與方法

近年來發(fā)展起來的處理平穩(wěn)數(shù)據(jù)的方法——協(xié)整可用于檢驗經(jīng)濟時間序列變量水平數(shù)據(jù)是否存在長期均衡關(guān)系，格蘭杰因果檢驗則可用于確定時間序列變量之間是否存在因果關(guān)系，二者均要求時間序列變量具有平穩(wěn)特征。因此在實證檢驗和建模之前首先檢驗時間序列變量的平穩(wěn)性。

此后，要對數(shù)據(jù)進行協(xié)整分析。關(guān)于協(xié)整關(guān)系的檢驗，方法很多，主要有Engle——Granger兩步法、Johansen完全信息極大似然法、Mackinnon法、頻域非參數(shù)譜回歸法和Bays法。本文將以Johansen和MLE估計方法進行協(xié)整檢驗。

最后，對數(shù)據(jù)進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗。協(xié)整關(guān)系是一種長期均衡穩(wěn)定關(guān)系，但是這種關(guān)系并不一定構(gòu)成因果關(guān)系。Granger（1988）指出，如果變量之間是協(xié)整的，那么至少存在一個方向上的Granger原因；在非協(xié)整情況下，任何原因的推斷將是無效的。

樣本說明

農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化帶來的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的發(fā)展主要表現(xiàn)在農(nóng)民素質(zhì)的提高、農(nóng)業(yè)科學(xué)技術(shù)的發(fā)展與農(nóng)用機械設(shè)備的改進。所以本文在農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化指標(biāo)的測算中以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體——農(nóng)民的素質(zhì)、農(nóng)業(yè)信息化和農(nóng)業(yè)機械化三個指標(biāo)作為衡量農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的重要指標(biāo)構(gòu)成。農(nóng)民收入以農(nóng)民純收入作為衡量指標(biāo)。

由于以上四個指標(biāo)的量綱不同，本文需要對它們進行無量綱處理。即每年的數(shù)值和1990—2006年間的均值作比較，得出農(nóng)業(yè)機械總動力指數(shù)、農(nóng)民素質(zhì)指數(shù)和農(nóng)業(yè)信息化指數(shù)、農(nóng)民純收入指數(shù)。這樣農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化指數(shù)就等于農(nóng)民素質(zhì)指數(shù)、農(nóng)業(yè)信息化指數(shù)和農(nóng)業(yè)機械化指數(shù)之和。

農(nóng)民收入和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的均衡分析

進行實證檢驗之前，對農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化指數(shù)（Lam）和農(nóng)民純農(nóng)業(yè)收入指數(shù)（Lnc）取對數(shù)。隨后對取對數(shù)的序列進行單位根檢驗，并在單位根檢驗的基礎(chǔ)上進行協(xié)整檢驗，探索它們之間的均衡關(guān)系。

（一）檢驗變量序列的平穩(wěn)性

采用ADF 方法進行單位根檢驗，檢驗的結(jié)果如表1。經(jīng)過一階差分后所有序列的ADF 值都小于1%臨界值，因此認(rèn)為這些序列都是一階單整序列。由于這些序列是不平穩(wěn)的單位根過程，但其一階差分序列是平穩(wěn)的，進一步對其進行長期協(xié)整關(guān)系檢驗。

（二）協(xié)整檢驗

采用Johansen特征根軌跡檢驗考察農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化指數(shù)和農(nóng)民純農(nóng)業(yè)收入指數(shù)之間的協(xié)整關(guān)系。通過表2可以看出，在5%的顯著性水平上都具有一個協(xié)整關(guān)系。這說明他們之間存在著長期關(guān)系。

（三）因果關(guān)系檢驗

對農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化是否顯著地影響農(nóng)民純收入的增長，由表3可以看出： Lnc不是Lam的原因，它成立的概率為0.6767%。在1%的顯著水平下，原假設(shè)不成立，即Lnc是Lnc的原因。對于另外一個原假設(shè)——Lnc不是Lam的原因的概率為6.528%，在5%的顯著水平下，原假設(shè)成立，即Lnc的增長不顯著地影響Lam的增長。而在10%的顯著水平下，原假設(shè)不成立，即Lnc的增長顯著地影響Lam的增長。所以農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的增長影響農(nóng)民收入的增長，農(nóng)民收入的增長也顯著影響農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的進程，二者互為因果關(guān)系。

結(jié)論

綜合以上實證結(jié)果，顯然可以得到如下結(jié)論：

我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和農(nóng)民收入之間穩(wěn)定地存在著某種協(xié)同互動的均衡關(guān)系，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的波動與農(nóng)民收入的波動總是高度密切相關(guān)的；農(nóng)民收入是影響農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的重要原因，是推動農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進程的重要力量。大力增加農(nóng)民收入有利于提高農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平。

所以，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與農(nóng)民收入是相互促進相互制約協(xié)調(diào)發(fā)展的。任何一個環(huán)節(jié)的不合理均會導(dǎo)致整個發(fā)展的不協(xié)調(diào)。在下一步的農(nóng)村經(jīng)濟體制改革中，應(yīng)該從作用機制入手，理清相互作用的機理，才能制定出更有效的相關(guān)政策。

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