郭韶偉，唐成偉，張 昊

（中國人民大學(xué)商學(xué)院，北京市100872）

一、問題的提出

20世紀(jì)70年代開始的以市場化為導(dǎo)向的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)體制改革，確立了農(nóng)民商品生產(chǎn)和經(jīng)營的主體地位，在極大激發(fā)了農(nóng)民生產(chǎn)積極性的同時(shí)，也使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)民收入對(duì)市場的依賴性越來越大。在改革初期，大量的農(nóng)民分散、無規(guī)則地進(jìn)入流通，雖然在不同程度上促進(jìn)了市場的繁榮，但是由于傳統(tǒng)的流通組織并沒有得到相應(yīng)的改造，加上制度不完善等方面的原因，一時(shí)間出現(xiàn)了全國性的農(nóng)產(chǎn)品“賣難”問題，阻礙了農(nóng)民收入的增加。雖然國家也針對(duì)性地進(jìn)行了政策調(diào)整，但是這一問題并沒有得到根本性的解決，并且隨著農(nóng)產(chǎn)品市場由買方市場轉(zhuǎn)向賣方市場而變得越發(fā)嚴(yán)重。對(duì)農(nóng)民收入問題的研究必須納入到市場經(jīng)濟(jì)的框架內(nèi)進(jìn)行，不能離開農(nóng)業(yè)市場化這一核心因素。農(nóng)業(yè)市場化是指在市場能充分發(fā)揮效用的領(lǐng)域內(nèi),實(shí)現(xiàn)從計(jì)劃配置農(nóng)業(yè)資源、分配農(nóng)業(yè)剩余向市場配置和分配的轉(zhuǎn)變，[1]具體包括勞動(dòng)力市場化、農(nóng)業(yè)資金市場化、農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格市場化、農(nóng)產(chǎn)品流通市場化等幾個(gè)方面。而農(nóng)產(chǎn)品能否順利從生產(chǎn)領(lǐng)域轉(zhuǎn)移到消費(fèi)領(lǐng)域，與農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度有著最為直接的聯(lián)系。所以，提高農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度是促進(jìn)農(nóng)民增收的有效途徑之一。

本文選擇以農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度對(duì)農(nóng)業(yè)收入的影響作為研究目標(biāo)，主要是基于以下兩個(gè)方面的考慮。（1）農(nóng)業(yè)收入對(duì)農(nóng)民增收的重要性。一種普遍的觀點(diǎn)認(rèn)為，今后農(nóng)村經(jīng)濟(jì)及農(nóng)民收入增長速度的快慢將會(huì)越來越依賴于非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展速度和效益，因此許多文獻(xiàn)重點(diǎn)研究了非農(nóng)業(yè)收入問題。然而，我們應(yīng)該認(rèn)識(shí)到，農(nóng)業(yè)是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)和“母體”產(chǎn)業(yè)，無論農(nóng)村經(jīng)濟(jì)格局和體制如何變化，它對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及農(nóng)民收入增長的貢獻(xiàn)仍然是其他產(chǎn)業(yè)所不能夠替代的。[2]從農(nóng)民收入的構(gòu)成情況來看，工資性收入和財(cái)產(chǎn)轉(zhuǎn)移性收入雖然有所減緩，但仍保持一定速度的增長，而經(jīng)營性收入增長卻持續(xù)放慢甚至下降，成為農(nóng)民收入持續(xù)減緩的主要因素。[3]因此，在關(guān)注非農(nóng)收入的同時(shí)，絕不能忽視甚至應(yīng)該更加重視農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入的變化。（2）農(nóng)產(chǎn)品流通市場化與農(nóng)業(yè)收入的關(guān)系最密切。農(nóng)產(chǎn)品流通市場能夠通過價(jià)格信號(hào)來引導(dǎo)農(nóng)民調(diào)整產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，從而實(shí)現(xiàn)資源的最有效配置。市場的發(fā)達(dá)程度直接關(guān)系到農(nóng)民生產(chǎn)的產(chǎn)品能否從生產(chǎn)領(lǐng)域轉(zhuǎn)移到消費(fèi)領(lǐng)域，能否順利的完成其價(jià)值實(shí)現(xiàn)。所以與其他市場相比，農(nóng)產(chǎn)品流通市場對(duì)農(nóng)業(yè)收入具有決定性的作用。

二、文獻(xiàn)回顧

從已有的文獻(xiàn)來看，絕大多數(shù)都是從理論上分析農(nóng)業(yè)市場化程度與農(nóng)民或農(nóng)業(yè)收入之間的關(guān)系，普遍認(rèn)同推進(jìn)農(nóng)業(yè)市場化進(jìn)程對(duì)于農(nóng)民增收的積極意義。[4]、[5]、[6]、[7]這些研究無疑具有十分重要的意義，為本文的研究奠定了堅(jiān)實(shí)的理論基礎(chǔ)，其中許多研究方法和研究視角非常值得本文借鑒。但盡管如此，仍然有一些問題值得進(jìn)一步研究和探討。首先，縱觀已有的研究文獻(xiàn)，絕大多數(shù)的研究都停留在純粹的理論分析，實(shí)證方面的文獻(xiàn)很少，研究結(jié)論缺乏數(shù)據(jù)的有力支撐。其次，僅僅從整體上考察農(nóng)業(yè)市場化程度對(duì)于農(nóng)民收入的影響仍然是不夠的。其原因是，一方面，農(nóng)業(yè)市場化包含勞動(dòng)力市場化、農(nóng)業(yè)資金市場化、農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格市場化和農(nóng)產(chǎn)品流通市場化等多個(gè)方面；另一方面，現(xiàn)階段我國農(nóng)民收入主要由三部分構(gòu)成，即家庭經(jīng)營收入（農(nóng)業(yè)收入）、工資性收入和財(cái)產(chǎn)轉(zhuǎn)移性收入。每一個(gè)子市場對(duì)農(nóng)民收入各構(gòu)成部分的影響程度是不相同的，農(nóng)業(yè)收入可能與農(nóng)產(chǎn)品流通以及農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的關(guān)系更密切，而工資性收入可能更多地受勞動(dòng)力市場的影響。因此更為具體的研究子市場與農(nóng)民收入構(gòu)成部分之間的關(guān)系不僅可以進(jìn)一步揭示市場機(jī)制對(duì)農(nóng)民收入的內(nèi)在作用機(jī)理，也能夠?yàn)檎叩闹贫ê蛯?shí)施提供更有力的理論參考。

事實(shí)上，受到某些現(xiàn)實(shí)因素的制約，農(nóng)業(yè)收入并不必然隨著市場化進(jìn)程的推進(jìn)而增加。從產(chǎn)權(quán)和交易費(fèi)用的角度來看，農(nóng)民的市場決策很大程度上取決于交易費(fèi)用，交易費(fèi)用越高，農(nóng)民參與市場的預(yù)期獲利水平就越低。從總體上來看，我國仍然處于市場化進(jìn)程的初級(jí)階段，由于產(chǎn)權(quán)制度的不完善、壟斷力量的存在、農(nóng)民受教育水平較低、與市場進(jìn)入有關(guān)的基礎(chǔ)設(shè)施落后等多種因素的綜合作用，可能導(dǎo)致農(nóng)民參與市場的交易費(fèi)用非常高昂。[8]在這種情況下，市場配置資源的作用很難得到有效發(fā)揮。因此，簡單地引入市場機(jī)制并不能保證農(nóng)民收入的穩(wěn)定增長。此外，在現(xiàn)階段制度還不完善和組織化程度不高的情況下，市場化程度的提高反而可能抑制農(nóng)民收入的增加。單個(gè)農(nóng)戶在直接進(jìn)入市場時(shí)，由于資金、人力和設(shè)施方面的限制，既缺乏抗拒自然災(zāi)害的能力，也沒有預(yù)測市場供求關(guān)系以及承擔(dān)市場風(fēng)險(xiǎn)的能力。當(dāng)前我國主要農(nóng)產(chǎn)品流通渠道中的權(quán)力結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)出低度均衡以及過度向包括龍頭企業(yè)和批發(fā)商在內(nèi)的流通組織傾斜的狀態(tài)，不僅阻礙了農(nóng)產(chǎn)品流通績效的提升，也使得農(nóng)民的合理利益很難得到有效保障。[9]因此，在我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌和制度轉(zhuǎn)型的背景下，農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度的提高對(duì)農(nóng)業(yè)收入的影響具有不確定性，兩者之間的關(guān)系還有待進(jìn)一步的考證。

三、模型、方法與變量

1.模型和方法

基于已有的研究和本文的理論分析，將反映農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度與農(nóng)業(yè)收入之間長期關(guān)系的函數(shù)設(shè)定為：

相應(yīng)的分布滯后自回歸模型ARDL(1，1，1)為：

將函數(shù)(1)和模型(2)結(jié)合，以各變量的一階差分來代替其滯后項(xiàng)，得到完整的誤差修正模型為：

模型（3）中下標(biāo)i和t分別代表地區(qū)和年份，Income代表農(nóng)業(yè)收入，CMR為農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度。為消除特異值和降低變量的非平穩(wěn)性，本文分別對(duì)這兩個(gè)變量進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理，D.LnIncome和D.LnCMR分別為變量Income與CMR取對(duì)數(shù)后的一階差分項(xiàng)。系數(shù)α0表示誤差修正速度，反映了當(dāng)變量偏離均衡后向均衡點(diǎn)調(diào)整的速度。如果α0=0，說明變量間不存在長期均衡關(guān)系；若α0<0，則表明變量之間存在誤差修正機(jī)制或長期均衡關(guān)系。β1表示的是變量LnIncome和LnCMR之間的長期均衡關(guān)系，系數(shù)α1則反映了變量之間短期動(dòng)態(tài)調(diào)整關(guān)系。ν是誤差項(xiàng)，用以代表未能觀測到但是會(huì)影響農(nóng)業(yè)收入的其他因素。

在實(shí)證方法的選擇上，本文使用面板協(xié)整分析的計(jì)量方法，主要出于以下兩個(gè)方面的考慮。（1）農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度的提高可能在短期內(nèi)會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)收入產(chǎn)生影響，但這種影響更多的是在較長時(shí)間內(nèi)體現(xiàn)出來。而協(xié)整分析不僅可以分析變量之間的長期均衡關(guān)系，也能夠分析變量間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，在分析農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度與農(nóng)業(yè)收入之間的關(guān)系時(shí)具有獨(dú)到的優(yōu)勢(shì)；（2）基于時(shí)間序列的協(xié)整分析對(duì)序列的時(shí)間跨度有較高的要求，一旦序列的時(shí)間跨度較小，協(xié)整檢驗(yàn)和分析的結(jié)果往往就會(huì)產(chǎn)生偏誤。面板協(xié)整分析使用樣本較大的面板數(shù)據(jù)，充分利用個(gè)體維度和時(shí)間維度的信息，從而能夠在一定程度上保證結(jié)果的準(zhǔn)確度。另外，本文使用的計(jì)量軟件為Stata 11.0。

2.變量的設(shè)定

對(duì)于農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度的測定，已有的研究方法主要有兩種：一種是用農(nóng)民與非農(nóng)居民間直接交易占二者間總體交易的比重來衡量；[10]另一種是用農(nóng)產(chǎn)品的社會(huì)收購總額占農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的比重，亦即農(nóng)產(chǎn)品的商品率來衡量。[11]考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文采用第二種測算方法。雖然衡量農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度的最佳方法是用每種具體農(nóng)產(chǎn)品的市場化程度加權(quán)平均，但是這在統(tǒng)計(jì)上是很難實(shí)現(xiàn)的。在衡量農(nóng)業(yè)收入指標(biāo)的選取上，因?yàn)槭苻r(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度直接影響的是農(nóng)民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和經(jīng)營的收入，所以本文使用農(nóng)村居民家庭人均年純收入中的家庭經(jīng)營純收入來衡量農(nóng)業(yè)收入，剔除了工資性收入、資產(chǎn)轉(zhuǎn)移性收入以及其他類型的收入。

3.樣本和數(shù)據(jù)

樣本的選擇和數(shù)據(jù)收集是本文實(shí)證研究遇到的最大障礙，數(shù)據(jù)的可獲得性嚴(yán)重限制了本文的樣本規(guī)模。本文最終選擇以上海、江西、河南和貴州這三省一市在1991～2009年間的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)作為樣本來考察農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度對(duì)農(nóng)業(yè)收入的影響。從地理位置來看，這三省一市涵蓋了東中西三大經(jīng)濟(jì)帶，其中河南、江西和貴州都是我國傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)大省，其農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)無論是在省內(nèi)還是全國都占有十分重要的地位。上海市的農(nóng)業(yè)地位雖然相對(duì)較低，但是農(nóng)產(chǎn)品流通的市場化程度卻一直處于較高的水平。這些地區(qū)在農(nóng)業(yè)收入和農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度方面都有著顯著的差異。樣本的時(shí)間跨度為1991～2009年，選擇以1991年作為起點(diǎn)一方面是為了保證統(tǒng)計(jì)口徑的一致，另一方面也是考慮到雖然我國的農(nóng)產(chǎn)品流通體制改革從1978年就已經(jīng)開始，但是真正進(jìn)入全面改革的時(shí)間是1992年，以黨的“十四大”明確提出建立社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)體制為標(biāo)志，我國的農(nóng)產(chǎn)品流通體制改革開始全面轉(zhuǎn)入市場經(jīng)濟(jì)的軌道。

數(shù)據(jù)主要來源于1992～2010年出版的《河南省統(tǒng)計(jì)年鑒》、《江西省統(tǒng)計(jì)年鑒》、《貴州省統(tǒng)計(jì)年鑒》、《上海市統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《新中國五十年農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)資料》、中國統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)庫（數(shù)據(jù)挖掘版）、中經(jīng)數(shù)據(jù)庫輔助與決策系統(tǒng)等。較長的時(shí)間跨度是本文樣本的主要特點(diǎn)，我們認(rèn)為農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度的差異和變化雖然在不同地區(qū)之間也有所體現(xiàn)，但是更多的是反映在時(shí)間維度上。所以，具有代表性的個(gè)體和較長時(shí)間跨度的樣本為本文的研究奠定了很好的基礎(chǔ)。

四、實(shí)證分析

1.面板單位根檢驗(yàn)

面板單位根檢驗(yàn)有多種檢驗(yàn)方法，為盡可能提高檢驗(yàn)的準(zhǔn)確程度，我們分別采用Pesaran檢驗(yàn)法、IPS檢驗(yàn)法以及CH檢驗(yàn)法對(duì)變量LnIncome和 LnCMR 進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)。[12]、[13]、[14]這幾種檢驗(yàn)方法的原假設(shè)都是假定面板中的所有截面對(duì)應(yīng)的序列都是非平穩(wěn)的，即都服從I（1）過程。Pesaran檢驗(yàn)法的主要特點(diǎn)是考慮了變量的截面異質(zhì)性和截面相關(guān)性，其統(tǒng)計(jì)量是單個(gè)截面DF或ADF檢驗(yàn)得到的t值的平均值。IPS檢驗(yàn)法的特點(diǎn)是考慮了截面異質(zhì)性和干擾項(xiàng)的序列相關(guān)問題。IPS檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量是對(duì)單個(gè)截面執(zhí)行ADF檢驗(yàn)后得到的t值的平均值。CH檢驗(yàn)法是以Fisher單位根檢驗(yàn)的p值為基礎(chǔ)構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量。面板單位根檢驗(yàn)的詳細(xì)結(jié)果通過表1呈現(xiàn)出來。

從表1中可以看出，原序列LnIncome和LnCMR都無法拒絕存在面板單位根的原假設(shè)，說明都是非平穩(wěn)序列，因此對(duì)原序列做一階差分處理。一階差分后的效果非常明顯，兩個(gè)變量都拒絕了含有面板單位根的原假設(shè)。因而可以認(rèn)定變量LnIncome和LnCMR都服從I（1）過程，滿足了進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)的條件。

2.面板協(xié)整檢驗(yàn)

在變量單整階數(shù)相同的情況下，變量之間就有可能存在面板協(xié)整關(guān)系。本文使用韋斯特隆德（Westerlund）提出的面板協(xié)整檢驗(yàn)方法對(duì)變量LnIncome和LnCMR之間是否存在協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。[15]該檢驗(yàn)法是以誤差修正模型為基礎(chǔ)進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)，其基本思想是，如果變量之間確實(shí)存在協(xié)整關(guān)系，就可以建立誤差修正模型，并且反映變量之間長期均衡關(guān)系的誤差修正系數(shù)應(yīng)該是顯著異于零的。該檢驗(yàn)法克服了基于殘差的面板協(xié)整檢驗(yàn)存在的缺點(diǎn)?；跉埐畹拿姘鍏f(xié)整檢驗(yàn)統(tǒng)隱含著一個(gè)重要的假設(shè)條件，即長期誤差修正系數(shù)（變量的水平值）等于短期動(dòng)態(tài)調(diào)整系數(shù)（變量的差分值），稱之為“同要素限制”（Common Factor Restriction）。但是已經(jīng)有研究表明，當(dāng)這一假設(shè)無法得到滿足時(shí)，以殘差為基礎(chǔ)的面板協(xié)整檢驗(yàn)的檢定力會(huì)大幅降低，而以誤差修正模型為基礎(chǔ)的面板協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)芎芎玫乇苊膺@種限制。

表1 面板單位根檢驗(yàn)

這種檢驗(yàn)法考慮了截面異質(zhì)性（長期誤差修正關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系）以及考慮截面內(nèi)的序列相關(guān)和截面之間的相關(guān)性，構(gòu)造了兩組統(tǒng)計(jì)量。第一組統(tǒng)計(jì)量假設(shè)各個(gè)截面的誤差修正速度不同，包含Gt統(tǒng)計(jì)量和Ga統(tǒng)計(jì)量，其中Gt統(tǒng)計(jì)量不考慮變量的序列相關(guān)性，而Ga統(tǒng)計(jì)量考慮了序列相關(guān)性。第二組統(tǒng)計(jì)量假設(shè)各個(gè)截面的誤差修正速度相同，包含Pt統(tǒng)計(jì)量和Pa統(tǒng)計(jì)量，其中Pt統(tǒng)計(jì)量沒有考慮變量的序列相關(guān)性，而Pa統(tǒng)計(jì)量考慮了序列相關(guān)性的問題。這兩組統(tǒng)計(jì)量均假設(shè)變量之間不存在協(xié)整關(guān)系，而有所區(qū)別的是第一組統(tǒng)計(jì)量的對(duì)立假設(shè)是至少有一對(duì)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，第二組統(tǒng)計(jì)量的對(duì)立假設(shè)是變量整體上存在協(xié)整關(guān)系。

從表2可以看出，在沒有考慮時(shí)間趨勢(shì)的情況下，Gt統(tǒng)計(jì)量在1%的水平上，Ga統(tǒng)計(jì)量在5%的水平上拒絕了變量之間不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，說明至少有一組變量之間存在協(xié)整關(guān)系。而Pt統(tǒng)計(jì)量都在5%的水平上拒絕了原假設(shè)，說明如果不考慮序列相關(guān)性，變量整體上存在協(xié)整關(guān)系。Pa統(tǒng)計(jì)量無法拒絕原假設(shè)。在考慮了時(shí)間趨勢(shì)的情況下，Gt統(tǒng)計(jì)量、Ga統(tǒng)計(jì)量以及Pa統(tǒng)計(jì)量都拒絕了變量之間不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，而Pt統(tǒng)計(jì)量無法拒絕原假設(shè)。所以，從總的來看，本文認(rèn)為變量LnIncome和LnCMR之間存在協(xié)整關(guān)系。

3.誤差修正模型估計(jì)

利用前文構(gòu)建的模型，并結(jié)合1991～2009年中國三省一市的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，本文對(duì)體現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度與農(nóng)業(yè)收入之間的長期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)調(diào)整關(guān)系的誤差修正模型進(jìn)行了估計(jì)。為了使估計(jì)結(jié)果更為精確，本文分別采用組平均（MG）估計(jì)、混合組平均（PMG）估計(jì)以及固定效應(yīng)動(dòng)態(tài)面板（DFE）估計(jì)等三種不同的估計(jì)方法，然后使用豪斯曼（Hausman）檢驗(yàn)法篩選出最合適的模型。在以上這幾種估計(jì)方法中，PMG（Pooled Mean-Group）估計(jì)是假設(shè)各個(gè)截面的長期系數(shù)均相等，而誤差修正速度和短期動(dòng)態(tài)調(diào)整系數(shù)則具有截面異質(zhì)性，采用的是最大似然估計(jì)法（ML），同時(shí)利用各個(gè)序列單獨(dú)估計(jì)和整體混合估計(jì)的系數(shù)。MG（Mean-Group）估計(jì)法假設(shè)各個(gè)截面的長期系數(shù)和短期動(dòng)態(tài)調(diào)整系數(shù)均不同，即具有完全的截面異質(zhì)性。其基本思想是首先使用最小二乘估計(jì)法獲得每個(gè)截面的系數(shù)，然后將獲得的系數(shù)進(jìn)行平均處理。而固定效應(yīng)動(dòng)態(tài)面板估計(jì)法（DFE）假設(shè)各個(gè)截面具有相同的短期和長期系數(shù)，但有不同的截距項(xiàng)（個(gè)體效應(yīng)）。DFE估計(jì)法采用固定效應(yīng)模型估計(jì)，同時(shí)考慮截面相關(guān)性。詳細(xì)的估計(jì)結(jié)果呈現(xiàn)在表3中。

這里對(duì)表 3作一點(diǎn)說明，模型（1）～（3）分別使用的是PMG估計(jì)、MG估計(jì)以及DFE估計(jì)。變量LnCMR的系數(shù)體現(xiàn)了農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度對(duì)農(nóng)業(yè)收入的長期均衡影響。ec這一欄是誤差調(diào)整系數(shù)，反映了變量在偏離了均衡之后向均衡狀況調(diào)整的速度和方向。變量D.LnCMR的系數(shù)體現(xiàn)了農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度與農(nóng)業(yè)收入這兩個(gè)變量之間的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整關(guān)系。

表2 Westerlund面板協(xié)整檢驗(yàn)

表3 誤差修正模型估計(jì)結(jié)果

為了盡可能地提高實(shí)證檢驗(yàn)的精確程度，接下來我們使用Hausman檢驗(yàn)法在不同的模型之間作出選擇。三種估計(jì)方法之間的主要差異在于對(duì)模型參數(shù)的限制有所區(qū)別。MG估計(jì)假定模型的長期和短期系數(shù)都會(huì)隨個(gè)體的變動(dòng)而變化；PMG則假定模型的短期系數(shù)隨個(gè)體變動(dòng)，而長期系數(shù)保持不變；DFE估計(jì)的約束最強(qiáng)，其假定模型的長期和短期系數(shù)都不會(huì)隨個(gè)體的變動(dòng)而變動(dòng)。以PMG和MG估計(jì)為例，Hausman檢驗(yàn)的基本思想是，PMG估計(jì)是在MG估計(jì)的基礎(chǔ)上作了進(jìn)一步的假定（約束），如果這種約束條件是正確的，則PMG估計(jì)更為有效（因?yàn)镻MG估計(jì)使用了較少的參數(shù)）。相反，如果PMG的約束條件是錯(cuò)誤的，則PMG的估計(jì)結(jié)果是不一致的，而MG估計(jì)更為合適。Hausman檢驗(yàn)的原假設(shè)是模型之間不存在系統(tǒng)性的差異，如果不拒絕原假設(shè)，則約束條件較少的模型是更為有效的。

我們首先在PMG模型和MG模型之間進(jìn)行了選擇，Hausman檢驗(yàn)顯示統(tǒng)計(jì)量chi2=-1.25。當(dāng)統(tǒng)計(jì)量為負(fù)值時(shí)，通常說明原假設(shè)的條件無法得到滿足，這里選擇MG估計(jì)是更為有效的。接下來對(duì)DFE模型和MG模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，結(jié)果顯示統(tǒng)計(jì)量chi2=0.00，p-value=0.996，無法拒絕模型之間存在系統(tǒng)性差異的原假設(shè)，說明在MG估計(jì)和DFE估計(jì)之間，仍然是MG估計(jì)方法是更為有效的。針對(duì)DEF模型和PMG模型檢驗(yàn)的結(jié)果顯示統(tǒng)計(jì)量chi2=2.7，p-value=1.001，說明PMG估計(jì)更合適。結(jié)合以上的分析結(jié)果，我們認(rèn)為在對(duì)農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度與農(nóng)業(yè)收入這兩個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整分析的時(shí)候，應(yīng)使用組平均估計(jì)。最終的誤差修正模型為：

從誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果可以看出，農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度與農(nóng)業(yè)收入之間呈現(xiàn)正向的長期均衡關(guān)系，且在5%的水平上是顯著的。因?yàn)閷?duì)變量作了取對(duì)數(shù)處理，所以具體的經(jīng)濟(jì)含義也是很清晰的，即當(dāng)農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度提高10個(gè)百分點(diǎn)，以人均家庭經(jīng)營純收入來衡量的農(nóng)業(yè)收入會(huì)提高約3.02個(gè)百分點(diǎn)。誤差調(diào)整系數(shù)為-0.103，在5%的水平上顯著。而農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度與農(nóng)業(yè)收入之間的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整關(guān)系在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。

五、結(jié)論與政策建議

本文利用我國三省一市在1991～2009年間的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，使用面板單位根檢驗(yàn)、面板協(xié)整檢驗(yàn)以及誤差修正模型估計(jì)等計(jì)量方法探討了農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度與農(nóng)業(yè)收入之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度與農(nóng)業(yè)收入增長之間存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系，農(nóng)產(chǎn)品流通市場化程度的提高對(duì)農(nóng)業(yè)收入具有顯著的促進(jìn)作用。而二者之間的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整關(guān)系在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。這說明在現(xiàn)階段，農(nóng)產(chǎn)品流通市場化水平的提高對(duì)農(nóng)業(yè)收入增長的積極作用超過了其負(fù)面影響。這一結(jié)論的政策含義是顯而易見的，現(xiàn)階段繼續(xù)推進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品流通市場化進(jìn)程，加大流通體制改革力度，構(gòu)建現(xiàn)代化的農(nóng)產(chǎn)品流通體系仍然是當(dāng)前提高農(nóng)民收入的重要途徑。這就要求繼續(xù)加大農(nóng)產(chǎn)品流通主體的培育力度、提高農(nóng)產(chǎn)品流通的組織化程度，形成以農(nóng)民流通合作組織為主要載體，以新型批發(fā)市場為樞紐，多種流通組織形式共同參與的農(nóng)產(chǎn)品流通渠道。

市場的發(fā)育是一個(gè)漸進(jìn)的過程，需要政府在這一過程中發(fā)揮積極的作用。合適的政策可以促進(jìn)和推動(dòng)市場的成長，而錯(cuò)誤的政策就會(huì)起到相反的作用。因此，在市場化的過程中，對(duì)政府的政策有很高的要求，政府既不能無所作為，又不能替代和阻礙市場的成長，政府需要協(xié)調(diào)好短期目標(biāo)和長期目標(biāo)的關(guān)系，干預(yù)的落腳點(diǎn)應(yīng)該在于對(duì)農(nóng)產(chǎn)品流通的宏觀調(diào)控和流通市場的培育上。（1）對(duì)農(nóng)產(chǎn)品流通的公益性支持，尤其是對(duì)產(chǎn)地批發(fā)市場、基本設(shè)施以及流通服務(wù)體系建設(shè)的資金和政策支持；（2）從農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)、市場準(zhǔn)入制度、加工和運(yùn)輸、完善相應(yīng)的法律法規(guī)等方面入手，對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)和流通過程加強(qiáng)監(jiān)督與管理，建立靈活有效的農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全監(jiān)督體系；（3）在保證基層組織充分有效競爭的同時(shí)，強(qiáng)化對(duì)市場上層組織的監(jiān)督和管理，使各種交易主體在完善的市場和規(guī)則中進(jìn)行公開、公平、公正的競爭，推動(dòng)整個(gè)市場經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

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