許秀川，溫濤

（西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院/農(nóng)業(yè)教育發(fā)展研究中心，重慶 北碚400715）

農(nóng)業(yè)不同于工業(yè)和服務(wù)業(yè)，從生產(chǎn)和供給角度看，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)象為有生命的動(dòng)植物，生產(chǎn)周期不象工業(yè)和服務(wù)業(yè)那么容易被設(shè)計(jì)和縮短，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步依賴于遺傳育種，比工業(yè)有更長(zhǎng)的周期，技術(shù)進(jìn)步的難度更大，并且農(nóng)業(yè)生產(chǎn)更容易受氣候、自然災(zāi)害的影響，風(fēng)險(xiǎn)比非農(nóng)業(yè)高。從消費(fèi)和需求的角度看，農(nóng)產(chǎn)品往往需求彈性較低，容易出現(xiàn)增產(chǎn)不增收，“谷賤傷農(nóng)”等現(xiàn)象。由于農(nóng)產(chǎn)品供給與需求具有雙重風(fēng)險(xiǎn)，農(nóng)業(yè)也被稱為弱質(zhì)產(chǎn)業(yè)，各國(guó)普遍把農(nóng)業(yè)作為一種半公共品產(chǎn)業(yè)，進(jìn)行了大量的補(bǔ)貼和支持。由于農(nóng)業(yè)的高風(fēng)險(xiǎn)性，農(nóng)民增收比其他職業(yè)者更困難，并且波動(dòng)也更大。在可預(yù)見(jiàn)的中長(zhǎng)期內(nèi)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)將處于“穩(wěn)增長(zhǎng)，調(diào)結(jié)構(gòu)”的“新常態(tài)”之中，經(jīng)濟(jì)潛在增長(zhǎng)力趨于下降，因而居民收入的增長(zhǎng)將受到影響[1]。在此背景下，分析農(nóng)民收入增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)來(lái)源及其波動(dòng)特征，對(duì)持續(xù)推動(dòng)農(nóng)民收入增長(zhǎng)具有重要意義。

關(guān)于農(nóng)民收入增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)與波動(dòng)已有不少實(shí)證研究，張車偉和王德文[2]，萬(wàn)慶年等[3]研究皆認(rèn)為農(nóng)民收入增長(zhǎng)的源泉已由家庭經(jīng)營(yíng)轉(zhuǎn)向勞動(dòng)報(bào)酬的增長(zhǎng)，工資性收入為農(nóng)民增收的關(guān)鍵。已有研究采用協(xié)整分析、脈沖響應(yīng)、方差分解及Granger 因果檢驗(yàn)方法對(duì)農(nóng)民收入的影響因素進(jìn)行了實(shí)證研究[4-11]，由于只使用了時(shí)序數(shù)據(jù)，樣本數(shù)偏小，估計(jì)有進(jìn)一步改進(jìn)的空間。關(guān)于農(nóng)民收入波動(dòng)的研究，江觀伙[12]研究了政府行為、需求轉(zhuǎn)換、價(jià)格改革、農(nóng)業(yè)投資、勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移等因素對(duì)農(nóng)民收入波動(dòng)的影響，樊琦和韓民春[13]使用時(shí)序數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)對(duì)農(nóng)民收入波動(dòng)的影響，關(guān)浩杰[14]運(yùn)用時(shí)序數(shù)據(jù)和HP 濾波法分析了農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)變動(dòng)與農(nóng)民收入波動(dòng)的影響關(guān)系。曹躍群等[15]用小波變換法對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的波動(dòng)進(jìn)行了預(yù)測(cè)，但作者的研究主旨是小波方法的介紹，沒(méi)有對(duì)農(nóng)民收入的波動(dòng)進(jìn)行深入研究。

綜上所述，已有關(guān)于農(nóng)民收入貢獻(xiàn)及影響因素的研究大多使用時(shí)序的Granger 檢驗(yàn)方法，使用面板數(shù)據(jù)的Granger 研究尚未發(fā)現(xiàn)，關(guān)于農(nóng)民收入增長(zhǎng)波動(dòng)的分析則大多使用HP 濾波等時(shí)域分析法，使用譜分析等頻域分析法較少。由于中國(guó)改革開放只有30 多年， 采用時(shí)序數(shù)據(jù)由于樣本數(shù)較少，Granger 檢驗(yàn)的信度將受到影響。HP 濾波等時(shí)域法分析波動(dòng)周期則帶有主觀成份，鑒于以上不足，本文將采用最新的面板數(shù)據(jù)Granger 檢驗(yàn)法對(duì)農(nóng)民收入的貢獻(xiàn)進(jìn)行實(shí)證分析，采用譜分析法對(duì)其波動(dòng)特征進(jìn)行研究，為提高農(nóng)民收入的對(duì)策提供理論依據(jù)。

1 研究方法

1.1 農(nóng)民收入決定模型

由于農(nóng)民收入來(lái)源于國(guó)民財(cái)富總蛋糕的分配，設(shè)分配函數(shù)為常見(jiàn)的科布—道格拉斯模型，則農(nóng)民收入可表示為：

式中：I 為農(nóng)民收入，Y 為GDP，代表了國(guó)民財(cái)富的數(shù)量，a 為常數(shù)項(xiàng)，反映了分配的規(guī)模效應(yīng)，β 為彈性系數(shù)，代表了GDP 增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)系數(shù)，下標(biāo)t 為統(tǒng)計(jì)時(shí)間。

如果把GDP 劃分為第一、第二和第三產(chǎn)業(yè)，則用科布—道格拉斯函數(shù)反映三次產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)作用為：

式中：F，S，T 分別為第一、二、三次產(chǎn)業(yè)的增加值，β1，β2，β3分別為三次產(chǎn)業(yè)對(duì)農(nóng)民收入的彈性系數(shù)，代表了不同產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。

設(shè)農(nóng)民收入的增長(zhǎng)率為rI，GDP 及三次產(chǎn)業(yè)增加值增長(zhǎng)率分別為rY，rF，rS，rT，對(duì)式（1）和式（2）分別取對(duì)數(shù)和差分變換，由對(duì)數(shù)差分與增長(zhǎng)率的近似關(guān)系，加入隨機(jī)誤差項(xiàng)，引入面板數(shù)據(jù)，可得面板數(shù)據(jù)的計(jì)量模型：

其中截面維度為i（以省為單位），時(shí)序維度為t（以年為單位），ai為不隨時(shí)間變化的固定因素，對(duì)其處理的方法分為固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型，可通過(guò)Hausman 檢驗(yàn)確定模型的選擇。

1.2 面板Granger檢驗(yàn)方法

Dumitrescu 和Hurlin[16]提出了基于面板向量自回歸（PVAR）模型的Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)：

與普通Granger 檢驗(yàn)類似，計(jì)算有約束回歸平方和（RSSr）與無(wú)約束回歸平方和(RSSu)，構(gòu)造Wald統(tǒng)計(jì)量對(duì)βi進(jìn)行線性約束檢驗(yàn)。 Dumitrescu 和Hurlin 方法的優(yōu)點(diǎn)是假設(shè)十分寬松，允許所有截面單元擁有不同的βi，因此，采用該方法進(jìn)行估計(jì)。

1.3 譜密度估計(jì)

由Fourier 變換可知，平穩(wěn)隨機(jī)過(guò)程Xt可近似由正弦波和余弦波疊加而成：

式中：ai，bi為被估計(jì)系數(shù)，fi為頻率，εt為隨機(jī)誤差項(xiàng)。對(duì)樣本數(shù)為N 的序列，式（6）的OLS 估計(jì)為：

式中：I（fi）為Xt在頻率fi的譜密度，Xt的周期長(zhǎng)度的確定方法為：尋找最大譜密度值所對(duì)應(yīng)的時(shí)間長(zhǎng)度即為平穩(wěn)隨機(jī)序列的周期長(zhǎng)度。

1.4 數(shù)據(jù)來(lái)源與說(shuō)明

根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性，從國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站（http://www.stats.gov.cn/tjsj/）及歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》選取1987-2011 年中國(guó)30 個(gè)?。ú缓邸?、臺(tái)地區(qū)，以及1997 年直轄的重慶市）的GDP 及三次產(chǎn)業(yè)、農(nóng)民家庭人均純收入等變量數(shù)據(jù)，以1978 年為基期計(jì)算可比價(jià)增長(zhǎng)率，構(gòu)成平衡面板數(shù)據(jù)集，N=30，T=25，樣本數(shù)共計(jì)750 個(gè)。對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)與各產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)波動(dòng)進(jìn)行譜分析，由于譜密度的估計(jì)只針對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)，由數(shù)據(jù)的可得性，為盡量提高譜密度估計(jì)的可靠性，需盡可能使用更多的樣本數(shù)量。論文從國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站得到中國(guó)1978-2013 年以可比價(jià)計(jì)算的GDP 及三次產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率與農(nóng)民收入增長(zhǎng)率的數(shù)據(jù)，進(jìn)行譜密度估計(jì)。

2 實(shí)證結(jié)果與分析

2.1 農(nóng)民收入貢獻(xiàn)的靜態(tài)面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)

農(nóng)民收入增長(zhǎng)貢獻(xiàn)模型靜態(tài)面板數(shù)據(jù)估計(jì)結(jié)果表明，2 個(gè)模型的整體顯著性Wald 檢驗(yàn)均1%顯著，Hausman 檢驗(yàn)均不顯著（表1），應(yīng)采用隨機(jī)效應(yīng)模型。從估計(jì)系數(shù)上看，GDP 增長(zhǎng)率對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)率在1%顯著，彈性為0.594 4；第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率對(duì)農(nóng)民收入也為1%顯著，彈性分別為0.511 3和0.204 0，但第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)率只有接近10%的顯著性。

表1 靜態(tài)面板隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果Table 1 Estimation result of the static panel data random-effect model

靜態(tài)面板數(shù)據(jù)顯示第三產(chǎn)業(yè)對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)影響不顯著，這與理論假設(shè)不符。由于靜態(tài)面板數(shù)據(jù)在處理變量的外生性上無(wú)能為力，因此估計(jì)結(jié)果可能存在偏誤。由于收入增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)?；ハ嘤绊?，可能存在外生性問(wèn)題，為進(jìn)一步檢驗(yàn)GDP 及三次產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的作用， 采用Dumitrescu 和Hurlin 的動(dòng)態(tài)面板Granger 因果檢驗(yàn)法作進(jìn)一步檢驗(yàn)（表2）。

表2 面板Granger 因果檢驗(yàn)Table 2 Panel data Granger Causality test

農(nóng)民收入的增長(zhǎng)都不是GDP 及三次產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的Granger 原因（表2），但反之，GDP 及三次產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)，均為農(nóng)民收入增長(zhǎng)的Granger 原因，且Wald檢驗(yàn)均在1%的水平上顯著?？梢?jiàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及三次產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)，都能明顯促進(jìn)農(nóng)民收入的增長(zhǎng)。

2.2 農(nóng)民收入增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的波動(dòng)關(guān)系分析

GDP 增長(zhǎng)與三次產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)都是農(nóng)民收入增長(zhǎng)的Granger 原因，而根據(jù)經(jīng)濟(jì)周期理論，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是周期性波動(dòng)的，這理論上會(huì)造成農(nóng)民收入增長(zhǎng)也隨之發(fā)生周期性波動(dòng)。由于譜分析只對(duì)平穩(wěn)隨機(jī)序列有效，先對(duì)各變量進(jìn)行HP 濾波，去除各變量的隨機(jī)趨勢(shì)，得到平穩(wěn)的純周期成份。

在時(shí)域上，農(nóng)民收入增長(zhǎng)率與GDP 及三次產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)率的純周期成份具有相似的波動(dòng)幅度和相關(guān)的波動(dòng)周期（圖1）。由于時(shí)域上觀察帶有主觀性和不精確，對(duì)圖1 中的變量進(jìn)行譜密度估計(jì)。

圖1 HP 濾波后的各變量增長(zhǎng)率Fig.1 Growth cycles of all variables after HP filtering

GDP、第二產(chǎn)業(yè)及第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)波動(dòng)的主周期均為7-12 年左右的尤格拉投資周期，副周期為4.5年左右的基欽存貨周期，受此影響，農(nóng)民收入增長(zhǎng)波動(dòng)的主周期也為12 年左右的投資周期（表3）。而第一產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)波動(dòng)的主周期明顯與GDP 及非農(nóng)產(chǎn)業(yè)不同，為2.77 年左右的存貨周期，副周期則為7-12年的投資周期。受此影響，農(nóng)民收入增長(zhǎng)波動(dòng)的副周期為2.77 年左右的存貨周期。

綜合上述結(jié)果，第一產(chǎn)業(yè)波動(dòng)主周期與GDP 及非農(nóng)產(chǎn)業(yè)波動(dòng)的周期不同，前者的主周期為短期的存貨周期，而后者的主周期為長(zhǎng)期的投資周期。GDP及非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的波動(dòng)周期是農(nóng)民收入主周期的決定因素，而第一產(chǎn)業(yè)的波動(dòng)的主周期則是農(nóng)民收入波動(dòng)副周期的決定因素。GDP 及非農(nóng)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)波動(dòng)的副周期均為4.5 年，受第一產(chǎn)業(yè)主周期波動(dòng)較短的影響，農(nóng)民收入增長(zhǎng)波動(dòng)的副周期只有2.77 年，可見(jiàn)，相對(duì)于非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)波動(dòng)的短期性增加了農(nóng)民收入增長(zhǎng)的波動(dòng)性。

表3 GDP、三次產(chǎn)業(yè)及農(nóng)民收入增長(zhǎng)率的譜密度估計(jì)Table 3 Spectral density estimation of the growth of GDP,industries,and farmers’income

3 結(jié)論與政策含義

3.1 結(jié)論

研究表明，GDP 增長(zhǎng)及三次產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)，均是農(nóng)民收入增長(zhǎng)的Granger 原因，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)能顯著地促進(jìn)農(nóng)民收入的增長(zhǎng)。農(nóng)民收入增長(zhǎng)主要受GDP 及非農(nóng)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的影響，其波動(dòng)主周期為12 年左右的投資周期，但受到第一產(chǎn)業(yè)的影響，農(nóng)民收入增長(zhǎng)波動(dòng)的副周期只有2.77 年，比GDP 及非農(nóng)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)波動(dòng)副周期4.5 年要短，波動(dòng)更加劇烈?？傊?，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及各產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)，均對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)有顯著影響，由于農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)波動(dòng)較頻繁，增加了農(nóng)民收入增長(zhǎng)的波動(dòng)程度。

3.2 政策含義

第一，由于GDP 及各產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)，對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)都有顯著的貢獻(xiàn)，未來(lái)要增加農(nóng)民收入，應(yīng)維持一個(gè)平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度。經(jīng)過(guò)30 多年的改革開放，目前中國(guó)出現(xiàn)了潛在增長(zhǎng)力下降問(wèn)題，因此，需要進(jìn)一步推進(jìn)改革和開放的深度和廣度，以保持經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的動(dòng)力，以促進(jìn)農(nóng)民收入實(shí)現(xiàn)可持續(xù)的增長(zhǎng)。

第二，由于農(nóng)業(yè)的弱質(zhì)性，波動(dòng)較大，風(fēng)險(xiǎn)較高，而農(nóng)民收入仍然依賴并受農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的影響，農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的彈性仍然較第二、第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的彈性大，因此，為穩(wěn)定和增加農(nóng)民收入，減少收入的波動(dòng)的程度，應(yīng)穩(wěn)定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，強(qiáng)化對(duì)農(nóng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的控制，穩(wěn)定農(nóng)民的農(nóng)業(yè)收入。

第三，由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的規(guī)模影響其抗風(fēng)險(xiǎn)能力與利潤(rùn)水平，應(yīng)加快土地流轉(zhuǎn)制度的改革步伐，提高耕地集中的規(guī)模和機(jī)械化水平，提升農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的整體現(xiàn)代化水平，實(shí)現(xiàn)規(guī)模效益，析出剩余勞動(dòng)力，提高農(nóng)業(yè)勞均資本水平，提升農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率、農(nóng)業(yè)的利潤(rùn)水平和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的報(bào)酬水平。

第四，由于非農(nóng)收入比農(nóng)業(yè)收入更穩(wěn)定，非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)更多，因此，應(yīng)加快城鎮(zhèn)化步伐，讓農(nóng)民工實(shí)現(xiàn)向市民身份的轉(zhuǎn)變，提高農(nóng)民工的務(wù)工收入。特別是應(yīng)加快勞動(dòng)密集型的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，提升產(chǎn)業(yè)的高級(jí)化水平，增加勞動(dòng)的附加值和提高農(nóng)民工工資水平。

[1]劉樹成.實(shí)現(xiàn)居民人均收入翻番的難度與對(duì)策分析[J].宏觀經(jīng)濟(jì)研究,2013(3):3-8.

[2]張車偉,王德文.農(nóng)民收入問(wèn)題性質(zhì)的根本轉(zhuǎn)變——分地區(qū)對(duì)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)和增長(zhǎng)變化的考察[J].中國(guó)農(nóng)村觀察,2004(1):2-13.

[3]萬(wàn)年慶,李紅忠,史本林.基于偏離—份額法的我國(guó)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)演進(jìn)的省際比較[J].地理研究,2012(4):672-686.

[4]李建軍.城鎮(zhèn)居民收入、財(cái)政支出與農(nóng)民收入：基于1978-2006年中國(guó)數(shù)據(jù)的協(xié)整分析[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì),2008(4):34-40.

[5]郭燕枝,劉旭.基于格蘭杰因果檢驗(yàn)和典型相關(guān)的農(nóng)民收入影響因素研究[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì),2011(10):92-97.

[6]溫濤,冉光和,熊德平.中國(guó)金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)[J].經(jīng)濟(jì)研究,2005(9):30-43.

[7]王永杰,宋旭,鄧海艷.城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)民收入關(guān)系的動(dòng)態(tài)計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析：以四川省為例[J].財(cái)經(jīng)科學(xué),2014(2):96-105.

[8]余長(zhǎng)坤,宋文博,吳次芳,等.河南省農(nóng)用地集約利用對(duì)農(nóng)民收入影響實(shí)證研究：1978-2012[J].經(jīng)濟(jì)地理,2014,34(5):123-149.

[9]王麗麗,劉書琪,萬(wàn)思博.基于VAR模型的農(nóng)民收入變動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析:以齊齊哈爾市為例[J].中國(guó)農(nóng)學(xué)通報(bào),2014,30(14):141-146.

[10]白鳳嬌.關(guān)于農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)的動(dòng)態(tài)分析:以陜西省1995~2011年數(shù)據(jù)為樣本[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題,2013(5):66-68,112.

[11]郭慶然.中部地區(qū)城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與農(nóng)民收入增長(zhǎng)的實(shí)證分析[J].統(tǒng)計(jì)與決策,2013(23):141-144.

[12]江觀伙.我國(guó)農(nóng)民收入波動(dòng)的原因及其啟示[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題,1995(11):10-15.

[13]樊琦,韓民春.勞動(dòng)力流動(dòng)成本和工資性收入對(duì)地區(qū)間農(nóng)民收入差距的影響研究[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì),2009(4):28-33.

[14]關(guān)浩杰.我國(guó)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)變動(dòng)與收入波動(dòng)的關(guān)聯(lián)性分析[J].南京審計(jì)學(xué)院學(xué)報(bào),2013(3):17-23.

[15]曹躍群,楊婷,劉源超,等.農(nóng)民收入增長(zhǎng)波動(dòng)關(guān)系預(yù)測(cè)分析:基于小波變換[J].數(shù)理統(tǒng)計(jì)與管理,2009(4):611-617.

[16]Dumitrescu E,Hurlin C.Testing for Grangernon-causality in heterogeneous panels[J].Economic Modelling,2012,29(4):1450-1460.