付蓮蓮

（江西農(nóng)業(yè)大學(xué)理學(xué)院/江西現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展協(xié)同創(chuàng)新中心，江西 南昌 330045）

農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格對(duì)農(nóng)民收入的動(dòng)態(tài)影響
——基于狀態(tài)空間模型

付蓮蓮

（江西農(nóng)業(yè)大學(xué)理學(xué)院/江西現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展協(xié)同創(chuàng)新中心，江西 南昌 330045）

從結(jié)構(gòu)突變的角度研究農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格對(duì)農(nóng)民收入的動(dòng)態(tài)影響。采用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)的多變量分析框架，將農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格、農(nóng)民人力資本、財(cái)政支農(nóng)支出、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資和農(nóng)民收入納入研究體系，構(gòu)建農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格與農(nóng)民收入的狀態(tài)空間模型，運(yùn)用卡爾曼濾波方法對(duì)狀態(tài)空間模型的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。結(jié)果表明：農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)對(duì)農(nóng)民收入的影響是隨時(shí)間變化的，1985—2013年間農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格關(guān)于農(nóng)民收入的彈性系數(shù)在-0.069～0.265之間變動(dòng)、平均值為0.121，總體上經(jīng)歷了4個(gè)階段的波動(dòng)，說明價(jià)格對(duì)收入的影響與國家農(nóng)業(yè)政策有密切關(guān)系。

農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格；農(nóng)民收入；狀態(tài)空間模型；卡爾曼濾波

當(dāng)前，我國經(jīng)濟(jì)步入新常態(tài)，2015年中央一號(hào)文件提出，中國要富，農(nóng)民必須富，要主動(dòng)適應(yīng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展新常態(tài)，在促進(jìn)農(nóng)民增收上獲得新成效?！笆濉币詠?，農(nóng)民收入年均增長超過10%，農(nóng)民增收實(shí)現(xiàn)“十一連快”，收入增幅連續(xù)第5年超過國內(nèi)生產(chǎn)總值和城鎮(zhèn)居民收入增幅。國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，農(nóng)民人均純收入從1978年的133.6元增加到2015年的11 422元，與2014年相比，扣除價(jià)格因素之后增長了7.5%，同時(shí)，全國城鄉(xiāng)居民人均收入比也從1990年的2.2∶1擴(kuò)大到2007年的3.33∶1，其絕對(duì)差距高達(dá)9 646元，為改革開放以來最大差距，之后幾年比值持續(xù)降低，到2015年為2.73∶1。城鄉(xiāng)收入差距不斷增大的原因是農(nóng)民收入增長相對(duì)緩慢［1］，除城鎮(zhèn)化、農(nóng)民人力資本、財(cái)政支農(nóng)支出、農(nóng)村金融、農(nóng)民專業(yè)合作社等影響農(nóng)民收入外，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格對(duì)農(nóng)民收入有重要影響［2-5］。

改革開放以來，我國農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格經(jīng)歷了幾輪“過山車”式的波動(dòng)。農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格漲跌屬于正?，F(xiàn)象，但如果波動(dòng)幅度過大、周期頻繁，對(duì)穩(wěn)定農(nóng)民增收和促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展會(huì)帶來負(fù)面影響［6］，對(duì)貧困人口的生活影響更大［7］。經(jīng)濟(jì)學(xué)中的“谷賤傷農(nóng)”很好地詮釋了農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格下跌對(duì)農(nóng)民收入的不利影響；如果農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲超過了正常幅度，會(huì)帶動(dòng)整個(gè)物價(jià)上漲，有可能引發(fā)通貨膨脹，給農(nóng)民的生活成本帶來大幅上漲，可能會(huì)出現(xiàn)“谷富亦傷農(nóng)”的現(xiàn)象。因此，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格對(duì)農(nóng)民收入的作用機(jī)理成了理論界的重要研究課題。本研究要解決的是提高農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格是否能夠促進(jìn)農(nóng)民收入增長？農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格對(duì)農(nóng)民收入的影響是固定的還是時(shí)變的？對(duì)這些問題的解答對(duì)穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格、調(diào)動(dòng)農(nóng)民投入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性、實(shí)現(xiàn)農(nóng)民收入可持續(xù)增長、保障國家糧食安全、穩(wěn)定農(nóng)村經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

學(xué)者對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格和農(nóng)民收入的關(guān)系進(jìn)行了較多研究。從研究內(nèi)容來看，代表性的觀點(diǎn)主要有以下3種：（1）農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲對(duì)農(nóng)民增收的作用有限。農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的提高將導(dǎo)致整個(gè)市場(chǎng)產(chǎn)品價(jià)格的普遍上漲，而在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下，農(nóng)業(yè)又處于極其不利的地位，通過“溢散效應(yīng)”、“反饋效應(yīng)”、“區(qū)別效應(yīng)”的共同作用，使農(nóng)民預(yù)期受益喪失，以提高農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格來增加農(nóng)民收入己不再是農(nóng)民增收的主要途徑。Li等［8］認(rèn)為農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)過大時(shí)不利于農(nóng)民收入的提高。郭其友等［9］研究了糧食價(jià)格、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本與農(nóng)民收入的關(guān)系，結(jié)果表明糧食價(jià)格和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本同時(shí)上漲，部分或完全抵消了糧食價(jià)格上漲對(duì)農(nóng)民收入的增加效應(yīng)。劉耀森［10］也認(rèn)為我國農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格上漲對(duì)農(nóng)民收入水平?jīng)]有顯著提高作用。鄧大才［11］研究表明，糧食價(jià)格上漲可以帶來農(nóng)民收入的增加，但其上漲給農(nóng)民帶來的好處不到2成，糧食價(jià)格上漲和種糧成本上漲的時(shí)間比為1∶2.5，短期的糧價(jià)上漲會(huì)帶來更長期的生產(chǎn)成本上漲。陳勁松等［12］認(rèn)為，農(nóng)民從價(jià)格上漲中得到的好處相當(dāng)有限，反而受價(jià)格上漲的不利影響很大。（2）農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲能有效促進(jìn)農(nóng)民收入增長。Anderson等［13］采用GTAP模型從價(jià)格傳導(dǎo)的途徑研究得出中國加入WTO后，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格的提高，有效地促進(jìn)了農(nóng)民收入的增加。農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格仍是影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展和農(nóng)民增收的最重要因素，對(duì)近年來糧食持續(xù)增產(chǎn)、農(nóng)民持續(xù)增收發(fā)揮了重要作用［14］。程國強(qiáng)等［15］模擬計(jì)算出2007年新一輪農(nóng)產(chǎn)品漲價(jià)，使農(nóng)民收入在2007年上半年比2006年同期增長17%，2006上半年農(nóng)村居民人均現(xiàn)金收入1 800元、比2005年同期增長12%?；?001年重慶黔江地區(qū)5個(gè)縣875貧困戶的調(diào)查，李文等［16］證明了農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的提高或下降會(huì)使農(nóng)民人均純收入有一定程度的增加或減少。（3）農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲對(duì)不同收入層次的家庭影響不同。Khai等［17］借助2005—2006年越南家庭生活水平調(diào)查數(shù)據(jù)，驗(yàn)證了農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格等農(nóng)業(yè)政策能有效提高低收入農(nóng)民的生活水平。Ivanic等［18］研究得出2010年以來全球食物價(jià)格的上漲會(huì)給低收入國家?guī)?.1%的平均貧窮率，給中等收入國家?guī)?.7%的貧窮率，中高等收入農(nóng)民將從食品價(jià)格上漲中收益。當(dāng)主要農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)發(fā)生價(jià)格變化時(shí)，中低收入農(nóng)民的收入對(duì)產(chǎn)品市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)是強(qiáng)彈性的，而高收入農(nóng)民的收入是缺乏彈性的［19］。

從已有研究來看，學(xué)者們?cè)谔接懚哧P(guān)系時(shí)，大部分采用的是單一指標(biāo)，沒有考慮到其他經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的影響，影響農(nóng)民收入的因素除了農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格外，還有城鎮(zhèn)化、財(cái)政支農(nóng)支出、農(nóng)民的人力資本等因素，如果只考慮農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的影響，相當(dāng)于把其他影響因素都?xì)w為不可觀測(cè)的，得出的結(jié)果誤差會(huì)很大。從估計(jì)方法來看，大多研究采用最小二乘估計(jì)、VAR等方法，這些方法所估計(jì)出來的參數(shù)是固定的，然而自改革開放以來，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、政策體制和各種外界沖擊已發(fā)生較大變化，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格對(duì)農(nóng)民收入的影響程度是隨著時(shí)間而改變的，采用固定參數(shù)模型難以反映出這種動(dòng)態(tài)變化，而狀態(tài)空間模型能很好地詮釋這種動(dòng)態(tài)性［20］。鑒于此，本文以柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為框架，構(gòu)建一個(gè)包括農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格、農(nóng)民人力資本、財(cái)政支農(nóng)支出、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資和農(nóng)民收入的模型，采用卡爾曼濾波方法對(duì)狀態(tài)空間模型進(jìn)行估計(jì)，重點(diǎn)關(guān)注農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格對(duì)農(nóng)民收入的動(dòng)態(tài)影響。

1 材料與方法

1.1 柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型

為研究農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格對(duì)農(nóng)民收入的影響，引入傳統(tǒng)生產(chǎn)函數(shù)的分析框架，將農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格作為一項(xiàng)“投入”引入到函數(shù)中。這種方法主要參考Greenwood［21］，他用類似方法分析金融發(fā)展與農(nóng)民增收的關(guān)系，模型如下：

式中，Y表示農(nóng)村經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出，K表示農(nóng)村資本投入，L表示農(nóng)村勞動(dòng)力投入，ap表示農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格。

為研究農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格對(duì)農(nóng)民收入增長的影響，參考Parente［22］的方法對(duì)勞動(dòng)投入加一個(gè)容量限制，從而有：

令m = ( L )θ，假設(shè)勞動(dòng)力處于最大生產(chǎn)能力，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)就處于恒定的規(guī)模收益狀態(tài)，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出就取決于總的資本投入和農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格。式（1）變?yōu)椋?/p>

對(duì)式（2）取全微分，得到全微分方程：

用農(nóng)民人均純收入代替人均產(chǎn)出，將農(nóng)村資本投入分解為農(nóng)村固定資產(chǎn)投資（K）和農(nóng)民人力資本。農(nóng)民人力資本用農(nóng)民受教育水平（edu）變量刻畫，根據(jù)農(nóng)民人均純收入和農(nóng)民受教育水平的散點(diǎn)圖，把受教育水平變量的平方項(xiàng)引入到模型中。此外，綜合考慮財(cái)政支農(nóng)支出和城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)民收入的影響，得出本研究基本模型如下：

式中，P_IC、ap、P_K、P_czzn、edu、urb分別表示農(nóng)民人均純收入、農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資、國家財(cái)政支農(nóng)支出、農(nóng)民受教育水平和城鎮(zhèn)化率。

1.2 狀態(tài)空間模型

對(duì)建立的理論模型運(yùn)用迭代算法-卡爾曼濾波（Kalman filter）估計(jì)，狀態(tài)空間模型一般由量測(cè)方程和狀態(tài)方程構(gòu)成［20］，設(shè)yt是k維可觀測(cè)向量，則量測(cè)方程為：

狀態(tài)方程（state equation）為：

式中，αt為可變參數(shù)向量、用可觀測(cè)變量yt和xt來估計(jì)，Zt是固定參數(shù)的解釋變量向量，γ是固定參數(shù)向量，μt和εt分別為量測(cè)方程和狀態(tài)方程的擾動(dòng)項(xiàng)。

1.3 指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)說明

農(nóng)民人均純收入為被解釋變量，解釋變量除農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格外，還選擇財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資、農(nóng)民人力資本和城鎮(zhèn)化作為控制變量。基于數(shù)據(jù)可得性，選取樣本段為1985—2013年。（1）農(nóng)民收入：用農(nóng)民人均純收入（IC）表示，為消除物價(jià)影響，用農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（1985=100）對(duì)農(nóng)民人均純收入進(jìn)行調(diào)整，調(diào)整后的農(nóng)民人均純收入記為P_IC。（2）農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格：用農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)（ap）表示，數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》，年鑒上查到的數(shù)據(jù)為同比數(shù)據(jù)，通過數(shù)學(xué)換算為以1985年為基期的定基數(shù)據(jù)。（3）財(cái)政支農(nóng)：財(cái)政支農(nóng)支出包括支援農(nóng)村生產(chǎn)支出和農(nóng)林水利氣象等部門的事業(yè)費(fèi)、農(nóng)業(yè)科技3項(xiàng)費(fèi)用、農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)和其他（大口徑）。1997年之前的數(shù)據(jù)來自《新中國五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，之后的數(shù)據(jù)來自《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒2014》。對(duì)財(cái)政支農(nóng)支出進(jìn)行價(jià)格調(diào)整，調(diào)整后的變量記為P_czzn。（4）農(nóng)村固定資產(chǎn)投資：1985—2010年數(shù)據(jù)來自《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，2011年后沒有單獨(dú)統(tǒng)計(jì)農(nóng)村固定資產(chǎn)投資總額，用全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額減去城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資總額代替。價(jià)格調(diào)整后的農(nóng)村固定資產(chǎn)投資總額記為P_K。（5）農(nóng)民人力資本：用農(nóng)民人均接受教育的年限（edu）來衡量農(nóng)民人均人力資本數(shù)量。數(shù)據(jù)來自《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》，將條目中的“農(nóng)民家庭勞動(dòng)力的文化程度”換算為受教育年限。假設(shè)不識(shí)字的勞動(dòng)者受教育年限為0、小學(xué)受教育年限為5年、初中受教育年限為8年、高中受教育年限為11年、高中以上受教育年限平均為13年，運(yùn)用加權(quán)平均數(shù)法計(jì)算出每個(gè)人的平均受教育年限。（6）城鎮(zhèn)化：關(guān)于城鎮(zhèn)化（urb）的測(cè)量，目前最常用的是人口統(tǒng)計(jì)學(xué)指標(biāo)，用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎貋砗饬浚瑪?shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)摘要》。

2 實(shí)證結(jié)果與分析

在建立變參數(shù)模型前，首先要求變量具有相同的單整階數(shù)，其次變量之間要具有協(xié)整關(guān)系，所建立的模型才有意義，可以避免“偽回歸”。為此，對(duì)上述變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)。

2.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

目前計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)主要有DF檢驗(yàn)、ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)方法，本研究運(yùn)用ADF檢驗(yàn)法對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果見表1。從表1可以看出，在5%顯著性水平下，lnP_IC、lnap、lnP_K、lnP_czzn、edu、edu2均為一階單整，lnurb則為二階單整。因此，剔除城鎮(zhèn)化變量，其他變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

表1 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

協(xié)整檢驗(yàn)分為以下兩種：一種是基于回歸殘差的協(xié)整檢驗(yàn)，即Engle and Granger兩步法（EG）；另一種是基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗(yàn)，即Johansen and Juselius（JJ）極大似然法。本文選擇JJ協(xié)整檢驗(yàn)法，表2是協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果。最大特征根值檢驗(yàn)和跡檢驗(yàn)的結(jié)果相同，5%顯著水平下系統(tǒng)中存在兩個(gè)協(xié)整向量，即上述變量在樣本期內(nèi)存在長期均衡關(guān)系，可以建立變參數(shù)模型的狀態(tài)空間模型。

表2 JJ協(xié)整檢驗(yàn)

首先利用固定參數(shù)OLS方法對(duì)模型（5）（去掉“城鎮(zhèn)化”變量）進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如下：

可見，整體擬合效果很好，但是農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對(duì)農(nóng)民收入的影響一直為負(fù)值，不符合經(jīng)濟(jì)理論。為判斷模型參數(shù)是否穩(wěn)定，對(duì)式（8）的參數(shù)進(jìn)行殘差累積檢驗(yàn)（CUSUM Test）。CUSUM檢驗(yàn)和CUSUM平方檢驗(yàn)由Brown等［23］提出，用于時(shí)間序列的未知結(jié)構(gòu)變點(diǎn)的檢測(cè)，主要是基于遞歸殘差或向前一步推斷殘差進(jìn)行計(jì)算，CUSUM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量和CUSUM平方檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的計(jì)算公式如下：

CUSUM平方檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量為：

我們利用CUSUM檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)定性，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民收入與各變量之間的關(guān)系在2000、2010年后結(jié)構(gòu)發(fā)生突變，有必要建立狀態(tài)空間模型進(jìn)行分析。

2.2 狀態(tài)空間估計(jì)與殘差檢驗(yàn)

建立可變參數(shù)模型，分析1985年以來農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格對(duì)農(nóng)民收入的動(dòng)態(tài)影響，模型如下：

量測(cè)方程:

狀態(tài)方程：

運(yùn)用Kalman濾波算法，經(jīng)迭代12次后收斂，結(jié)果如下：式中，式（12）括號(hào)內(nèi)的值為Z統(tǒng)計(jì)量，檢驗(yàn)值都非常顯著，可變參數(shù)SV1、SV2和SV3的值分別反映了農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指標(biāo)、財(cái)政支農(nóng)支出指標(biāo)和農(nóng)村固定投資指標(biāo)對(duì)農(nóng)民收入的動(dòng)態(tài)影響。表3給出了解釋變量的時(shí)變系數(shù)變動(dòng)統(tǒng)計(jì)描述，表3顯示，各時(shí)變系數(shù)在1%顯著水平下均通過了檢驗(yàn)。為進(jìn)一步驗(yàn)證狀態(tài)空間模型的有效性，對(duì)一步向前估計(jì)的殘差E進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，由表4可知，殘差在1%顯著水平上是穩(wěn)定的，說明本文所構(gòu)建的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格對(duì)農(nóng)民收入影響的狀態(tài)空間模型可靠，卡爾曼濾波估計(jì)結(jié)果有效。

表3 可變參數(shù)模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

表4 殘差E的單位根檢驗(yàn)

2.3 狀態(tài)空間估計(jì)結(jié)果分析

狀態(tài)空間SV1、SV2、SV3（即價(jià)格、財(cái)政支農(nóng)支出、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資的收入彈性）在1985—2013年間的變化趨勢(shì)和時(shí)變系數(shù)的描述性統(tǒng)計(jì)見圖1。從圖1可以看出，近29年來，各變量對(duì)農(nóng)民收入的影響不是固定不變的，而是時(shí)變的。

表5 時(shí)變彈性系數(shù)的描述統(tǒng)計(jì)

圖1 各因素的動(dòng)態(tài)彈性系數(shù)

圖2 農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的動(dòng)態(tài)彈性系數(shù)

從圖2可以看出，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格對(duì)農(nóng)民增收的彈性系數(shù)SV1在-0.069～0.265之間變動(dòng)，均值為0.121。農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格每增加1%，會(huì)導(dǎo)致農(nóng)民人均純收入平均增加0.121%，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格對(duì)農(nóng)民增收具有積極作用，但這種作用呈現(xiàn)出明顯的階段性特點(diǎn)（由于狀態(tài)空間模型估計(jì)方法初始值的特殊性，從1986年開始分析）。1986—1988年，時(shí)變彈性系數(shù)減小，由0.18下降到0.029，農(nóng)民收入的增速減緩，從收入構(gòu)成來看，在這期間農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施老化，農(nóng)業(yè)抗風(fēng)險(xiǎn)能力較弱，農(nóng)業(yè)比較收益偏低，同時(shí)農(nóng)產(chǎn)品出現(xiàn)供大于求的現(xiàn)象，農(nóng)產(chǎn)品銷售困難，影響了農(nóng)民生產(chǎn)的積極性，農(nóng)民增收來源主要靠非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，家庭經(jīng)營性收入增長減慢。

1989年價(jià)格的收入彈性到達(dá)低谷，出現(xiàn)負(fù)值（-0.069）。1989年農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)（上年=100）為115，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)為118.9，比上年增長18.9%，1989農(nóng)民人均純收入為601.5元，扣除物價(jià)因素的影響，實(shí)際收入僅為380.8元，比上年下降7.47%，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格的上漲抵消了生產(chǎn)價(jià)格提高帶來的好處。同時(shí)，1988年國家為擬制嚴(yán)重的通貨膨脹，在財(cái)政政策上實(shí)行了嚴(yán)厲的緊縮措施，使1989年的國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率僅為4.1%，因此1989年收入的價(jià)格彈性為負(fù)，呈現(xiàn)“提價(jià)不增收”的表象。

1990年彈性系數(shù)從1989年的負(fù)值突增到0.021，之后幾年比較穩(wěn)定，1994年開始持續(xù)上升，彈性系數(shù)從0.057上升到1998年的0.142。1990—1998年農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的收入彈性上升很快，主要是1994年和1996年國家兩次大幅度提高糧食以及棉花等經(jīng)濟(jì)作物的收購價(jià)格，同時(shí)由于農(nóng)村固定資產(chǎn)投資的增加，提高了農(nóng)民就業(yè)的機(jī)會(huì)，促進(jìn)了農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，直接促進(jìn)農(nóng)民增收。

1999—2003年間，彈性系數(shù)在0.139～0.145間徘徊。農(nóng)民收入增長幾乎處于停滯狀態(tài)，農(nóng)民人均純收入從1999年的2 210元增加到2003年的2 622.2元，年均增長率3.73%，扣除通貨膨脹的影響，實(shí)際年均增長率為3.28%。1999年農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)87.8，比上年降低12.2%，2003年的價(jià)格指數(shù)也僅為104.4，價(jià)格陷入低迷。農(nóng)民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性降低，農(nóng)業(yè)收入增長停滯，同時(shí)20世紀(jì)90年代中期，隨著城市國企改革的實(shí)行，城市就業(yè)壓力加大，不少地方限制外來勞動(dòng)力就業(yè)，阻礙了農(nóng)村勞動(dòng)力向城市轉(zhuǎn)移就業(yè)，限制了工資性收入的增長。

2004—2013年間，彈性系數(shù)從2004年的0.145增加到2009年的0.154，到2013年突增到0.265，農(nóng)民收入實(shí)現(xiàn)持續(xù)性增收。2010年農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)為110.9，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)為102.9，農(nóng)民人均純收入達(dá)5 919元，比上年增加766元，農(nóng)民人均純收入比上年名義增長14.9%、實(shí)際增長10.9%，名義增長速度和實(shí)際增長速度都是1985年以來最快的一年，且是農(nóng)民收入增幅首次超過城鎮(zhèn)居民收入增幅的一年。農(nóng)產(chǎn)品提價(jià)之所以保證了農(nóng)民收入的持續(xù)增長，很大程度上歸因于國家陸續(xù)出臺(tái)的一系列惠民政策，如對(duì)農(nóng)民進(jìn)行糧食直補(bǔ)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料綜合補(bǔ)貼、農(nóng)機(jī)購置補(bǔ)貼和減免農(nóng)業(yè)稅等，在一定程度上抵消了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格上漲帶來的影響，同時(shí)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移促進(jìn)了農(nóng)民工資性收入和財(cái)產(chǎn)性收入的增加，2010年農(nóng)民人均工資性收入達(dá)2 431元，比上年增加370元。多種積極因素的作用下，使農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的收入彈性保持高位穩(wěn)定。

財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入的彈性系數(shù)SV2在-0.04～0.152之間變動(dòng)，均值為0.041；農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對(duì)收入彈性SV3在整個(gè)樣本期內(nèi)為正，在0.08～0.275之間變動(dòng)，均值為0.104。整體來看，財(cái)政支農(nóng)支出和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對(duì)農(nóng)民增收具有積極作用，但在每個(gè)時(shí)期的影響程度存在很大差別。

3 結(jié)論與討論

本研究利用變參數(shù)模型分析了1985—2013年農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)對(duì)農(nóng)民收入的動(dòng)態(tài)影響，結(jié)果表明，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格對(duì)農(nóng)民收入的彈性系數(shù)有明顯的階段性。1986—1988年間，價(jià)格對(duì)農(nóng)民收入的彈性系數(shù)呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，1989年到達(dá)最低值，1990—1993年間系數(shù)在0.02徘徊，1994—1998年彈性系數(shù)呈現(xiàn)快速上升趨勢(shì)，1999—2003年間彈性系數(shù)在0.139～0.145間徘徊，2004—2013年間彈性系數(shù)從2004年的0.145增加到2009年的0.154，到2013年突增到0.265，價(jià)格對(duì)收入的彈性作用達(dá)到最大，農(nóng)民收入實(shí)現(xiàn)持續(xù)性增收。

農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格對(duì)農(nóng)民收入的影響效應(yīng)是時(shí)變的，總體來看，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格的提高，有助于農(nóng)民增收，個(gè)別年份由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格的上漲和國家農(nóng)業(yè)政策的影響，價(jià)格的收入彈性為負(fù)。鑒于此，在政策上，首先要適度提高農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格，盡量消除工農(nóng)品價(jià)格的“剪刀差”，發(fā)揮鄉(xiāng)鎮(zhèn)一級(jí)政府的主導(dǎo)作用，采用先進(jìn)的農(nóng)業(yè)科技，提高農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量、降低生產(chǎn)成本，當(dāng)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格能讓農(nóng)民真正致富，就會(huì)提高農(nóng)民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性，保障農(nóng)產(chǎn)品的有效供給。其次要解決農(nóng)產(chǎn)品信息不對(duì)稱，通過各種途徑，加強(qiáng)對(duì)農(nóng)民的技術(shù)培訓(xùn)，豐富農(nóng)民的信息獲取方式，以免出現(xiàn)種出的東西賣不掉或者虧本賣出，使農(nóng)民收入降低。最后，要穩(wěn)定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格，1989年農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格對(duì)農(nóng)民收入的彈性系數(shù)為負(fù)，很大程度上是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料大幅上漲抵消了漲價(jià)帶來的好處，穩(wěn)定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格是減輕農(nóng)民負(fù)擔(dān)增加農(nóng)民收入的重要途徑。

［1］陳錫文. 當(dāng)前農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)形勢(shì)與“三農(nóng)”面臨的挑戰(zhàn)［J］. 中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2010（1）：4-9.

［2］Lewis W A. Economic development with unlimited supplies of labour［J］. Manchester School of Economics and Social Studies，1954，22（2）：139-191.

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

［4］Xu C，Holly W H，Shi Q. Farmers’ income and production responses to rural taxation reform in Three Regions in China［J］. Journal of Agricultural Economics，2012，63（2）：291-309.

［5］Yang D，Liu Z. Does farmer economic organization and agricultural specialization improve rural income? Evidence from China［J］. Economic Modelling，2012，29（3）：990-993.

［6］Jacks D S，O'rourke K H，Williamson J G. Commodity price volatility and world market integration since 1700［J］. Review of Economics and Statistics，2011，93（3）：800-813.

［7］Wodon Q，Zaman H. Higher food prices in Sub-Saharan Africa：Poverty impact and policy responses［J］. The World Bank Research Observer，2010，25（1）：157-176.

［8］Li C，Sexton R J. Grocery-retailer pricing behavior with implications for farmer welfare［J］. Journal of Agricultural & Resource Economics，2013，38（2）：141-158.

［9］郭其友，萬大艷. 基于VAR模型下糧食價(jià)格、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本與農(nóng)民收入的實(shí)證研究［J］. 財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐，2013（6）：87-91.

［10］劉耀森. 農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格與農(nóng)民收入增長關(guān)系的動(dòng)態(tài)分析［J］. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)研究，2012（5）：43-48.

［11］鄧大才. 糧食價(jià)格變化的增收效應(yīng)研究：1978—2004［J］. 經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2009（2）：48-53.

［12］陳勁松，余賢. 2003年中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)形勢(shì)分析與2004年展望［J］. 中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2004（2）：4-11.

［13］Anderson K，Huang J，Ianchovichina E. Will China's WTO accession worsen farm household incomes［J］. China Economic Review，2004，15（4）：443-456.

［14］農(nóng)業(yè)部農(nóng)村經(jīng)濟(jì)研究中心分析小組，張照新，翟雪玲，等. 通貨膨脹、農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲與市場(chǎng)調(diào)控［J］. 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2011（3）：4-12.

［15］程國強(qiáng)，胡冰川，徐雪高. 新一輪農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲的影響分析［J］. 管理世界，2008（1）：57-62.

［16］李文，李興平，汪三貴. 農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格變化對(duì)貧困地區(qū)農(nóng)戶收入的影響［J］. 中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2003（12）：18-21.

［17］Khai H V，Yabe M，矢部光保. Effect of agricultural policy on rice farmers in Vietnam［J］. Journal of the Faculty of Agriculture，Kyushu University，2012，57（1）：333-338.

［18］Ivanic M，Martin W，Zaman H. Estimating the short-run poverty impacts of the 2010–2011 surge in food prices［J］. World Development，2012，40（11）：2302-2317.

［19］張冬平，劉旗. 農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)波動(dòng)對(duì)農(nóng)民收入影響的量化分析［J］. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2002（6）：34-37.

［20］高鐵梅. 計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法和建模［M］. 北京：清華大學(xué)出版社，2006.

［21］Greenwood. Financial development，growth，and the distributionof income［J］. Journal of Political Economy，1990，98（5）：1076-1107.

［22］Parente S L. Technology adoption，learningby-doing，and economic growth［J］. Journal of Economic Theory，1994，63（2）：346-369.

［23］Brown R L，Durbin J，Evans J M. Techniques for testing the constancy of regressions relationships over time［J］. Journal of the Royal Statistical Society，Series B（Methodological），1975，37（2）：149-163.

（責(zé)任編輯 張輝玲）

Dynamic effect of agricultural product price on farmers’income: based on the state space model

FU Lian-lian
（Faculty of Science，Jiangxi Agricultural University / Jiangxi Collaborative Innovation Center of Modern Agriculture Development，Nanchang 330045，China）

The dynamic effect of agricultural product price on farmer’ income was studied from the perspective of structural breaks. State space model was applied to establish a time-varying parameter model of agricultural product price and farmer’ income growth under the multivariable framework of Cobb-Douglas production function，including price of agricultural product，human capital of peasants，financial expenditure in agriculture，rural fixed asset investment and farmers' income. Kalman filter method was used to estimate the parameter of time-varying parameter model. The results showed that the influences of price fluctuation of agricultural product on farmer’ income were time-varying. Price elasticity of income for farmers between 1985 and 2013 has experienced four stages of volatility in general，changing between -0.069 and 0.265，with a mean of 0.121. Price's influence on income had close relationship with national agricultural policies.

agricultural product price；farmer’ income；state space model；Kalman filter

F323

A

1004-874X（2016）11-0159-08

2016-08-06

國家自然科學(xué)基金（71561014，61561025，71461019）；江西省社會(huì)科學(xué)規(guī)劃青年項(xiàng)目（16YJ34）；江西省教育廳科技項(xiàng)目；江西現(xiàn)代農(nóng)業(yè)及其優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的決策支持協(xié)同創(chuàng)新中心項(xiàng)目（XDNYA1502）

付蓮蓮（1981-），女，博士，講師，E-mail：fulianhappy@163.com

付蓮蓮. 農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格對(duì)農(nóng)民收入的動(dòng)態(tài)影響——基于狀態(tài)空間模型［J］.廣東農(nóng)業(yè)科學(xué)，2016，43（11）：159-166.