汪來喜 張蒙蒙

(河南工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟貿(mào)易學(xué)院，河南 鄭州 450001)

引言

進入中國特色社會主義新時代，中國共產(chǎn)黨人始終將“人民對美好生活的向往”作為自身的奮斗目標。新時代以來，鄉(xiāng)村居民收入和生活水平都有了很大的提升，習(xí)總書記曾強調(diào)，要“讓廣大農(nóng)民在鄉(xiāng)村振興中有更多的獲得感、幸福感”，指出鄉(xiāng)村振興是否成功，關(guān)鍵在于能否讓農(nóng)民真正地獲得幸福感。張曉林認為，應(yīng)當(dāng)促進農(nóng)民增收，提高農(nóng)民生活質(zhì)量和精神文化水平，才能讓農(nóng)民感覺到幸福。已有研究表明，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易會對農(nóng)民增收產(chǎn)生重要的影響作用，且消費對于幸福感的影響具有顯著的正向影響，因此研究農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)民收入與最終消費之間的關(guān)系，對提升我國農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)競爭力，提升農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展以及增強群眾的獲得感與幸福感都具有很大的意義。

1 模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明

1.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取1999—2019年我國農(nóng)產(chǎn)品進口額與農(nóng)產(chǎn)品出口額為主要解釋變量，以農(nóng)民收入與農(nóng)民最終消費支出作衡量農(nóng)民幸福感的指標作為被解釋變量，研究農(nóng)產(chǎn)品進出口對農(nóng)民幸福感的影響。同時，進一步研究農(nóng)業(yè)技術(shù)進步在農(nóng)產(chǎn)品進出口與農(nóng)民幸福感之間的中介效應(yīng)。市場開放程度與人力資本指標作為控制變量。所有的數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局與EPS數(shù)據(jù)庫，對主要變量采取對數(shù)處理，沒有缺漏值。其中，農(nóng)業(yè)技術(shù)進步指標借鑒馬軼群的研究方式，選取農(nóng)業(yè)產(chǎn)值與農(nóng)村人口總數(shù)的比值作為衡量指標。人力資本選取在農(nóng)村服務(wù)的大專以上學(xué)歷人才數(shù)量作為衡量指標，市場開放程度以進出口總額作為衡量指標，此外Y1～Y4為主要農(nóng)產(chǎn)品出口品種與金額，P1～P4為主要農(nóng)產(chǎn)品進口品種與金額，具體指標如表1所示。

各個統(tǒng)計量的平均值、最大值、最小值、標準差和百分位數(shù)如表2所示。

表2 基本統(tǒng)計量

1.2 基本計量模型設(shè)定

為探討農(nóng)產(chǎn)品進出口對農(nóng)民收入與最終消費支出的影響，進行數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(ADF)，確保不會出現(xiàn)偽回歸問題，通過協(xié)整分析來檢驗農(nóng)產(chǎn)品進出口與農(nóng)民收入與最終消費的關(guān)系，通過格蘭杰因果檢驗驗證各個變量之間的因果關(guān)系，得出農(nóng)產(chǎn)品進出口對農(nóng)民收入與最終消費水平的影響程度。

計量模型如下：

Rurin1=c1+α1Agrin1+β1Agrex1+μ1

Rufce1=c2+α2Agrin1+β2Agrex1+μ2

式中，c1和c2為常數(shù)項；μ1和μ2為隨機誤差項；α和β為對應(yīng)項的系數(shù)。

2 實證結(jié)果及分析

2.1 平穩(wěn)性檢驗與協(xié)整分析

為了避免出現(xiàn)時間序列分析中的“偽回歸”問題，本文對主要變量進行ADF單位根檢驗，具體檢驗結(jié)果：農(nóng)村人口平均每人年收入(Rurin1)、農(nóng)村居民最終消費支出(Rufce1)、初級產(chǎn)品進口(Agrin1)、初級產(chǎn)品出口(Agrex1)、活豬出口金額(Y1)、谷物及谷物粉出口金額(Y2)、茶葉出口金額(Y4)、食用植物油進口金額(P3)、棉花進口金額(P4)的一階差分序列都拒絕了原假設(shè)，并且在1%水平上顯著。而棉花(原棉)出口金額(Y3)、凍魚進口金額(P1)、大豆進口金額(P2)序列本身是平穩(wěn)的。對非平穩(wěn)序列的協(xié)整分析的前提需要滿足同階單整，因自變量Agrin1、Agrex1、Y1、Y2、Y4、P3、P4和因變量Rurin1、Rufce1滿足同階單整，可以進行協(xié)整分析。對滿足條件的變量運用E-G兩步法進行協(xié)整回歸，分別檢驗兩者是否存在長期的均衡關(guān)系，具體協(xié)整分析結(jié)果如表3所示。

由表3回歸結(jié)果可知，除了方程(3)和方程(6)的回歸結(jié)果較差之外，其余的回歸結(jié)果表現(xiàn)較好，擬合優(yōu)度R2均在0.85以上?？梢缘贸?農(nóng)村人口的年度收入和消費支出均與農(nóng)產(chǎn)品進出口正向相關(guān)。從上述回歸結(jié)果可以得出，在長期關(guān)系中，我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易進出口金額的變化對農(nóng)民收入和消費存在較大影響。與農(nóng)產(chǎn)品出口相比，農(nóng)產(chǎn)品進口對農(nóng)村人口的年平均收入的影響更大。與農(nóng)產(chǎn)品進口相比，農(nóng)產(chǎn)品出口對農(nóng)村居民最終消費支出的影響更大。農(nóng)產(chǎn)品進出口的增長帶動了國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品的快速流動，同時提高了農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量和檢驗檢疫，促進了農(nóng)業(yè)機械化和規(guī)?；纳a(chǎn)，促進農(nóng)民就業(yè)豐收，增加了農(nóng)民收入，提高了農(nóng)民的收入和消費水平，進而增加了農(nóng)民的幸福感。

表3 協(xié)整檢驗回歸方程

2.2 格蘭杰因果檢驗

通過協(xié)整分析得出我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易進出口與農(nóng)民收入與農(nóng)民消費總支出存在長期均衡的關(guān)系，但是這種長期均衡關(guān)系是否一定構(gòu)成因果關(guān)系，還需要進一步的檢驗，通過構(gòu)建VAR模型，根據(jù)AIC、FPE、HQIC、SBIC準則篩選出滯后階數(shù)，對相應(yīng)的VAR模型進行格蘭杰因果檢驗，為了驗證農(nóng)產(chǎn)品進口總額與出口總額對農(nóng)民收入和消費的影響，本文僅分別構(gòu)建以農(nóng)民收入、農(nóng)產(chǎn)品進口和出口總額為模型的模型1與農(nóng)民消費總額、農(nóng)產(chǎn)品進口和出口總額為模型的模型2。具體進出口品種的格蘭杰因果檢驗不再做討論。根據(jù)信息準則的篩選結(jié)果，模型1滯后階數(shù)為4階，模型2滯后階數(shù)為4階。為了檢驗VAR模型是否為平穩(wěn)過程，得到圖1。

圖1 格蘭杰因果檢驗

從圖1可知，模型1和模型2所有的特征值均在單位圓內(nèi)，表示以上2個模型是穩(wěn)定的，但是有部分根非常接近單位圓，表示有些沖擊有較強的連續(xù)性。

格蘭杰因果檢驗結(jié)果如表4所示，從模型1中可以看出，農(nóng)產(chǎn)品的進口和出口都是農(nóng)民收入增長的原因，而農(nóng)民收入增長并不是農(nóng)產(chǎn)品出口增長的原因，農(nóng)民收入是農(nóng)產(chǎn)品進口增長的原因，這可能是因為農(nóng)民的收入增加，對于一些進口食品的需求也會增加，符合預(yù)期，農(nóng)產(chǎn)品進口與農(nóng)產(chǎn)品出口之間互為因果，相互促進。從模型2可以看出，農(nóng)產(chǎn)品的進出口都是城鎮(zhèn)人口最終消費增長的原因，即農(nóng)產(chǎn)品的進口和出口會增加農(nóng)民的消費，這是因為農(nóng)民可以從農(nóng)產(chǎn)品的出口中獲得勞動報酬，從而增加收入，促進進口農(nóng)產(chǎn)品的消費即促進最終消，與理論預(yù)期相一致。反過來農(nóng)村人口最終消費也會促進農(nóng)產(chǎn)品的進出口，兩者之間是相輔相成，互為因果的關(guān)系。

表4 格蘭杰因果檢驗

2.3 農(nóng)業(yè)技術(shù)進步的中介效應(yīng)檢驗

研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)產(chǎn)品進出口會影響農(nóng)民收入和最終消費，但是兩者之間究竟通過何種方式相互作用，還有待進一步驗證，本文采用溫忠麟的逐步檢驗方法探究農(nóng)業(yè)技術(shù)進步的中介效應(yīng)。建立模型(1)～(3)：

Rurin1=α0+α1Agrin1+α2Agrex1+∑Z+ε

(1)

Agrte=β0+β1Agrin1+β2Agrex1+∑Z+ε

(2)

Rurin1=γ0+γ1Agrin1+γ2Agrex1+γ3Agrte+∑Z+ε

(3)

模型中Z為控制變量，主要包括市場開放程度和人力資本。模型(1)對農(nóng)民收入與農(nóng)產(chǎn)品進出口金額進行回歸，回歸系數(shù)α2達到顯著水平。模型(2)對中介變量農(nóng)業(yè)技術(shù)進步和農(nóng)產(chǎn)品進出口回歸，回歸系數(shù)β2顯著。模型(3)對農(nóng)民收入、農(nóng)業(yè)技術(shù)進步與農(nóng)產(chǎn)品進出口金額同時回歸，中介變量的系數(shù)γ3顯著。當(dāng)γ1和γ2系數(shù)變得不顯著時，農(nóng)業(yè)技術(shù)進步發(fā)揮完全的中介效應(yīng)，否則發(fā)揮部分中介效應(yīng)。實證檢驗結(jié)果如下。

如表5所示，以農(nóng)民收入為被解釋變量，使用穩(wěn)健性標準誤的最小二乘估計，模型(1)中農(nóng)產(chǎn)品進口的系數(shù)為0.356，且在5%水平上顯著為正，即在其他條件不變的情況下農(nóng)產(chǎn)品進口的金額越多，農(nóng)民的收入也就越多。農(nóng)產(chǎn)品出口的系數(shù)為1.121，顯著高于農(nóng)產(chǎn)品進口的系數(shù)，且在1%水平上顯著為正，說明在同等條件下，農(nóng)產(chǎn)品出口對農(nóng)民收入的影響要顯著高于農(nóng)產(chǎn)品進口。此時R2為0.988，擬合優(yōu)度很高。模型(2)中被解釋變量為農(nóng)業(yè)技術(shù)進步，以農(nóng)業(yè)產(chǎn)值與農(nóng)村總?cè)丝诘谋戎睾饬?，得到R2為0.983，模型設(shè)定良好。模型(2)中農(nóng)產(chǎn)品進口的系數(shù)為0.330，在5%水平上顯著，顯著性水平較于模型(1)沒有改變，農(nóng)產(chǎn)品出口的系數(shù)為1.021，在5%水平上顯著，顯著性水平較模型(1)略微下降。模型(3)以農(nóng)民收入為因變量，在模型(1)的基礎(chǔ)上加入了農(nóng)業(yè)技術(shù)進步作為解釋變量，可以得到農(nóng)產(chǎn)品進口與農(nóng)產(chǎn)品出口的系數(shù)較模型(1)均產(chǎn)生下降，與此同時顯著性水平也下降了1/2以上，農(nóng)產(chǎn)品進口從0.356下降為0.166，農(nóng)產(chǎn)品出口系數(shù)從1.121下降為0.535。農(nóng)業(yè)技術(shù)進步的系數(shù)為0.574，且在1%水平上顯著為正。通過以上分析可以得出，農(nóng)業(yè)技術(shù)進步在農(nóng)產(chǎn)品進出口與農(nóng)民收入之間發(fā)揮著部分中介效應(yīng)，這與理論預(yù)期相一致。

表5 農(nóng)業(yè)技術(shù)進步中介效應(yīng)檢驗

表6以農(nóng)村居民最終消費支出為被解釋變量，模型(1)中農(nóng)產(chǎn)品進口與農(nóng)產(chǎn)品出口的系數(shù)顯著為正，且均在1%水平上顯著，但農(nóng)產(chǎn)品進口的系數(shù)顯著小于農(nóng)產(chǎn)品出口系數(shù)，擬合優(yōu)度為0.986，模型設(shè)定良好。模型(2)中以農(nóng)業(yè)技術(shù)進步為被解釋變量，農(nóng)產(chǎn)品進口與農(nóng)產(chǎn)品出口系數(shù)均為正，但顯著性有所下降。模型(3)中被解釋變量為農(nóng)村居民最終消費支出，農(nóng)產(chǎn)品進口與農(nóng)產(chǎn)品出口的系數(shù)較模型(1)均下降1/2，但顯著性水平不受影響，農(nóng)業(yè)技術(shù)進步系數(shù)為0.697，在1%水平上顯著為正。以上分析可以得出，農(nóng)業(yè)技術(shù)進步在農(nóng)產(chǎn)品進出口與農(nóng)民最終消費支出之間發(fā)揮著部分中介效應(yīng)，這與預(yù)期結(jié)果相一致。

表6 農(nóng)業(yè)技術(shù)進步中介效應(yīng)檢驗

3 研究結(jié)論

本文基于以上分析，得出如下結(jié)論：農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)民收入與最終消費之間存在著長期的均衡關(guān)系；通過格蘭杰因果檢驗得出，農(nóng)產(chǎn)品的進口和出口都是農(nóng)民收入增長和城鎮(zhèn)人口最終消費增長的原因，但是農(nóng)民收入增長并不是農(nóng)產(chǎn)品出口增長的原因；農(nóng)業(yè)技術(shù)進步在農(nóng)產(chǎn)品進出口與農(nóng)民收入增長和最終消費增長之間發(fā)揮著中介效應(yīng)，且這種中介效應(yīng)十分顯著。

農(nóng)民收入與農(nóng)民最終消費又是農(nóng)民主觀幸福感的重要衡量指標，習(xí)總書記強調(diào)鄉(xiāng)村振興是否成功，關(guān)鍵在于能否讓農(nóng)民真正的獲得幸福感，要讓廣大農(nóng)民在鄉(xiāng)村振興中有更多的獲得感、幸福感。本文提出如下幾點建議：促進農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展，提升農(nóng)民收入和消費水平，在擴大農(nóng)產(chǎn)品市場的同時應(yīng)當(dāng)注重農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量，繼續(xù)支持農(nóng)業(yè)引進來和走出去相并重，深化和“一帶一路”沿線國家的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易往來，擴大對外開放市場，努力提升農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易人員素質(zhì)，鼓勵廣大優(yōu)秀青年投身于農(nóng)業(yè)市場，為農(nóng)業(yè)領(lǐng)域建設(shè)添磚加瓦；大力推廣農(nóng)業(yè)機械化，加大農(nóng)業(yè)科研投入，提升農(nóng)業(yè)機械質(zhì)量，農(nóng)業(yè)技術(shù)進步在促進農(nóng)民增收和農(nóng)民生活水平提高方面發(fā)揮著強有力的作用，所以應(yīng)當(dāng)增強農(nóng)業(yè)技術(shù)進步在農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中的中介效應(yīng)，弱化農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易規(guī)模波動帶來的不利影響。此外，還應(yīng)當(dāng)積極吸收國外農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中的先進管理經(jīng)驗和技術(shù)經(jīng)驗，打造高質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品品牌，形成國際競爭優(yōu)勢，提高競爭力。讓鄉(xiāng)村居民有更多更好的獲得感和幸福感。