唐駿義 何云玲 韓鑫睿 高逸宸

摘要：糧食生產(chǎn)與農(nóng)民收入有著密切的聯(lián)系，研究?jī)烧咧g的關(guān)系對(duì)于國(guó)家政策制定和發(fā)展有著重要的意義。針對(duì)中國(guó)1978—2022年農(nóng)民收入與糧食生產(chǎn)數(shù)據(jù)，通過(guò)相關(guān)分析初步解釋糧食產(chǎn)量與農(nóng)民收入的關(guān)系，運(yùn)用協(xié)整分析及其誤差修正模型探究農(nóng)民收入與糧食生產(chǎn)的長(zhǎng)期和短期關(guān)系，利用Granger因果檢驗(yàn)判識(shí)農(nóng)民收入與糧食生產(chǎn)的因果關(guān)系，最后采用脈沖響應(yīng)函數(shù)、方差分解研究糧食產(chǎn)量與農(nóng)民收入隨時(shí)間的動(dòng)態(tài)演化關(guān)系。結(jié)果表明：① 糧食產(chǎn)量雖與農(nóng)民收入呈正相關(guān)，但糧食產(chǎn)量的提升并不會(huì)導(dǎo)致農(nóng)民增收，而農(nóng)民收入提升會(huì)導(dǎo)致糧食產(chǎn)量提升；② 農(nóng)民收入與糧食生產(chǎn)既存在長(zhǎng)期關(guān)系，也存在短期波動(dòng)；③ 糧食生產(chǎn)對(duì)農(nóng)民收入無(wú)顯著影響，但農(nóng)民收入對(duì)糧食生產(chǎn)有長(zhǎng)期的正向影響；④ 農(nóng)民收入主要來(lái)自自身因素影響，而糧食生產(chǎn)在前期由自身主導(dǎo)，在第4期后由農(nóng)民收入主導(dǎo)。為此，從農(nóng)戶、政策、技術(shù)、國(guó)外經(jīng)驗(yàn)等方面為中國(guó)糧食和農(nóng)民收入實(shí)現(xiàn)“雙增長(zhǎng)”提出建議，以期為中國(guó)糧食安全及“三農(nóng)”問(wèn)題的改善提供科學(xué)的參考依據(jù)。

關(guān)鍵詞：糧食產(chǎn)量；糧食播種面積比重；農(nóng)民收入；動(dòng)態(tài)關(guān)系

中圖分類(lèi)號(hào)：F326.11 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A DOI：10.16465/j.gste.cn431252ts.20230504

基金項(xiàng)目：國(guó)家自然科學(xué)基金（41961044）；云南大學(xué)科技創(chuàng)新類(lèi)項(xiàng)目（202204031）。

Quantitative study on the dynamic relationship between grain production and farmers income in China

Tang Junyi1， He Yunling1， Han Xinrui2， Gao Yichen3

（ 1. School of Earth Sciences， Yunnan University， Kunming， Yunnan 650500； 2. School of Ecology and Environmental Science， Yunnan University， Kunming， Yunnan 650500； 3. School of Information Science and Engineering， Yunnan University， Kunming， Yunnan 650500 ）

Abstract： The production of grain is closely related to farmers income， and the study of the relationship between the two is of great significance for national policy formulation and development. Based on the data on farmers income and food production in China from 1978 to 2022， this passage used correlation analysis to explain the relationship between food production and farmers income， utilized co-integration analysis and error correction models to explore the long-term and short-term relationship between farmers income and food production， exploited Granger causality test to identify the causal relationship between farmers income and food production， and adopted impulse response functions and variance decomposition to study the dynamic evolution of food production and farmers income over time. The results showed that： ① Granger causality test indicated that although there was a positive correlation between food production and farmers income， increasing food production did not necessarily lead to an increase in farmers income， but an increase in farmers income could lead to an increase in food production； ② co-integration analysis showed that there was both a long-term relationship and short-term fluctuations between farmers income and food production； ③ impulse response

function results showed that food production had no significant impact on farmers income， but farmers income had a long-term positive impact on food production； and ④ variance decomposition results showed that farmers income mainly comes from internal factors， while food production was dominated by itself in the early stage， and was dominated by farmers income after the fourth period. Therefore， this passage provided suggestions from the perspectives of farmers， policies， technology， and foreign experience to achieve "double growth" of Chinas food and farmers income， in order to provide a scientific reference for improving Chinas food security and the issues concerning agriculture， countryside， and farmers.

Key words： grain production， proportion of grain sown area， farmers income， dynamic relationships

糧食安全作為關(guān)系國(guó)計(jì)民生的重要領(lǐng)域，與區(qū)域安全、國(guó)家安全、人的安全密切相關(guān)[1]，尤其是對(duì)于我國(guó)這個(gè)農(nóng)業(yè)大國(guó)而言，糧食安全的重要性更不言而喻。農(nóng)民既是糧食生產(chǎn)的主體，也是“三農(nóng)”問(wèn)題的主體，農(nóng)民收入作為“三農(nóng)”問(wèn)題的關(guān)鍵[2]，一直是國(guó)家層面重點(diǎn)關(guān)注的對(duì)象。一方面，由于糧食價(jià)格波動(dòng)、自然災(zāi)害等因素，糧食生產(chǎn)成本不斷增加，相比于其他行業(yè)，種糧收益相對(duì)較低且不穩(wěn)定，而且有研究[3]發(fā)現(xiàn)，近年來(lái)即使糧食價(jià)格上升，部分地區(qū)農(nóng)民種糧的積極性也沒(méi)有明顯提高；另一方面，隨著工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的推進(jìn)，農(nóng)民有更多穩(wěn)定的收入選擇，而且已有的研究[4]顯示農(nóng)村勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)民收入存在正向影響，這可能導(dǎo)致農(nóng)村土地荒廢，糧食生產(chǎn)下降，進(jìn)而嚴(yán)重影響我國(guó)糧食安全。而糧食安全既是經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，更是政治問(wèn)題，事關(guān)國(guó)家安全，是古今中外治國(guó)安民的頭等大事[5]，2015年7月1日，第十二屆全國(guó)人民代表大會(huì)常務(wù)委員會(huì)正式通過(guò)的《國(guó)家安全法》第二十二條提到“國(guó)家健全糧食安全保障體系，保護(hù)和提高糧食綜合生產(chǎn)能力”，標(biāo)志著糧食安全已上升至國(guó)家安全戰(zhàn)略。2023年的中央一號(hào)文件中，再次重點(diǎn)關(guān)注了糧食的穩(wěn)產(chǎn)保供和農(nóng)民的增收。因此，研究農(nóng)民收入與糧食生產(chǎn)的關(guān)系，對(duì)于保障我國(guó)糧食安全、解決“三農(nóng)”問(wèn)題有著特殊的意義。

基于此，許多學(xué)者圍繞糧食生產(chǎn)、農(nóng)民收入等問(wèn)題展開(kāi)了一系列研究，研究主要集中在兩個(gè)方面，一方面是從糧食播種面積和農(nóng)民收入的關(guān)系出發(fā)，魏君英等[6]和秦志勇等[7]運(yùn)用相關(guān)分析、協(xié)整分析、Granger檢驗(yàn)等計(jì)量方法分別分析了1990—2006、1991—2011年中國(guó)糧食播種面積與農(nóng)民收入的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，糧食播種面積的增加反而會(huì)導(dǎo)致農(nóng)民收入的下降；王放等[8]利用糧食播種面積、農(nóng)業(yè)機(jī)械、農(nóng)藥、水利設(shè)施等因素與農(nóng)民收入建立灰色關(guān)聯(lián)模型，結(jié)果表明，糧食播種面積與農(nóng)民收入的關(guān)聯(lián)性最小，農(nóng)民收入與糧食生產(chǎn)之間存在矛盾；而唐建成等[9]通過(guò)構(gòu)建影響農(nóng)民收入的指標(biāo)體系，采用主成分分析法研究了四川省農(nóng)民收入的影響因素得出，糧食播種面積對(duì)農(nóng)民收入有正向影響；吳思飴等[10]通過(guò)OLS回歸對(duì)廣西壯族自治區(qū)龍勝縣農(nóng)民收入影響因素的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，糧食播種面積對(duì)農(nóng)民收入起到正向作用。另一方面是糧食產(chǎn)量與農(nóng)民收入關(guān)系的研究，楊銘等[11]通過(guò)河南省糧食產(chǎn)量與農(nóng)民收入的一元線性回歸發(fā)現(xiàn)糧食產(chǎn)量與農(nóng)民收入呈正向影響；而黃志斌等[12]采用脈沖響應(yīng)函數(shù)、方差分解等統(tǒng)計(jì)方法研究福建省農(nóng)民收入與糧食產(chǎn)量發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民收入與糧食產(chǎn)量呈負(fù)相關(guān)，即糧食產(chǎn)量增加會(huì)導(dǎo)致農(nóng)民收入減少；劉海英等[13]考察了中國(guó)糧食主產(chǎn)區(qū)糧食產(chǎn)量、城鎮(zhèn)化率、支農(nóng)財(cái)政、糧食進(jìn)口、農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)等因素發(fā)現(xiàn)，糧食增產(chǎn)與農(nóng)民收入存在一致性；馬嘯天等[14]通過(guò)多元線性回歸分析了新疆農(nóng)民收入的影響因素發(fā)現(xiàn)，糧食產(chǎn)量與農(nóng)民收入呈正相關(guān)，且相關(guān)系數(shù)顯著。總之，不同的學(xué)者，針對(duì)不同地區(qū)（國(guó)家、省份、縣域）、不同時(shí)段數(shù)據(jù)、不同的計(jì)量方法開(kāi)展的研究得出的結(jié)果存在不一致，因此，對(duì)糧食生產(chǎn)與農(nóng)民收入的具體關(guān)系仍需要進(jìn)一步研究。

為深入探討中國(guó)農(nóng)民收入與糧食生產(chǎn)的關(guān)系，本研究選取數(shù)據(jù)序列完整的1978—2022年中國(guó)糧食產(chǎn)量和農(nóng)民收入數(shù)據(jù)、1983—2021年糧食播種面積和農(nóng)業(yè)收入數(shù)據(jù)。先利用相關(guān)分析初步分析糧食產(chǎn)量與農(nóng)民收入的簡(jiǎn)單關(guān)系，然后構(gòu)建協(xié)整模型及誤差修正模型探討糧食產(chǎn)量與農(nóng)民純收入的長(zhǎng)期關(guān)系和短期關(guān)系，再通過(guò)Granger檢驗(yàn)判識(shí)糧食產(chǎn)量與農(nóng)民純收入的相互關(guān)系，并利用糧食播種面積和農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入對(duì)檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行輔助驗(yàn)證說(shuō)明。最后建立糧食產(chǎn)量與農(nóng)民收入的脈沖響應(yīng)來(lái)研究中國(guó)糧食產(chǎn)量與農(nóng)民收入隨時(shí)間的演變關(guān)系，并使用方差分解解析糧食產(chǎn)量和農(nóng)民收入的變化沖擊對(duì)它們自身及響應(yīng)變量的貢獻(xiàn)率?；谝陨戏治鼋Y(jié)果，為中國(guó)糧食產(chǎn)量和農(nóng)民收入提出相關(guān)政策建議，以期為中國(guó)糧食和“三農(nóng)”問(wèn)題的改善提供科學(xué)的參考依據(jù)。

1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究數(shù)據(jù)均來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局編印的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，為防止數(shù)據(jù)初核和終核帶來(lái)的誤差，各個(gè)數(shù)據(jù)均以最新出版的統(tǒng)計(jì)年鑒的數(shù)據(jù)為準(zhǔn)。

為全面反映糧食生產(chǎn)與農(nóng)民收入的關(guān)系，選取的糧食生產(chǎn)變量為糧食產(chǎn)量、糧食播種面積，農(nóng)民收入變量為農(nóng)村居民可支配收入（除明確提到“農(nóng)業(yè)收入”外，“農(nóng)民收入”均指“農(nóng)村居民可支配收入”）和農(nóng)業(yè)收入。其中，2013年起國(guó)家統(tǒng)計(jì)局對(duì)農(nóng)村和城鎮(zhèn)住戶收支調(diào)查實(shí)行統(tǒng)一化改革，以人均可支配收入代替人均純收入統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，但通過(guò)實(shí)際數(shù)據(jù)對(duì)比發(fā)現(xiàn)，兩統(tǒng)計(jì)口徑下的數(shù)據(jù)變化不大[15]，可以看作同一數(shù)據(jù)。

2 糧食生產(chǎn)與農(nóng)民收入動(dòng)態(tài)關(guān)系分析

2.1 相關(guān)分析

為研究糧食產(chǎn)量與農(nóng)民收入的關(guān)系，先對(duì) 1978—2022年糧食產(chǎn)量與農(nóng)民收入數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)性分析，為方便表示，將糧食產(chǎn)量序列定義為X1，農(nóng)民收入序列定義為X2，結(jié)果如表1所示，農(nóng)民收入與糧食產(chǎn)量呈強(qiáng)正相關(guān)關(guān)系，且相關(guān)性顯著。

2.2 協(xié)整分析

為探討糧食產(chǎn)量與農(nóng)民收入是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，本研究采用EG兩步檢驗(yàn)法，在檢驗(yàn)前，先確定糧食產(chǎn)量和農(nóng)民收入是同階單整。農(nóng)民收入序列和糧食序列的單位根檢驗(yàn)和白噪聲檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示，兩者都能通過(guò)1階差分后的單位根和白噪聲檢驗(yàn)，是1階單整的，因此，X1和X2能夠建立協(xié)整關(guān)系。

EG兩步檢驗(yàn)分為兩個(gè)步驟，首先是對(duì)序列進(jìn)行OLS回歸，然后對(duì)回歸殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，若該檢驗(yàn)?zāi)芡ㄟ^(guò)，則表明研究期內(nèi)糧食生產(chǎn)與農(nóng)民收入存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。由表3可知，R2為0.942 4，說(shuō)明擬合程度高；回歸的各項(xiàng)系數(shù)均達(dá)到1%以上的顯著水平，表明該模型擬合顯著；提取模型擬合的殘差，對(duì)殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示，在1%的水平上接受了殘差序列是平穩(wěn)的假設(shè)。綜上，糧食產(chǎn)量與農(nóng)民收入存在長(zhǎng)期正向關(guān)系，該關(guān)系可表述為：農(nóng)民收入每增加1%，糧食產(chǎn)量增加0.149%，即

上述結(jié)果表明，我國(guó)糧食生產(chǎn)與農(nóng)民收入存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，但這種關(guān)系在短期內(nèi)常常受到其它隨機(jī)因素的影響而使得變量間關(guān)系偏離穩(wěn)定狀態(tài)。因此，本研究考慮建立誤差修正模型，將糧食生產(chǎn)與農(nóng)民收入的長(zhǎng)期和短期關(guān)系結(jié)合起來(lái)。

提取OLS模型中的殘差，根據(jù)殘差的自相關(guān)系數(shù)圖（圖1），在3階處截尾，確定誤差修正模型中的滯后階數(shù)為3或4，兩個(gè)模型的擬合結(jié)果如表5所示，3、4階滯后的修正模型均達(dá)到顯著，但4階滯后的擬合優(yōu)度R2更高，因此選取4階滯后來(lái)構(gòu)建誤差修正模型。

綜上，結(jié)合協(xié)整模型和誤差修正模型（2），得出糧食產(chǎn)量和農(nóng)民收入存在長(zhǎng)期關(guān)系：擬合系數(shù)0.149>0，且擬合系數(shù)顯著，說(shuō)明農(nóng)民收入和糧食產(chǎn)量存在長(zhǎng)期正向關(guān)系。同時(shí)農(nóng)民收入和糧食產(chǎn)量也存在短期關(guān)系：農(nóng)民收入滯后4階差分項(xiàng)的系數(shù)值為0.310 5，且系數(shù)顯著，表明農(nóng)民收入波動(dòng)會(huì)對(duì)糧食產(chǎn)量波動(dòng)帶來(lái)短期的影響，這種影響的期限以4年左右為節(jié)點(diǎn)；誤差修正項(xiàng)系數(shù)值為-0.742 5，且系數(shù)顯著，說(shuō)明當(dāng)農(nóng)民收入與糧食產(chǎn)量長(zhǎng)期關(guān)系出現(xiàn)波動(dòng)時(shí)，該模型會(huì)以74.25%的調(diào)整力度將這種偏離關(guān)系拉回原始狀態(tài)。對(duì)此可能的解釋是：農(nóng)戶當(dāng)年收入增加，但不會(huì)立即提升糧食生產(chǎn)規(guī)模，往往會(huì)觀察3～4年，待收入持續(xù)增加或平穩(wěn)在一定水平后才會(huì)對(duì)糧食生產(chǎn)投入更多資金與技術(shù)，從而提升糧食產(chǎn)量，所以模型的滯后階數(shù)（年份）以及糧食產(chǎn)量和農(nóng)民收入穩(wěn)定關(guān)系的短期波動(dòng)會(huì)出現(xiàn)在以4年左右為單位的時(shí)間節(jié)點(diǎn)上。因此，國(guó)家和政府應(yīng)及時(shí)關(guān)注農(nóng)民的收入情況，制定符合時(shí)效和期限的糧食政策。

2.3 Granger因果檢驗(yàn)

為判斷我國(guó)糧食產(chǎn)量與農(nóng)民收入是否存在因果關(guān)系，對(duì)糧食產(chǎn)量、農(nóng)民收入進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，結(jié)果如表6所示，農(nóng)民收入是糧食產(chǎn)量的Granger原因，表明收入對(duì)糧食產(chǎn)量有一定影響，結(jié)合前面的相關(guān)分析進(jìn)一步得出，農(nóng)民收入增加會(huì)促進(jìn)糧食產(chǎn)量的提升；而糧食產(chǎn)量不是農(nóng)民收入的Granger原因，表明糧食產(chǎn)量對(duì)收入沒(méi)有明顯影響，即糧食增產(chǎn)不會(huì)顯著增加農(nóng)民收入。

為驗(yàn)證這一結(jié)果，再次選取了糧食播種面積比重（X3）、農(nóng)業(yè)收入（X4）兩個(gè)指標(biāo)，其中糧食播種面積比重由糧食播種面積與農(nóng)作物總播種面積相比得來(lái)。將這兩個(gè)指標(biāo)按照上述建模的方法依次通過(guò)單位根檢驗(yàn)、白噪聲檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)，結(jié)果如表7～表10所示，糧食播種面積比重（X3）和農(nóng)業(yè)收入（X4）通過(guò)了各項(xiàng)檢驗(yàn)，兩者呈負(fù)相關(guān)關(guān)系（-0.729）；從協(xié)整模型的系數(shù)上看，糧食播種面積比重ln（X3）每增加一個(gè)單位，農(nóng)業(yè)收入ln（X4）減少0.038個(gè)單位，Granger檢驗(yàn)結(jié)果表明：糧食播種面積比重是農(nóng)業(yè)收入的Granger原因，說(shuō)明糧食播種面積比重的增加反而導(dǎo)致農(nóng)業(yè)收入減少，且這種關(guān)系長(zhǎng)期存在。因此，國(guó)家需投入更多資金來(lái)保障農(nóng)民收入和糧食生產(chǎn)的“雙增長(zhǎng)”。

綜上所述，我國(guó)農(nóng)民收入在不斷增加，但農(nóng)民收入的增加并不是因?yàn)榧Z食產(chǎn)量的提升所致，同時(shí)，糧食播種面積比重的增加反而會(huì)負(fù)向作用于農(nóng)業(yè)收入，這往往導(dǎo)致農(nóng)戶減少糧食播種去生產(chǎn)其它經(jīng)濟(jì)作物，從而造成糧食產(chǎn)量下降或停滯不前，十分不利于國(guó)家糧食安全。

2.4 脈沖響應(yīng)函數(shù)

為揭示糧食產(chǎn)量與農(nóng)民收入隨時(shí)間的演化關(guān)系，采用脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)行分析。先構(gòu)建VAR模型，利用AIC、HQ、FPE、HQ信息準(zhǔn)則確定模型滯后階數(shù)，結(jié)果見(jiàn)表11，AIC、HQ、FPE最小值均出現(xiàn)在滯后4階，只有SC出現(xiàn)在其它階數(shù)，故選擇4階滯后。

根據(jù)VAR模型構(gòu)建脈沖響應(yīng)函數(shù)圖，結(jié)果見(jiàn)圖2、圖3。由圖2可知，糧食產(chǎn)量的變化在第1期對(duì)農(nóng)民收入沖擊為0，在第2期之后，95%置信區(qū)間跨過(guò)脈沖函數(shù)零值線兩側(cè)，表明糧食產(chǎn)量增加對(duì)農(nóng)民收入在后期無(wú)顯著影響。由圖3可知，在第1期給農(nóng)民收入一個(gè)正向沖擊，對(duì)糧食產(chǎn)量無(wú)顯著提升（95%置信區(qū)間在零值兩側(cè)），第2期之后，正向沖擊不斷加大，在第4期達(dá)到最大值3.6%后逐漸減小至1%左右，且均為正向影響。說(shuō)明當(dāng)農(nóng)民收入受到外部某一因素的正向沖擊后，大約經(jīng)過(guò)1年的時(shí)間由農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)活動(dòng)傳遞給糧食生產(chǎn)，在2～4期給糧食產(chǎn)量帶來(lái)正向沖擊且影響不斷增加，在第4期后影響逐漸減弱，但此后一直保持正向影響，表明農(nóng)民收入的增加對(duì)糧食產(chǎn)量具有長(zhǎng)期的正向影響。因此，提高農(nóng)民收入對(duì)糧食增產(chǎn)有積極影響，從而保障糧食穩(wěn)定生產(chǎn)。

2.5 方差分解

通過(guò)方差分解來(lái)解析糧食產(chǎn)量和農(nóng)民收入的變化沖擊對(duì)它們自身及響應(yīng)變量的貢獻(xiàn)率隨時(shí)間的演變。由表12可知，糧食產(chǎn)量變化對(duì)農(nóng)民收入的變化貢獻(xiàn)率幾乎趨于零，表明農(nóng)民收入變化幾乎由自身因素影響，即糧食產(chǎn)量變化對(duì)農(nóng)民收入的變化影響不大。一開(kāi)始，糧食產(chǎn)量的變化主要由自身因素引起，但貢獻(xiàn)率不斷減小，在第3期陡然下降至57.31%，在第4期被農(nóng)民收入的影響力（57.52%）超過(guò)，即在第4期后，農(nóng)民收入變化是影響糧食產(chǎn)量變化的主導(dǎo)因素；農(nóng)民收入對(duì)糧食產(chǎn)量的貢獻(xiàn)率在后期超過(guò)了70%，遠(yuǎn)大于糧食產(chǎn)量自身因素的影響，因此，增加農(nóng)民收入是糧食增產(chǎn)的有效途徑。

3 結(jié)論與討論

（1）協(xié)整分析表明，農(nóng)民收入與糧食產(chǎn)量既存在長(zhǎng)期正向關(guān)系：即農(nóng)民收入每增加1%，糧食產(chǎn)量增加0.149%；也存在短期波動(dòng)，這種波動(dòng)以4年左右為節(jié)點(diǎn)。這與吳連翠[16]對(duì)安徽省糧食補(bǔ)貼效應(yīng)的研究有相似之處?？赡艿慕忉屖牵恨r(nóng)民收入在某一年提高，但不會(huì)在下一年立即加大對(duì)糧食生產(chǎn)的投入，而是觀望3～4年的時(shí)間，待收入增長(zhǎng)穩(wěn)定后，再加大對(duì)糧食生產(chǎn)的投入。

（2）糧食產(chǎn)量與農(nóng)民收入呈正相關(guān)，但這并不意味著糧食增產(chǎn)能給農(nóng)民收入帶來(lái)增加，而農(nóng)民收入增加會(huì)促進(jìn)糧食產(chǎn)量的提升。對(duì)此合理的解釋是：隨著農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策的完善，農(nóng)民收入增長(zhǎng)成效顯著[17]，極大地提高了農(nóng)民的生產(chǎn)積極性，因此提高了糧食產(chǎn)量，而糧食產(chǎn)量的增加，背后是經(jīng)營(yíng)規(guī)模的擴(kuò)大，這可能擠占農(nóng)民外出務(wù)工的精力，致使農(nóng)民工資性收入下降，從而抵消糧食生產(chǎn)和政策帶來(lái)的紅利[18]。

（3）Granger檢驗(yàn)表明，糧食播種面積的增加反而會(huì)導(dǎo)致農(nóng)民收入降低，且這種關(guān)系長(zhǎng)期存在。合理的解釋是：糧食價(jià)格波動(dòng)幅度大，經(jīng)濟(jì)效益低，種糧的投入與收入不成比例，報(bào)酬率較低[19]。

（4）通過(guò)構(gòu)建脈沖響應(yīng)函數(shù)，糧食產(chǎn)量增加對(duì)農(nóng)民收入無(wú)顯著影響。對(duì)此可能的解釋是：隨著糧食生產(chǎn)環(huán)境的改變（如氣候變化、價(jià)格波動(dòng)等），導(dǎo)致農(nóng)資價(jià)格不斷上升，進(jìn)而生產(chǎn)成本增加[20]，削減了糧食增產(chǎn)帶來(lái)的收益；但農(nóng)民收入增加對(duì)糧食產(chǎn)量具有長(zhǎng)期的正向影響，這說(shuō)明了國(guó)家推行糧食補(bǔ)貼政策的必要性，本研究顯示：這種影響在第4期左右最大，達(dá)到3.6%。

（5）方差分解結(jié)果顯示，糧食產(chǎn)量的變化對(duì)農(nóng)民收入的貢獻(xiàn)率幾乎為零，糧食產(chǎn)量在前三期受自身因素影響，在第4期后受農(nóng)民收入主導(dǎo)，其貢獻(xiàn)率超過(guò)70%。這也說(shuō)明了保障農(nóng)民尤其是糧農(nóng)的收入穩(wěn)定是保障我國(guó)糧食安全的重要途徑[21]，因此，需要切實(shí)維護(hù)農(nóng)民利益，千方百計(jì)保障農(nóng)民的收入。

針對(duì)上述研究結(jié)果，為實(shí)現(xiàn)農(nóng)民收入與糧食生產(chǎn)“雙增長(zhǎng)”，提出以下建議：① 切實(shí)保障農(nóng)戶的利益：農(nóng)戶作為種糧的主體，種糧的積極性直接影響到糧食產(chǎn)量，因此，政府應(yīng)加強(qiáng)對(duì)現(xiàn)有種糧農(nóng)戶的財(cái)政投入，加強(qiáng)種植糧食的補(bǔ)貼力度，從而提高農(nóng)民的積極性。② 政府調(diào)控降低生產(chǎn)成本：適當(dāng)提高糧食收購(gòu)價(jià)格，控制農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的價(jià)格[22]，使農(nóng)戶能夠最大限度地從種糧中獲利。③ 加強(qiáng)種子技術(shù)的開(kāi)發(fā)與建設(shè)，提高良種在農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)中的貢獻(xiàn)[23]：種子作為糧食生產(chǎn)的前端資料，直接影響著糧食的數(shù)量與質(zhì)量，進(jìn)而深刻地影響著糧食安全。④ 打造區(qū)域獨(dú)特的糧食品牌，提升糧食生產(chǎn)的效益和利潤(rùn)，如黑龍江“五常大米”等知名品牌。⑤ 加強(qiáng)種糧補(bǔ)貼政策的解讀與宣傳，現(xiàn)有研究表明，部分種糧戶對(duì)政策存在許多不了解的地方，導(dǎo)致補(bǔ)貼政策難以落到實(shí)處，因此，應(yīng)拓寬補(bǔ)貼政策的宣傳渠道[24]，如深入基層宣傳、定期學(xué)習(xí)交流等，進(jìn)而提高農(nóng)戶對(duì)政策的了解及積極性。⑥ 借鑒國(guó)際糧食補(bǔ)貼政策的成功經(jīng)驗(yàn)，如歐盟1958年就通過(guò)了農(nóng)產(chǎn)品補(bǔ)貼條約《羅馬條約》，經(jīng)不斷發(fā)展，已經(jīng)形成完善的體系，很好地維護(hù)了歐盟的農(nóng)產(chǎn)品安全[25]。⑦ 及時(shí)跟蹤農(nóng)戶收入情況，制定符合時(shí)效和期限的產(chǎn)糧政策：農(nóng)民收入的提高往往不會(huì)立即反映在糧食生產(chǎn)上，因此，出臺(tái)符合時(shí)限的政策措施對(duì)糧食生產(chǎn)有著重大意義。

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