贵州省农业现代化和农业开放度对农民收入的影响分析

平欢梅 王容博

摘要：【目的】明确贵州省农业现代化和农业开放度与农民收入是否存在长期均衡关系，以及农业现代化和农业开放度影响农民收入的路径与力度，为贵州省农民收入增长提供理论依据。【方法】选取1998～2015年的贵州省统计年鉴数据，运用协整理论和误差修正模型实证分析贵州省农业现代化和农业开放度对农民收入增长的长期影响和短期冲击。【结果】贵州省农业现代化和农业开放度与农民收入存在长期动态的均衡关系；农业现代化和农业开放度均是贵州省农民收入的格兰杰（Granger）原因；误差修正模型显示，系统的短期偏离将会通过-0.522272的调整力度向长期均衡调整；长期来看，农业开放度提升、农业现代化发展对农民收入的拉动作用将趋于稳定，且农业开放度对农民收入增加的贡献率强于农业现代化。【建议】贵州省应不断加大政府对农业投入，推进农业现代化发展；不断拓展国际市场，提升农产品开放水平；发挥特色农业，实现农业现代化与农业开放融合发展，以促进农民收入的持续稳定增长。

关键词： 农业现代化；农业开放度；农民收入；协整检验；误差修正模型；贵州省

中图分类号： S-05；F323.8 文献标志码：A 文章编号：2095-1191（2018）07-1460-07

0 引言

【研究意义】贵州省是我国典型的内陆山区农业省份，农业现代化基础薄弱，对外开放程度相对较低。但自2000年以来，贵州省农业现代化和对外开放步伐不断加快，农民人均纯收入呈现出稳步增长的态势，尤其2006年之后，农民人均纯收入由2006年的1985元增加到2016年的8090元，年均增长率达15.1%。因此，从农业现代化和农业开放度的视角探讨影响农民收入的机制，对加快贵州省农村经济发展、提高农民收入具有重要的理论和现实意义。【前人研究进展】国内外学者对于农民收入的影响因素已进行了大量研究，结果发现农村基础设施建设（陈银娥等，2012）、农地制度（冒佩华和徐骥，2015）、农业人力资本（吴振华，2015；李朝和韩瑞，2017）、农村金融发展（杜江等，2016）等因素均能在一定程度上促进农民收入增长。随着我国经济社会不断发展，对外开放程度不断深化，农业现代化、农业对外开放对于农业发展和农民收入的影响也越来越明显。农业现代化以农业技术的进步为基础，通过提高劳动生产率、推动产品优质化、促使品种多样化和促进劳动力转移等4种机制影响着农民收入的增长（王爱民和李子联，2014）。大多数学者认为农业现代化是影响农民收入长期增长的主要因素（吴彩容，2015；黄祖梅，2016；周振等，2016），但也有部分学者认为，由于农业和农民自身资本积累能力差，单靠农民对农业生产活动的投入仍无法促进农业生产率的提高（孙致陆和周加来，2009）。农业对外开放主要表现为农产品的国际贸易，而农产品贸易主要通过价格效应、规模效应、技术效应、就业效应和制度效应五大效应来影响农民收入的变动（汪艳涛和高强，2012）。目前，关于农业对外开放对农民收入的作用效果也一直存在分歧，部分学者通过实证分析证明了农民收入与农业开放度存在着长期的均衡关系（余新平和俞佳佳，2010；赵涤非等，2012），农产品贸易依存度每增加1个百分点，就会使农民收入增加0.189个百分点（赵涤非等，2012）；但是，赵伟和赵晓霞（2008）认为对外贸易与农民收入呈现显著的负相关性，即对外贸易会导致农民收入的减少和分化；李冠杰（2017）在研究中也发现农产品的进口与农民收入的增加呈正向关系，但农产品的出口不利于农民收入的增加。从长期来看，农业现代化与农业对外开放间也将相互作用，从而共同影响农民收入的变动。一方面，农业现代化通常通过提高农产品的生产效率和质量而提高国际竞争力，进一步有利于农业对外开放；另一方面，农业对外开放度的提高，不仅表现为农产品国际市场的扩大，还可通过进出口贸易带来的竞争效应和模仿效应带动、加快农业现代化步伐，从而促进农业经济发展，提高农民收入。【本研究切入点】目前，虽已有研究涉及了农业现代化、農业对外开放对我国农民收入整体的影响，但尚无统一的结论，且针对开放程度较弱的内陆地区影响的相关研究还不多见。此外，已有研究中鲜见学者将农业现代化、农业开放度及农民收入3个变量放在一个系统中分析其长期关系。【拟解决的关键问题】以贵州省农业发展和农民收入现状为研究对象，采用协整理论及误差修正模型分析贵州省农业现代化、农业开放度对农民收入增长的长期影响，为贵州省农民收入的稳步提升提供理论依据。

1 数据来源与研究方法

1. 1 误差修正（VEC）模型介绍

在向量自回归（VAR）模型的每一个方程中，内生变量对模型全部内生变量的滞后项进行回归，从而估计全部内生变量的动态关系（马慧慧，2016）。VAR模型的一般形式为：

1. 2 指标选取

1. 2. 1 农业现代化 农业现代化（Agricultural modernization，以下简称M）是一个具有动态性的概念，其随技术、经济和社会的进步而变化；农业机械化是农业现代化的基础与标志（张桃林，2012）。考虑到数据的可得性，本研究参照夏春萍和刘文清（2012）的方法，使用农用机械总动力反映农业现代化水平。

1. 2. 2 农业开放度 国内外关于农业对外开放度的测算尚无统一标准，具有代表性的是熊启泉和温思美（2012）测算我国农业对外开放度时综合考虑产品和要素两个维度，其中要素主要指农业的外商直接投资（FDI），将农产品进出口对农业开放度影响的权重设定为0.9，而将要素的权重设定为0.1。由于贵州省农产品进口和农业利用外资的数量极少，且相应统计数据不完整，因此本研究尝试使用农产品出口贸易的开放度作为贵州省农业开放度指标（Agricultural openness，以下简称OPEN）的替代变量。农产品出口贸易开放度用农产品出口总额占第一产业比值表示。由于贵州省统计年鉴中对于出口商品按照22大类统计，本研究所考虑的农产品为第1～4大类的商品，共包括第1～24章的商品。

1. 2. 3 农民收入 按照我国统计年鉴的统计标准，农民人均可支配收入包括工资性收入、家庭經营收入、转移性收入及财产性收入，其中，家庭经营收入又可分为第一产业、第二产业和第三产业的收入。而农业现代化与农业开放度最直接且影响最大的是农民的第一产业收入，其中，第一产业收入包括农业收入、林业收入、牧业收入及渔业收入。若笼统选取农民人均全年纯收入或家庭经营收入，很可能会低估农业现代化和农业开放度对农民收入的作用效果。因此，本研究选取家庭经营收入中的第一产业收入作为农民收入（Rural income，以下简称R）的指标。

1. 3 数据来源

由于贵州省1998年之前的进出口统计数据没有按照海关税则区分，统计年鉴中仅给出了生产资料和生活资料的进出口统计数据，因此，本研究所使用的数据为1998～2015年的年度数据。除人民币汇率的数据来源于世界银行数据库网站（http：//databank.worldbank.org）之外，其他数据均来源于《贵州统计年鉴（2000，2002，2004，2006，2011，2016）》。

1. 4 统计分析

利用EViews 8.0构建误差修正模型分析贵州省农业现代化、农业开放度对农民收入增长的影响。

2 结果与分析

2. 1 平稳性检验

运用VAR模型进行估计要求系统中所有时间序列必须具有平稳性，否则可能出现伪回归的问题（马慧慧，2016）。为消除时间序列的异方差现象，本研究将农民收入和农业现代化水平进行对数化处理，分别用LNR和LNM表示。使用ADF检验方法对LNR、OPEN和LNM 3个时间序列及其一阶差分序（DLNR、DOPEN和DLNM）进行单位根检验，结果如表1所示。从表1可看出，LNR、OPEN和LNM 3个时间序列的ADF均大于10%水平下的临界值，即拒绝不存在单位根的原假设，可认为3个时间序列均存在单位根，具有不平稳性；对时间序列进行一阶差分后，DLNR和DOPEN均在5%的显著水平下平稳，而DLNM在10%的水平下平稳，说明3个原始时间序列均服从一阶单整过程。

2. 2 基于Johansen检验的协整分析

由单位根检验可知，农民收入、农业现代化及农业开放度3个时间序列虽然是非平稳的时间序列，但均满足一阶单整的过程，因此，可对3个时间序列进行协整检验。一般协整检验通常使用的方法有EG两步法和Johansen协整检验法，由于EG两步法最多只能判断多个变量存在的一个协整关系，因此本研究使用Johansen检验的迹统计量分析时间序列的协整关系。在进行检验前，需确立变量间的VAR模型；VAR模型的正确设立需准确判断模型的滞后阶数。表2给出了滞后阶数的判断过程，根据赤池准则和施瓦茨准则，AIC与SC同时达最小值，因此选定最优滞后阶数Lag=3。同时，从图1可看出，所有的点均落在单位圆内，表示VAR模型所有特征根倒数的模均小于1，即VAR模型稳定。因此，Johansen协整检验的滞后期可确定为2。从表3的协整检验结果可看出，Johansen检验的迹统计量表明，在5%的显著水平下，序列LNR、OPEN和LNM存在3个协整关系。

2. 3 格兰杰（Granger）因果检验

虽然协整检验结果表明农民收入与农业开放度和农业现代化存在长期均衡关系，但并未确定3个变量间的因果关系方向，而需进一步通过Granger因果检验，验证3个变量间的因果关系，检验结果如表4所示。（1）贵州省农业开放度与贵州农民收入存在单向因果关系，农业开放度是农民收入增长的Granger原因。（2）贵州省农业现代化与贵州农民收入存在单向因果关系，农业现代化是农民收入增长的Granger原因。（3）贵州省农业现代化与农业开放度存在Granger因果关系，贵州省农业开放度是农业现代化的Granger原因，说明贵州省农业对外开放度的提升不仅直接影响贵州省农民收入，还通过影响贵州省农业现代化的发展，间接影响农民收入的变动。但由于贵州省农业现代化整体水平比较低，对贵州省农产品贸易的影响还不明显，因此，表现为贵州省农业现代化不是农业开放度的Granger原因。

2. 4 VEC模型估计

在以上检验分析的基础上，本研究通过建立VEC模型检验贵州省农业开放度和农业现代化程度与农民收入增长的长期均衡与短期波动的关系。

2. 4. 1 协整方程 将农民收入对数化（LNR）为因变量，则反映农业开放度和农业现代化程度影响农民收入增长的协整方程为：

LNR=0.627243LNM+0.367107OPENs.e.= （0.02924） （0.04497）

协整方程表明，农民收入与农业开放度和农业现代化存在正相关的长期均衡关系，农业现代化与农业开放度的标准误差分别为0.02924和0.04497。其具体的经济含义是：从长期来看，农民收入关于农业现代化的长期弹性为0.627643，即农业现代化每提高1%，农民收入将大约增加0.63%；农民收入关于农业开放度的长期弹性为0.367107，即农业开放度每提高1%，农民收入将大约增加0.37%。

2. 4. 2 VEC模型估计 农民收入与农业开放度和农业现代化存在协整关系，只能说明3个变量间存在长期的均衡关系，并不能说明三者间的长期均衡关系一直稳定。为研究贵州省农业现代化和农业开放度与农民收入间短期偏离的修正机制，进一步建立VEC模型，参数估计得到的结果为：

式中，VECMt-1为误差修正项，误差修正项的调整系数为-0.522272，符合反向误差修正机制。误差修正模型表明：在短期内，贵州省农业开放度和农业现代化可能偏离农民收入的长期均衡状态，当出现短期偏离时，系统回归长期均衡状态的速度非常快，前一期的非均衡误差以0.522272的比率对本期的农民收入增长作出调整，从而使得系统回到长期均衡状态。

2. 5 脉冲响应函数分析

为探究贵州省农业现代化和农业开放度对农民收入的全部影响过程，本研究进一步绘制脉冲响应函数，考察一个内生变量对残差冲击的响应，以分析农业现代化和农业开放度与农民收入间的动态关系。图2和图3分别为模拟农民收入分别受到农业现代化和农业开放度冲击后脉冲响应的反应轨迹，图中的横轴表示冲击作用的滞后期数，纵轴表示冲击的响应程度，模型中冲击作用的滞后期为20年。从图2可看出，农业开放度的提升在第1年对农民收入并未产生影响，第2年产生了轻微的负向影响（-0.004328），但从第3年开始将产生正向影响（0.021275），最后在0.056000左右趋于稳定，也就是说农业开放度的提高在经历了两年之后对农民收入产生正向影响。从图3可看出，农业现代化水平的提升在第1年也未对农民收入产生影响，第2年当农业现代化提升1%时，农民收入将下降1.8591%，即农业现代化负向作用的最低点，但从第3年开始对农民收入将产生正向影响（0.020938），从长期来看其影响作用将稳定在0.037000左右。综上所述，农业开放度的提升与农业现代化的发展将会对农民收入的拉动作用趋于稳定，与协整检验的结论一致。

2. 6 方差分解模型分析

方差分解用来评价各内生变量对预测方差的贡献度。图4反映了农民收入的方差分解结果，横坐标表示农民收入波动时期（年），纵轴表示由农民收入自身、农业开放度及农业现代化预计农民收入时的预测误差方差百分比，该数值越大，说明影响力度越大，重要性也就越强。由图4可看出，农民收入的波动第1年只受自身波动的影响，但随着时间的推移，受自身影响的程度呈现先迅速降低后缓慢降低的态势，在第7年将下降到18.61%，直到第19年将稳定在5.00%左右；农业开放度和农业现代化对农民收入的影响从第2年开始显现，其中，农业开放度水平的冲击对农民收入产生的影响在第2年非常微弱，此后表现逐渐增强的态势，并从第7年开始，冲击趋于稳定，稳定在60.00%左右；农业现代化的冲击对农民收入的影响在第2年将上升到17.86%，但在第5年下降到12.98%，从第10年开始稳定在25.00%左右。从长期来看，农业开放度对农民收入增加的贡献率强于农业现代化发展对农民收入增加的贡献率，与Granger因果关系的检验结果一致。

3 讨论

随着贵州省内陆开放型经济试验区的逐步建立，农业开放度不断加深，其农业现代化和农业对外开放对农民收入增长的作用也日益凸显。本研究与赵涤非等（2012）、吴彩容（2015）、黄祖梅（2016）等的研究相比，证实了农业现代化和农业开放度对农民收入的促进作用，具有一定的理论价值。

本研究结果表明，贵州省农业现代化是农民收入的Granger原因，即农业现代化对农民收入的增长具有长期拉动作用，与周振等（2016）的研究结果一致。但本研究所考察的农民收入主要是农民家庭经营收入中的第一产业收入，更能准确反映农业现代化对农民收入的作用力，若笼统选取农民人均全年纯收入或家庭经营收入，很可能会低估农业现代化对农民收入的作用效果。本研究得出贵州省外贸开放度的提升是农民收入增长的重要因素，且具有长期稳定的作用，与余新平和俞佳佳（2010）的研究结论存在分歧，其研究结果表明我国西部地区农产品对外开放度与农民收入呈反向相关性，可能是由于西部地区不同省份间存在异质性。

本研究也存在不足：由于贵州农业利用外资和进口农产品数量极少，以及数据获取的限制，在研究中仅考虑出口贸易依存度对农民收入的影响；农业机械化水平并不是衡量农业现代化最好的指标，但受数据获取的限制，本研究无法收集直接反映贵州农业现代化水平的指标。因此，下一步研究将寻求更加完善的研究方法解决以上问题。

4 建议

本研究结果得出，贵州省农业现代化和农业开放度与农民收入存在长期动态的均衡关系，且农业现代化与农业开放度均是农民收入的Granger原因。此外，当贵州省农业现代化和农业开放度与农民收入长期均衡关系受到短期波动的冲击后能通过反向修正机制快速回归到长期均衡。基于农业现代化的发展与农业开放度的视角，本研究提出以下几点建议：

4. 1 加大政府对农业的投入，推进农业现代化发展

脉冲响应函数与方差分解共同表明农民收入受到农业现代化冲击的影响，且影响力度长期趋于稳定，验证科学技术是经济发展的主要动力。因此，在农业现代化进程中，政府应加大对农业的扶持力度，增加农业投入，推广应用农业机械设备及实用技术，完善农业基础设施，改善农业条件，用农业现代化引领农业结构转型升级。在增加物质资本投入的同时，应更注重增强农民科技意识，建立农业社会化服务体系，加强对农民的科技培训力度等，提高劳动生产率与资源利用率。总之，用现代科技加快农业现代化步伐，依托农业现代化激发贵州省农业发展活力。

4. 2 拓展国际市场，提升农产品开放水平

贵州省农业开放度的提升对农民收入增长具有明显的拉动作用，农业开放度每提升1%，农民收入将大约增加0.37%。因此，从农业开放和农民收入角度看，贵州省应提高统筹两个市场，利用两种资源的能力，坚持并完善既有的促进农产品出口的贸易政策，更加积极地参与全球经济和贸易，不断拓展农产品对外开放的广度和深度。此外，贵州省是典型的內陆地区，交通不便是制约农业开放度的重要因素，贵州省仍需不断完善交通物流体系，与此同时，不断推进农产品交易平台建设，提升贵州省农产品知名度和市场竞争力，从而增加农民收入。

4. 3 发挥特色农业，实现农业现代化与农业开放融合发展

贵州省有许多独特的农业资源，如中药材、茶叶、酿酒和辣椒等，但贵州省特色农业对农民增收的支持度仍较低（张攀春，2012）。因此，贵州省在推进农业现代化进程中，需要进一步发挥当地的资源优势，改变传统的扩大再生产和粗放经营方式，逐步加强农业的产业化、专业化及特色化。通过对农业科研的投入提高农业生产技术及农产品的附加值，使得贵州省在发展开放型经济过程中提升特色农产品的核心竞争力，将特色农产品出口贸易的比较优势转变为竞争优势，实现农业现代化与农业开放的融合发展，保障农民收入的持续稳定增长。

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（责任编辑 邓慧灵）