基于VAR模型的糧食生產與農民收入動態關系研究

黃志斌 楊建州

摘要：基于福建省1998—2020年糧食生產與農民收入的相關數據，通過VAR模型、EG兩步檢驗法、Granger因果檢驗、脈沖響應分析、方差分析研究糧食生產與農民收入的動態關系。研究結果表明，福建省糧食生產對農民收入呈負相關，糧食生產與農民收入存在長期穩定的關系，并有負向沖擊影響。為此提出政府提高對糧食補貼、有效提高糧食價格、對農民進行專業化培訓、生產高質量糧食等建議來確保福建糧食安全和農民增收。

關鍵詞：糧食生產；
農民收入；
VAR模型

中圖分類號：F325.2；
F323.8 文獻標識碼：A DOI：10.16465/j.gste.cn431252ts.20220406

Research on the Dynamic Relationship between Grain Production and Farmer Income Based on VAR Model：
Takes Fujian Province as an Example

Huang Zhibin， Yang Jianzhou

（ College of Economics and Management， Fujian Agriculture and Forestry University， Fuzhou， Fujian 350002 ）

Abstract：
Based on the data of grain production and farmers income in Fujian province from 1998 to 2020， this paper studies the dynamic relationship between grain production and farmers income through VAR model， EG two-step test， Granger causality test， impulse response analysis and variance analysis. It is found that grain production has a negative correlation with farmers income in Fujian province， and there is a long-term stable relationship between grain production and farmers income， and there is a negative impact. In order to ensure the food security of Fujian province and increase farmers income， this paper puts forward some suggestions， such as improving food subsidies， effectively raising food prices， specialized training for farmers and producing high-quality food.

Key words：
grain production， farmer income， the VAR model

我國是一個農業大國，糧食安全對社會和諧穩定有著巨大影響，對社會經濟發展起著至關重要的作用。糧食安全問題也是鄉村振興首要解決的任務。而農民作為三農的主體，其增收是“三農”問題的核心。近些年由于糧食價格得不到有效的提高，糧食生產成本不斷提高，種糧所獲得的收益與從事其他行業的差距逐漸拉大，很多農民放棄糧食生產，選擇進入城市打工，致使大量土地拋荒，嚴重影響糧食安全。根據2021中國統計年鑒顯示，2015年中國農民工資性收入超過了經營性收入，在2020年中國農民人均工資性收入成為農民人均收入的主要部分。為了保障糧食安全，提高農民收入，政府近些年加強糧食生產設施建設，提高對糧食生產的補貼。

糧食生產是否可以有效促進農民增收，這需要進一步研究。很多學者對糧食生產、農民增收進行了相關的研究。陳中偉等[1]運用面板數據模板對農民增收進行研究，發現機械化程度、農業土地的經營規模是農民收入增長的驅動因素。張變華等[2]通過對忻州市11個縣域農業結構調整與農民增收的研究，發現農業結構的調整可以有效提高農民收入，人均農作物播種面積則會抑制農民增收。趙洪丹等[3]通過研究發現農產品價格與農民收入因素之間的關系具有明顯的異質性特征。肖旬等[4]通過對浙江省農民增收因素研究，發現農民的金融素養、勞動力數量、農民受教育程度可以有效促進農民增收，而農民的年齡以及金融資產對農民增收呈負相關。楊銘等[5]通過一元線性回歸研究河南省糧食產量與農民收入的關系，發現糧食產量與農民收入呈正向影響。秦志勇等[6]通過相關研究發現農民增收不是因為糧食增產所導致。魏君英等[7]通過研究發現糧食增產不會促進農民增收反而會使農民收入下降。

通過閱讀相關文獻發現農民收入受很多因素的影響，對于糧食生產與農民收入的關系研究中，有的學者發現糧食生產可以促進農民收入增長，也有學者得出不一樣的結果，即糧食生產會使農民收入下降。在糧食生產與農民收入的研究中，大多數學者是用簡單的一元線性回歸研究糧食生產對農民收入的影響，而兩者之間動態影響研究較少，對福建省糧食生產與農民收入關系的研究尚缺。因此本文通過福建省糧食生產與農民收入相關數據，基于VAR模型，探索福建省糧食生產與農民收入動態關系，找出糧食生產與農民收入存在的問題，提出相應建議。這對保障福建省糧食安全，提高農民收入有著重要意義。

1 福建省糧食生產與農民收入的現實分析

由圖1可以看出，1998年福建省農民人均工資性收入占農民人均收入比重最大，占比值為60.45%，農民人均財產性收入占比最低，占比值為1.32%。2020年福建省農民工資性收入占農民人均收入比重最大，占比值為45.07%，農民人均財產性收入占比依然是最低，占比值為1.88%。福建省農民的人均工資性收入整體呈上升趨勢，從1998年的30.55%提升到2020年的45.07%，整體提升15%。農民的人均經營性收入整體呈下降趨勢，從1998年的60.45%下降到2020年的35.97%，下降24%。主要是因為福建省近些年城鎮化的加快，大量的非農建設占用了農村土地，以及土地的質量因環境的污染日益下降，農民可用的農業耕地面積快速地減少，影響了農民經營農業的收入。此外農業具有弱質性，容易受自然災害的影響，農業的生產時常伴隨著高風險，使得大量農民選擇進入城市務工。在2013年時，農民人均工資性收入占比超過人均經營性收入占比。農民人均財產性收入整體呈平穩趨勢，從1998年的1.32%上升到2020年的1.88%，上升幅度較小。農民人均轉移性收入從1998年的7.67%提升到2020年的17.08%，整體上升值為9.41%。說明福建省政府不斷加大農民的價格補貼、退休金等補助，提升社會福利救濟，積極推進鄉村振興。

從圖2可以看出，糧食產量與農民收入的整體趨勢呈相反方向，糧食產量從1998年到2009年下降的幅度較大，2009年之后福建省糧食產量下降幅度開始逐漸平穩，在2016年福建省糧食產量開始有小幅度的上升，到2020年糧食產量為502.32萬t。而福建省農民收入整體呈上升趨勢，從1998年的2 946元上升到2020年的20 880元，說明福建省農民收入的提高并不是由糧食生產所引起，這會使農民種植糧食的積極性降低，從而影響糧食安全。

2 糧食生產與農民收入動態關系實證研究結果與分析

2.1 變量選取與數據來源

基于以往研究，選取了農民收入作為被解釋變量Y，糧食生產作為解釋變量X，其中農民收入用農民人均可支配收入代替，糧食生產用糧食總產量代替。本文采用福建省1998—2020年的農民人均可支配收入和糧食總產量的相關數據。數據來源于福建統計年鑒、各地級市統計年鑒。

2.2 糧食生產與農民收入的相關性分析

從表1可以看出，糧食生產與農民收入的相關系數為-0.800 3，兩者是一種負相關關系，而且相關程度顯著，糧食生產對農民收入的影響力為負。

2.3 ADF單位根檢驗

一般情況下，經濟時間序列數據不平穩，采用ADF單位根檢驗方驗法，分別對變量LNY、LNX進行平穩性檢驗，結果見表2。由表2可知，LNY和LNX的二階時間序列是平穩的。

2.4 VAR模型參數估計

對VAR模型進行參數估計，根據AIC、SC準則確定最優階數，從表3可以看出，階數1的AIC和SC值分別約為-8.69和-8.40，是0 ～ 5階數中的AIC和SC的最小值。因此VAR模型的最優滯后階數為1。

2.5 變量的協整檢驗

為了檢驗糧食生產與農民收入是否具有長期穩定的關系，本文采用EG兩步檢驗法來檢驗。首先對農民收入和糧食產量進行OLS回歸分析，之后對殘差項進行平穩性檢驗。從表4可以看出，R值為0.873 732，F統計量為145.312 7，F統計量的概率為0。說明模型顯著。變量LNX的P值為0，小于0.05，說明變量LNX在5%的水平上顯著。變量LNX的系數為-2.897 788，說明糧食生產與農民收入存在顯著負向影響，即糧食產量每增加1%，農民收入則減少2.9%。主要原因有以下幾點：① 福建省是一個人多地少的省份，人均耕地資源較少。近年來福建省城市經濟快速發展，大量的耕地被用于城市建設，糧食生產是需要耕地作為基礎，沒有大量的耕地，糧食生產難以形成一定的經營規模，種糧的生產邊際效應降低，難以有效提升糧食產量，種糧耕地面積的減少也導致農民的糧食用地的成本增大。② 糧食生產所獲得的收益相比于蔬菜、瓜果、茶葉等作物所獲得的收益低，這使得農民選擇種植其他經濟作物。而且城市經濟發展高于農村，在城市工作所獲得的工資比種糧的收益大，這使得大量的農民放棄種植糧食，選擇進入城市務工。③ 農業是一個投入大回報率低的產業，糧食生產也是如此。糧食生產需要大量的資金投入，隨著資金不斷加大，種糧的成本也不斷提高。糧食生產也需要農業科技、農業工具的支持，這方面的投入，也加大了種糧的成本。加之糧食生產是靠天吃飯，容易受到旱災、蟲災、洪災等自然災害的影響，一次自然災害可能使得糧食全年無收，可見糧食生產的風險性較高。④ 糧食收購價格低是農民不種植糧食的重要原因之一，因為農民只是生產者，沒有糧食的定價權，糧食價格由市場供求以及糧食經銷商所決定。當市場上糧食供不應求時，即糧食的供應量減少，需求量增多，價格就會上漲，反之當糧食供大于求時，即糧食供應量增加，需求量減少，糧食價格就會下降。由于糧食具有需求彈性低的特性，致使糧食價格較低。而且糧食經銷商為了自身利益最大化會壓低糧食的收購價，導致糧食收益降低，農民無法獲得適當的利潤。再加上近年來糧食生產所需要的種子、農藥、化肥、農用器具、機械機油等生產資料價格的上漲，導致糧食生產成本的不斷上升，壓縮了種糧農民的利潤空間，農民生產糧食的經濟效益不斷降低。⑤ 福建省政府近幾年出臺了一些相關政策，來提高農民種植糧食的積極性，但對于糧食的補貼額度不大，糧食種植的補償機制并不成熟，政策扶持力度不夠，對種糧農民的覆蓋面狹窄，政策落實不到位。該模型的殘差項在1%、5%、10%這3種顯著性水平的臨界值下是平穩的，說明糧食生產與農民收入存在協整關系。

2.6 Granger因果檢驗

通過EG兩步檢驗法表明糧食生產與農民收入存在長期穩定的關系。為了判斷糧食生產與農民收入是否存在因果關系，本文使用Granger因果檢驗法。從表5可以看出，第1行的相伴概率為0.911 2，大于0.05，說明在5%的顯著性水平下原假設成立，即LNY不是LNX的格蘭杰原因。第2行的相伴概率為0.001 6，小于0.05，表明LNX是LNY的格蘭杰原因，說明糧食生產的變動會影響農民收入的變動。

2.7 脈沖響應分析與方差分析

由圖3（a）可知，糧食生產的變化對農民收入的沖擊影響在第1期為0，在當期沒有影響，之后糧食生產的變化對農民收入的沖擊影響為負，并不斷緩慢下降，從第2期的-0.7%一直下降到第10期的-3.6%。說明無論短期還是長期糧食生產的變化對農民收入沖擊影響是負向，具有持續性并作用力持續增加。由圖3（b）可知，農民收入的變化對糧食生產的沖擊影響從第1期到第10期為0.1%，為正向沖擊影響。農民收入對糧食生產沖擊影響在短期和長期內影響較小，一直長期趨于穩定。

LNY方差分解結果（見表6）表明農民收入對自身的貢獻率整體呈下降狀態，從第1期的100%遞減至第10期的33%，短期內農民收入自身的貢獻率下降速度較快。糧食生產對農民收入的貢獻率呈上升趨勢，從第1期的0上升到第10期的67%。在第1～6期農民收入對自身的貢獻率高于糧食生產對農民收入的貢獻率，起到主要作用。從第7期開始，糧食生產對農民收入貢獻率高于農民收入對自身的貢獻率，一直持續到第10期。從LNX方差分解結果（見表6）可以看出糧食生產對自身的貢獻率從第1期的99.8%下降到第10期99.7%，下降的程度較低。而農民收入對糧食生產的貢獻率整體雖然呈上升趨勢，但是上升程度較低，從第1期的0.16%上升到第10期的0.26%，僅上升了0.16%。說明第1期到第10期，糧食生產的標準差的絕大部分被自身承受，一直起到主要作用，而農民收入對糧食生產的作用效果不明顯。

3 結論與建議

通過上述研究得出以下幾點結論：① 根據EG兩步檢驗法結果顯示，糧食生產與農民收入存在長期穩定的關系，且糧食生產與農民收入呈負相關的關系，即農民生產糧食不能使農民收入增加，反而會使農民收入下降。② 根據Granger因果檢驗顯示，糧食生產與農民收入存在因果關系，糧食生產的變動會影響農民收入。③ 脈沖響應分析顯示，糧食生產的變動對農民收入不僅有長期沖擊影響，也有短期沖擊影響。糧食生產對農民收入的沖擊影響無論短期還是長期均為負影響，且糧食生產對農民收入的負影響隨著時間推移不斷加強。農民收入對糧食生產的沖擊影響呈正向，一直處于平穩的狀態。④ 方差分解結果顯示，糧食生產對農民收入的貢獻率要大于農民收入對糧食生產的貢獻率。

為了實現福建省糧食增收的同時提升農民收入，本文提出以下幾點建議：① 福建省政府應加大對糧食生產的財政投入，加強農民種植糧食的補貼力度，完善種糧補貼機制。保障農民生產糧食可以獲得相應的收益。對種糧所需要的農藥、化肥、農用工具、種子等農業生產資料進行適當補貼，從而降低農民種植糧食的成本。同時對受旱災、蟲災等自然災害的農民給予一定的資金補助，并為農民提供合適的農業保險，減少農民種植糧食所面臨的風險。② 政府應對糧食收購價格和農業生產資料進行有效控制，適當提高糧食的收購價格，降低農業生產資料價格，避免出現糧食價格過低、農業生產資料價格過高的局面，使農民種糧收益不低于其他經濟作物或進城務工所獲得的收益，從而提高農民種植糧食的積極性。③ 政府應加強農業基礎建設、道路交通建設，適當引導企業與農民合作，形成規模經營，充分利用土地資源，提高糧食的生產效率。并為農民提供相應的技術支持以及糧食產品的推廣宣傳，對種植糧食的農民進行專業化的指導與培訓，例如優質糧食生產技術、病蟲防治等。培養出懂技術、會經營的高素質農民，讓農民可以種植高質量的糧食，創造獨有的糧食品牌，推動農業現代化的發展，提高糧食生產的利潤，從而實現農民增收。

參 考 文 獻

[1] 陳中偉，張雪艷，華長營.農民收入與農業收入“雙增長”驅動因素分析[J].鄭州航空工業管理學院學報，2022，40（1）：32-39.

[2] 張變華，靳東升，吳攀升，等.縣域農業結構調整與產業升級對農民收入的影響[J].現代農業科技，2021（20）：212-214.

[3] 趙洪丹，陳麗爽.農產品價格與農民收入增長關系研究：基于吉林省四平市數據的實證分析[J].價格理論與實踐，2021（10）：168-171.

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[5] 楊銘，徐夢茹，夏彩瑞.河南省糧食產量與農民收入的相關性分析[J].糧食科技與經濟，2019，44（10）：26-29.

[6] 秦志勇，李遠景.基于糧食安全角度的糧食生產與農民收入的關系研究[J].青島農業大學學報（社會科學版），2014，26（3）：21-24.

[7] 魏君英，何蒲明.基于糧食安全的糧食生產與農民收入關系的實證研究[J].統計與決策，2009（6）：100-101.