从宏观和微观层面对于提高农民收入的实证分析

从宏观和微观层面对于提高农民收入的实证分析 胡晓晓 （中央财经大学财政学院资产评估，2010210069） 摘 要：本文首先建立了关于农民人均收入与财政支农支出、全国粮食总产量三变量的无 约束性向量自回归模型，利用脉冲响应函数和方差分解方法分析财政的投入和粮食产量对 农民收入冲击的传递效应，从而对农民收入增长的长期趋势进行初步探讨。然后本文又选 择了农民人均收入与财政医疗卫生投入机构数、财政教育经费投入数这三个项目，进行了 方差分解和脉冲响应方面的分析，进一步讨论了农民收入增长可以实现的方法。 关键词：农民收入增长；AR（p）模型；脉冲响应函数；方差分解 Abstract: This paper firstly established on farmers per capita income and expenditure, fiscal support for the national total grain output three variables without binding vector regression models, applies impulse response function and variance decomposition methods to analyze financial input and grain yield of farmers income shock transfer effect of the farmers income growth, thus the long-term trend for a preliminary discussion. Then, this paper also chose farmers per capita income and finance medical health investment institutions, number of financial education expenditure of the three projects, variance decomposition and impulse response analysis, further discusses the farmers income growth can realize method. Key words: The farmers income growth; VAR(p) model; Pulse response function; Variance analysis 一、引言 随着全国经济的平稳快速发展， “三农”问题也显得尤为重要，成为近几年热议的问题， 也是中央财政关心的重点。实现农民收入的增长，提高农民的生活水平，加快城乡一体化 建设，也是经济建设中的一大难题。什么因素影响着农民收入，什么因素对农民收入的提 高影响最大，这些也是近几年学者热衷探讨的问题，本文对此进行了探讨。为此，本文首 先选取了 1995-2008 年的全国农民人均收入、财政支农支出、粮食总产量三个变量，先从 协整分析出发，进行了单位根检验，通过协整分析考察三个变量之间是否存在着长期、稳 定的均衡关系，之后建立误差修正模型进行检验，并利用脉冲响应函数和方差分解方法进 行分析。然后选取了财政的卫生和教育方面的投入，进一步讨论了这两个因素对提高农民 收入的影响，从而更全面的分析农民收入的影响因素。 二、对于影响农民收入因素的实证分析 （一）模型和数据选择 1、变量选择与数据处理 本文所使用的数据为 1995-2008 年的年度数据，原始数据来源于中经网统计数据库.本 文为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换，变换后不影响原序列的 相关性。并且在本文中采用了农民人均收入取代全国农民总收入，消除了中国农民人口基 数大的影响，使分析更加具有说服性。分别用 LnPERSRt、LnZCt 和 LnLSt 表示取自然对数 后的实际农民人均收入、实际支农支出和实际粮食总产量。 2、单位根检验 首先进行时间序列的单位根检验,对原序列检验我们发现,全国的农民人均收入、财政 支农支出和全国粮食总产量的 ADF 检验值均大于在 5%显著性水平下的临界值，所以原序列 为非平稳序列，进而对其一阶差分进行检验, 发现经过一阶差分后序列的 ADF 检验值均小 于在 5%显著性水平下的临界值,可见一阶差分后的序列是平稳的。因此，LnPERSRt、LnZCt 和 LnLSt 三个序列都是一阶单整的, 满足协整关系的前提。ADF 检验结果如下： 表 1 时间序列 LnPERSRt、LnZC t、和 LnLSt 单位根检验 序列 检验类型（c，t，n） ADF 值 临界值(5%) 结 论 LnPERSRt （c，t，2） -1.34 -3.57 非平稳 DLnPERSRt （ c，0，2） -3.16 -2.97 平 稳 LnZCt （c，t，2） -1.27 -3.58 非平稳 DLnZCt （ c，0，2） -4.15 -2.97 平 稳 LnLSt （c，t，2） -1.06 -3.57 非平稳 DLnLSt （ c，0，2） -3.49 -2.97 平 稳 注：（c ， t，n）分别表示在 ADF 检验中是否有漂移项、时间趋势和滞后期，DLnPERSR t、DLnZC t 和 DLnLSt 为 LnPERSRt、LnZC t 和 LnLSt 的一次一阶差分。 3、协整检验 通过对 LnPERSRt 和 LnZCt、LnLSt 进行最小二乘法回归,可知可决系数达到了 86.11%, 说明拟合优度很高。若变量序列 LnPERSRt 和 LnZCt、LnLSt 存在协整关系，则模型估计式 的残差序列 E 应该是平稳的，因此对 E 做单位根检验，ADF 检验结果如下： 表 2 残差序列单位根检验 序列 检验类型（c，t，n） ADF 值 临界值 结 论 E （c，0，2） -4.90 -2.62 平 稳 由此可知，残差序列的 ADF 检验统计量为-4.90，小于显著水平的临界值，因此可以认 为残差序列 E 是平稳的，这表明全国的农民人均收入、财政支农支出和全国粮食总产量之 间存在协整关系，而且是唯一的，说明财政支农支出和全国粮食总产量对农民人均收入有 明显的影响，两者同农民人均收入存在长期稳定的关系。通过对回归函数系数的考察可知， 长期来说，LnZCt 每变动 1%，LnPERSRt 变动 1.25%，而 LnLSt 每变动 1%，LnPERSRt 变动 3.32%。 4、向量自回归模型的参数估计 利用 OSL 估计模型的结果如下： 第 3 页 共 10 页 tttt ttttt XXX321,32,1 1,32,32,15.02.07.914. 4.06.8.84.7.506. 对 VAR（1）进行 AR 特征多项式根的检验，可知被估计的 VAR（1）模型所有根模的倒 数小于 1，即位于单位圆内，说明 VAR（2）模型是稳定的。在这里，我们要根据（2）来分 析财政支出、粮食产量对农民收入影响的动态关系，因此，可以从上式中分离出当期 LnPERSRt 与 LnPERSRt-i 、LnZCt-i 、和 LnLSt-i 的关系（这里 i=1，2），即： LnPERSRt=0.55LnPERSRt-1-0.14LnPERSRt-2+4.08LnLSt-1-3.91LnLSt-2+0.82LnZCt- 1+0.07LnZCt-2-2.61.(3) 5、误差修正模型 协整检验结果表明全国的农民人均收入、财政支农支出和全国粮食总产量之间存在长 期稳定的均衡关系，但是变量的这种长期均衡与其短期波动之间的关系，以及三变量之间 短期波动的关系，还需要进一步验证。因此，在协整分析的基础上，需建立全国的农民人 均收入、财政支农支出和全国粮食总产量之间的误差修正模型。三变量的 ECM 模型为： DLnPERSRt=-24.53+3.87DLnLSt+1.33DLnZCt-0.04ECMt-1 t=（-1.96） （1.96） （6.08） （0.12） se=（12.53） （1.96） （6.08） （0.12） R2=0.82 =0.76 n=13 DW=1.962 该模型反映了 LnPERSRt 受 LnZCt、LnLSt 影响的短期波动规律，表明短期内财政支农 支出和全国粮食总产量可能偏离它们和农民人均收入的长期均衡水平，但它们由短期偏离 向长期均衡调整的速度比较快。由上式可以看出短期内财政支出在农民方面的总额变动 1% 将引起农民人均收入同方向变动 1.33%；短期的粮食总产量额变动 1%将引起农民人均收入 同方向变动 3.87%；ECMt-1 的系数反映了对偏离长期均衡的调整力度，上一年度的非均衡 误差以 0.04 的比率反向修正本年度农民收入增长的偏离，因此，LnPERSRt 在不断修正中 发展。 总之，误差修正模型更好的纳入了长短期信息，说明农民人均收入、财政支农支出和 全国粮食总产量存在动态均衡机制。 （二）脉冲响应函数和方差分解 1、脉冲响应函数 由于 VAR（p）模型是一种非理论性的模型，它无需对变量作任何先验性约束，因 此在分析 VAR（p）模型时，往往不分析一个变量的变化对另一个变量的影响如何，而是分 析当一个误差发生变化时，或者说模型受到冲击时系统的动态影响，这种方法称为脉冲响 应函数方法。 -.1.0.1 .2.3 5101520 Respone fLNPERS toLNS -.1.0.1 .2.3 5101520 Respone fLNPERS toLNZC Respon tChlsky One .D Invations-.1.0.1.2 .3 5101520 Respone fLNPERS toLNS -.1.0.1 .2.3 5101520 Respone fLNPERS toLNZC Respon tChlsky One .D Invations 图 1 农民人均收入对粮食产量冲击的响应 图 2 农民人均收入对支农支出冲击的响应 图 1 是对粮食产量的冲击引起农民人均收入变化的脉冲响应函数图，从图 1 可以看出， 当在本期给粮食产量一个正冲击后，引起农民收入的快速上升，并在第 2 期达到最高点， 此后波动趋缓，从第 10 期以后开始稳定。这表明，农民收入受到粮食产量的一个冲击，会 迅速传递到农民自身，给自身收入带来同向的冲击，冲击效应在第 2 年时达到最大，之后 下降并趋于稳定。即粮食产量的正向冲击对农民收入的增长具有显著的促进作用，并且这 一显著的促进作用具有较长的持续效应。 图 2 是对支农支出冲击引起的农民收入变化的脉冲响应函数图，从图 2 可以看出，当 在本期给财政支出一个正冲击后，引起农民收入的缓慢向上波动，并在第 9 年以后增速减 缓。这表明，财政受到外部的一个正冲击，会快速传递到农民，引起农民收入的波动，直 到第 9 年以后这一影响才开始趋向缓和平稳并开始稳定上升。可见，财政支出的冲击对农 民收入的影响较大且较为深远。 2、方差分解 脉冲响应函数是反映系统对一个内在变量的冲击效应，而方差分解是将系统的均方误 差分解成各变量冲击所做的贡献。 0204060 8010 24681021461820 Percnt LNPERS varince du toLNPERS 0204060 8010 24681021461820 Percnt LNPERS varince du toLNS 0204060 8010 24681021461820 Percnt LNPERS varince du toLNZC Varince Dompsitn 0204060 8010 24681021461820 Percnt LNPERS varince du toLNPERS 20406080 10 24681021461820 Percnt LNPERS varince du toLNS 20406080 10 24681021461820 Percnt LNPERS varince du toLNZC Varince Dompsitn 0204060 8010 24681021461820 Percnt LNPERS varince du toLNPERS 20406080 10 24681021461820 ercnt LNPERS varince du toLNS 20406080 10 24681021461820 Percnt LNPERS varince du toLNZC Varince Dompsitn 图 3 农民收入对自身的贡献度 图 4 粮食产量对农民收入的贡献度 图 5 支农支出对农民收入的贡献度 图 3 是对农民收入的方差分解图，横轴表示滞后期间数（年度），纵轴表示农民收入 对自身的贡献度（%）。表 3 所列的方差分解结果说明，考虑农民本身的贡献度，在滞后 1 期，财政部门本身对农民收入的贡献度最大，达到 100%，以后贡献度逐步回落。 表 3 对农民收入的方差分解结果 滞后期 财政冲击 投资冲击 消费冲击 第 5 页 共 10 页 1 100.00 0.00 0.00 4 83.00 15.00 2.00 8 82.00 14.00 4.00 12 85.00 10.88 3.83 16 87.77 7.65 4.58 20 89.56 5.21 5.23 图 4 是粮食产量对农民收入的方差分解图，横轴表示滞后期间数（年度），纵轴表示 粮食产量对农民收入的贡献度（%）。表 3 所列的方差分解结果说明，在滞后 1 期，粮食产 量对农民收入的贡献度为 0，为最小，以后贡献度逐步上升，在之后 2 期，贡献度达到 20%，之后开始回落，到之后 20 期，为 5.21%。 图 5 是支农支出对农民收入的方差分解图，横轴表示滞后期间数（年度），纵轴表示 财政支出对农民收入的贡献度（%）。表 3 所列的方差分解结果说明，考虑财政支出对农民 收入的贡献度，在滞后 1 期，财政对农民收入的贡献度为 0，之后稳步上升，到 20 期，贡 献率达到 5.23%。 总之，方差分解中显示，从农民收入、粮食产量、财政支出对农民收入增长的贡 献度来看，无论是在短期，还是在长期，农民自身对收入增长的贡献最大，这也说明，农 民收入的增长固然要以经济的增长和财政的帮助为基础，但农民自身确实是促进农民收入 增长最重要的因素。从模型中还可以看出，农民收入的增长不仅当期有关经济变量有关， 还与滞后期的这些经济变量有关，而且这些经济变量对农民收入的影响是长期的。 （三）结论 根据实证分析，基本结论是： 1.粮食生产总额、财政支农支出总额同农民人均收入存在协整关系，二者的增长促进 了农民收入的增长,同时误差修正项对长期稳定趋势的偏离起到了比较明显的收敛作用。 2.当给农民收入、财政支农支出总额和粮食产量一个冲击以后，会引起农民收入的剧 烈波动，财政的正向冲击对全国农民收入的增长具有促进作用且有长期性。粮食产量的正 向冲击对全国农民收入具有显著的促进作用。 3.从方差分析可以看出，在农民收入、财政支出、粮食产量这三个因素来看，尽管都 对农民收入增长做出了贡献，但农民自身对收入增长的贡献最大，说明农民自身确实是促 进农民收入增长最重要的因素。 农民收入的大幅增长，有利于提高政府执政水平，利于社会稳定，能够有力推进国家 的基础设施建设，促进经济发展。 三、提高农民收入因素的实证分析 （一）模型与数据选取 1、变量选择与数据处理 本文所使用的数据为 1995-2008 年的年度数据，原始数据来源于中经网统计数据库， 文中消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换，变换后不影响原序列的相 关性。并且在本文中采用了农民人均收入取代全国农民总收入，消除了中国农民人口基数 大的影响，使分析更加具有说服性。分别用 LnPERSRt、LnWSt 和 LnJYt 表示取自然对数后 的实际农民人均收入、实际卫生机构数量和实际教育经费投入。 2、单位根检验 首先进行时间序列的单位根检验,对原序列检验我们发现, 全国的农民人均收入、全国 现存的卫生机构数量和全国每年教育经费投入的 ADF 检验值均大于在 5%显著性水平下的临 界值，所以原序列为非平稳序列，进而对其一阶差分进行检验, 发现经过一阶差分后序列 的 ADF 检验值均小于在 5%显著性水平下的临界值,可见一阶差分后的序列是平稳的。因此， LnPERSRt、LnWSt 和 LnJYt 三个序列都是一阶单整的, 满足协整关系的前提。ADF 检验结果 如下： 表 1 时间序列 LnPERSRt、LnWS t、和 LnJYt 单位根检验 序列 检验类型（c，t，n） ADF 值 临界值(5%) 结 论 LnPERSRt （c，t，2） -1.34 -3.57 非平稳 DLnPERSRt （ c，0，2） -3.16 -2.97 平 稳 LnWSt （c，t，2） -1.87 -3.57 非平稳 DLnWSt （ c，0，2） -3.46 -2.97 平 稳 LnJYt （c，t，2） -0.95 -3.58 非平稳 DLnJYt （ c，0，2） -3.23 -2.97 平 稳 注：（c ， t，n）分别表示在 ADF 检验中是否有漂移项、时间趋势和滞后期，DLnPERSR t、DLnWS t 和 DLnJYt 为 LnPERSRt、LnWS t 和 LnJYt 的一次一阶差分。 3、协整检验 通过对 LnPERSRt 和 LnWSt、LnJYt 进行最小二乘法回归,可知可决系数达到了 87.03%, 说明拟合优度很高。若变量序列 LnPERSRt 与 LnWSt、LnJYt 存在协整关系，则模型估计式 的残差序列 E 应该是平稳的，因此对 E 做单位根检验，ADF 检验结果如下： 表 2 残差序列单位根检验 序列 检验类型（c，t，n） ADF 值 临界值 结 论 E （c，0，2） -4.11 -2.62 平 稳 由此可知，残差序列的 ADF 检验统计量为-4.11，小于显著水平的临界值，因此可以认 为残差序列 E 是平稳的，这表明农民人均收入、卫生和教育的投入之间存在协整关系，而 且是唯一的，说明财政在卫生、教育方面的投入对农民收入的增加有明显的影响，两者同 农民收入存在长期稳定的关系。通过对回归函数系数的考察可知，长期来说，LnWSt 每变 动 1%，LnPERSRt 变动 4.23%，而 LnJYt 每变动 1%，LnPERSRt 变动 1.67%。 4、向量自回归模型的参数估计 利用 OSL 估计模型的结果如下： tttt tttt LnJYWSPERLnJYWSPERLnJYWSPER3212 148.023.86.1504. 6.05.39.463.7.2.08.275 对 VAR（2）进行 AR 特征多项式根的检验，可知被估计的 VAR（2）模型所有根的模的 倒数小于 1，即位于单位圆内，说明 VAR（2）模型是稳定的。在这里，我们要根据上式来 第 7 页 共 10 页 分析农村卫生和教育的投入对农民收入影响的动态关系，因此，可以从上式中分离出当期 LnPERSRt 与 LnPERSRt-i 、LnWSt-i 、和 LnJYt-i 的关系（这里 i=1，2），即： LnPERSRt=0.62LnPERSRt-1-0.04LnPERSRt-2+1.66LnWSt-1-2.52LnWSt-2+3.39LnJYt-1- 2.86LnJYt-2+5.37.(3) 5、误差修正模型 协整检验结果表明财政在医疗卫生和教育方面的支出与农民收入之间存在长期稳定的 均衡关系，但是变量的这种长期均衡与其短期波动之间的关系，以及三变量之间短期波动 的关系，还需要进一步验证。因此，在协整分析的基础上，需建立农民收入与财政的卫生 和教育支出之间的误差修正模型。三变量的 ECM 模型为： DLnPERSRt=-72.48+3.80DLnWSt+1.59DLnJYt+0.33ECMt-1 t=（-2.44） （2.06） （5.43） （0.98） se=（29.61） （1.83） （0.29） （0.33） R2=0.85 =0.79 n=13 DW=1.792 该模型反映了 LnPERSRt 受 LnWSt、LnJYt 影响的短期波动规律，表明短期内财政在医 疗卫生基础建设和教育经费的投资可能偏离它们和农民收入的长期均衡水平，但它们由短 期偏离向长期均衡调整的速度比较快。由上式可以看出卫生投入每变动 1%将引起全国农民 收入同方向变动 3.80%；教育经费变动 1%将引起农民收入同方向变动 1.59%；ECMt-1 的系 数反映了对偏离长期均衡的调整力度，上一年度的非均衡误差以 0.33 的比率正向修正本年 度的农民收入增长的偏离，因此，LnPERSRt 在不断修正中发展。 总之，误差修正模型更好的纳入了长短期信息，说明农民收入的增加与卫生和教育投 入存在动态均衡机制。 （二）脉冲响应函数和方差分解 1、脉冲响应函数 由于 VAR（p）模型是一种非理论性的模型，它无需对变量作任何先验性约束，因 此在分析 VAR（p）模型时，往往不分析一个变量的变化对另一个变量的影响如何，而是分 析当一个误差发生变化时，或者说模型受到冲击时系统的动态影响，这种方法称为脉冲响 应函数方法。 -.10-.05.0 .05.10 5101520 Respone fLNPERS toLNWS -.10-.05.0 .05.10 5101520 Respone fLNPERS toLNJY Respon tChlsky One .D Inovatins -.10-.05.0 .05.10 5101520 Respone fLNPERS toLNWS -.1-.05.0 .05.10 5101520 Respone fLNPERS toLNJY Respon tChlsky One .D Inovatins 图 1 农民收入对卫生投入冲击的响应 图 2 农民收入对教育投入冲击的响应 图 1 是对卫生投入的冲击引起的农民收入变化的脉冲响应函数图，从图 1 可以看出， 当在本期给卫生投入一个正冲击后，引起农民收入的快速上升，并在第 2 期达到最高点， 此后波动趋缓，从第 6 期以后开始稳定增长。这表明，农民收入受到卫生投入的一个冲击， 会迅速传递到自身，给农民自身的收入带来同向的冲击，冲击效应在第 2 年时达到最大， 之后下降并趋于稳定。说明了卫生投入的正向冲击对农民收入的增长具有显著的促进作用， 并且这一显著的促进作用具有较长的持续效应。 图 2 是对教育投入冲击引起的农民收入变化的脉冲响应函数图，从图 2 可以看出，当 在本期给教育投入一个正冲击后，引起农民收入的向上波动，并在第 7 年以后增速减缓。 这表明，教育投入受到外部的一个正冲击，会快速传递到农民，引起农民收入的波动，直 到第 7 年以后这一影响才开始趋向缓和平稳。可见，投资的冲击对农民收入的增长具有显 著的促进作用，并且这一显著的促进作用具有较长的持续效应。 2、方差分解 脉冲响应函数是反映系统对一个内在变量的冲击效应，而方差分解是将系统的均方误 差分解成各变量冲击所做的贡献。 020406080 10120 24681021461820 Percnt LNPERS varince du toLNPERS 0204060 8010 24681021461820 Percnt LNPERS varince du toLNWS 0204060 8010 24681021461820 Percnt LNPERS varince du toLNJY Varince Dompsitn 020406080 10120 24681021461820 Percnt LNPERS varince du toLNPERS 0204060 8010 24681021461820 Percnt LNPERS varince du toLNWS 0204060 8010 24681021461820 Percnt LNPERS varince du toLNJY Varince Dompsitn 020406080 10120 4681021461820 Percnt LNPERS varince du toLNPERS 2468 10 4681021461820 rct vric e W 2468 10 4681021461820 rct vric tJY Varince Dompsitn 图 3 农民自身对农民收入贡献度 图 4 卫生投入对农民收入贡献度 图 5 教育投入对农民收入贡献度 图 3 是对农民收入的方差分解图，横轴表示滞后期间数（年度），纵轴表示农民自身 对农民收入的贡献度（%）。表 3 所列的方差分解结果说明，考虑农民本身的贡献度，在滞 后 1 期，农民本身对农民收入的贡献度最大，达到 100%，以后贡献度逐步回落。 表 3 对农民收入的方差分解结果 滞后期 财政冲击 投资冲击 消费冲击 1 100.00 0.00 0.00 4 93.84 5.05 1.10 8 92.99 5.29 1.70 12 92.33 5.35 2.31 16 91.49 5.40 3.10 20 90.42 5.46 4.10 图 4 是卫生投入对农民收入的方差分解图，横轴表示滞后期间数（年度），纵轴表示 卫生投入对农民收入的贡献度（%）。表 3 所列的方差分解结果说明，在滞后 1 期，卫生投 入对农民收入的贡献度为 0，为最小，以后贡献度逐步上升，直到滞后 20 期，贡献度为 5.46%。 图 5 是教育投入对农民收入的方差分解图，横轴表示滞后期间数（年度），纵轴表示 第 9 页 共 10 页 教育投入对农民收入的贡献度（%）。表 3 所列的方差分解结果说明，考虑教育对农民收入 的贡献度，在滞后 1 期，教育对农民收入的贡献度为 0，到滞后 20 期，达到最大，为 4.10%，。 总之，方差分解中显示，从农民自身、卫生和教育投入对农民收入增长的贡献度来看， 无论是在短期，还是在长期，农民自身对农民收入增长的贡献都很大，这也说明，农民收 入的增长固然要以经济的增长为基础，但财政制度的变革和加强农民收入管理等因素确实 是促进农民收入增长最重要的因素。从模型中还可以看出，农民收入的增长不仅当期有关 经济变量有关，还与滞后期的这些经济变量有关，而且这些经济变量对农民收入的影响是 长期的。 （三）结论 根据实证分析，基本结论是： 1.财政在医疗卫生和教育经费方面的投入同全国农民收入存在协整关系，二者的增长 促进了农民收入的增长,同时误差修