农作物机械作业面积与农民收入增长——基于江苏省的协整分析

孙茂洋,马 骏,2*

(1.河海大学 商学院, 江苏 南京 210098；2.南京大学 理论经济学博士后流动站, 江苏 南京210093)

农作物机械作业面积与农民收入增长

——基于江苏省的协整分析

孙茂洋1,马 骏1,2*

(1.河海大学 商学院, 江苏 南京 210098；2.南京大学 理论经济学博士后流动站, 江苏 南京210093)

摘要：以1990～2013年江苏省机耕面积、机播面积、机械植保面积和机械收获面积为农作物机械作业面积具体指标，以农村居民家庭人均纯收入作为农民收入增长的指标，利用Johansen协整检验和Granger(格兰杰)因果检验方法研究了江苏省农作物机械作业面积与农民收入增长之间是否存在长期均衡关系及格兰杰因果关系。结果表明江苏省农作物机械作业面积与农民收入增长之间存在长期均衡关系，农作物机械作业面积对农民收入增长的作用不明显，但是农民收入的增长对机械植保面积和机械收获面积作用明显。

关键词：农作物机械作业面积；农民收入增长；协整分析；格兰杰因果检验

0引言

农民收入增长问题一直备受关注，在2015年中央一号文件《关于加大改革创新力度加快农业现代化建设的若干意见》和江苏省委2015一号文件《关于加大农村改革创新力度 推动现代农业建设迈上新台阶的意见》中都明确提出了建设现代农业，增加农民收入等问题。近年来学术界关于影响农民收入增长方面的研究越来越多，如温涛等[1]用50余年的时间序列数据，对中国整体金融发展与农民收入增长的关系进行了协整检验、格兰杰因果检验和VAR分析，结果显示前者对后者有负效应，并提出通过改进当前的金融结构来促进农民收入增长。关浩杰[2]从农民收入结构(家庭经营性收入、工资性收入、财产性收入和转移性收入)的角度研究了改革开放以来我国农民收入的变化和影响因素，发现在2011年之前农民收入结构中家庭经营性收入占比始终超过45%，但是其比重和贡献率却一直在降低，而工资性收入的比重和贡献率在逐渐提高。陈银娥等[3]利用相关数据研究了农村基础设施投资与农民收入之间的关系，结果显示农村基础设施投资对农民收入的作用非常有限。赵丽等[4]采用聚类分析的方法研究了环京津贫困区耕地面积变化与农民收入变化之间的关系，结果显示这两个变量之间存在长期的均衡关系。农业机械化是农业现代化的重要举措，吴彦红等[5]从农业机械投资收益和作业技术经济方面分析了农业机械化的经济性作用，指出可以通过发展农业机械化的方式来促进农民增产增收。白人朴[6]通过分析全国农民人均纯收入、农业从业人员和农机总动力变化情况，以及各省情况，发现农业机械对于农民增收具有重要作用。

江苏省既是经济大省，又是农业大省，江苏省2013年农村居民人均纯收入为13597.8元[7]，在全国排名第五。该省农机装备总量大幅增长，机械化水平持续提高，全省农业综合机械化水平达到78%[8]。本文在参考前人研究的基础上，采用Johansen协整检验和Granger(格兰杰)因果检验方法，探讨了农作物机械作业面积与农民收入增长之间是否存在关系。本文将重点研究两方面内容：通过协整检验，研究农作物机械作业面积与农民收入增长之间是否存在长期均衡关系；通过Granger因果检验，考察农作物机械作业面积与农民收入增长之间是否存在因果关系。最终结合以上研究分析得出的结论提出增加江苏省农民收入的合理建议。

1变量选取与研究思路

1.1指标选取与数据说明

本文选取1990～2013年江苏省农作物机械作业面积与农民收入增长的相关指标进行研究分析。农作物机械作业面积具体分为4个指标：机耕面积、机播面积、机械植保面积和机械收获面积[8]。农民收入增长的指标用农村居民家庭人均纯收入来衡量。机耕面积、机播面积、机械植保面积、机械收获面积和农村居民家庭人均纯收入的详细数据如表1所示。

表1　江苏省农作物机械作业面积与农村居民家庭人均纯收入数据(1990～2013)

注：资料来源于《江苏统计年鉴》1990～2013年各期。

获取原始数据后，在使用Eviews 6.0进行数据分析时，需要对数据进行转换，以消除异方差，具体的变量设定见表2。

表2　变量定义表

1.2研究思路

本文先进行协整检验，研究农作物机械作业面积与农民收入增长之间是否存在长期均衡关系；然后，再使用Granger因果检验，考察各变量之间是否存在因果关系。

对于非平稳时间序列的协整检验，主要有两种方法，即EG(Engle-Granger)两步法和Johansen协整检验。由于EG两步法最多只能判断一组数据中多个变量之间的一个协整关系，难以满足本文的要求，所以本文采用Johansen协整检验。

在进行Johansen协整检验之前必须进行单位根检验，以判断所分析的变量是否是非平稳序列。只有在所分析的变量都是非平稳序列的前提下，才可以进行Johansen协整检验。关于单位根检验的判别方法，本文采用ADF(Augment dickey-fuller)法。并在此基础上，采用AIC最小值法，选择VAR(矢量自回归)模型最优滞后期m。根据滞后期m-1，设定Johansen协整检验的滞后期。最后，以滞后期m进行Granger因果检验分析。本文章整体研究思路如图1所示。

2实证分析

2.1平稳性检验

关于时间序列数据的平稳性检验常见的方法有自相关函数检验和ADF检验，本文采用后者。在进行ADF检验之前，需要先通过绘制序列数据的曲线图来确定序列中是否含有截距项和时间趋势。具体的检验结果见表3，在1%、5%和10%的显著性水平下，ADF值均大于lx1、lx2、lx3、lx4和ly这4个时间序列的临界值，所以不能拒绝原假设。当取一阶差分后，ADF值都小于10%的临界值，且概率P值都小于0.1，可以拒绝原假设，认为差分序列不存在单位根，差分序列不平稳，可以进行下一步的协整检验。

图1　研究思路图

变量检验类型(i,t,m)ADF值临界值1%5%10%P值是否平稳lx1(i,0,0)0.03702-3.752946-2.99806-2.638750.9529不平稳dlx1(i,0,0)-4.29891-3.769597-3.00486-2.642240.0031平稳lx2(i,0,0)-0.16987-3.752946-2.99806-2.638750.9296不平稳dlx2(i,0,0)-3.31870-3.769597-3.00486-2.642240.0263平稳lx3(i,0,0)-2.01501-3.752946-2.99806-2.638750.2787不平稳dlx3(i,0,0)-3.89055-3.769597-3.00486-2.642240.0077平稳lx4(i,0,0)-0.83680-4.416345-3.62203-3.248590.9468不平稳dlx4(i,0,8)-2.88216-4.004425-3.09890-2.690440.0725平稳ly(i,t,0)-1.54621-4.416345-3.62203-3.248590.7826不平稳dly(i,t,6)-3.29541-4.571559-3.69081-3.286910.0986平稳

注：在检验类型(i,t,m)中，i代表截距，t代表趋势,m代表滞后项，0代表无趋势无滞后项。

2.2协整检验

在进行Johansen协整检验时需要先确定滞后阶数，所以需要先通过一定方法来确定最优阶数。在VAR模型中，关于滞后期数目的确定本文采用AIC最小准则法选择，通过Eviews操作得到在各种滞后期下AIC的值(表4)，通过对比发现当滞后期选择3时AIC值(-20.10046)最小，因此可以确定本文设定的VAR模型的滞后期为3。

表4　VAR最优滞后期的确定

在进行Johansen协整检验时，滞后阶数要比无约束VAR模型的滞后阶数小1，因此协整检验的滞后阶数为2，其结果通过计算迹统计量(Trace)值来进行判定。另外，在进行5种趋势项假设中，选择有截距项、无时间趋势的假设。具体的检验结果如表5，迹统计量的第一原假设“无协整”表示没有协整关系，如果其对应的P值大于5%，则接受原假设，否则拒绝原假设，依次循环。第五原假设“至多4个协整”表示至多4个协整关系，此时迹统计量(2.827469)小于临界值(3.841466)，且P值(0.0927)大于5%，接受原假设，认为各变量间存在4个协整关系。这充分证明农作物机械作业面积与农民收入增长之间存在长期均衡关系，且该关系可由以下协整方程表示：

lny=0.963506×lnx1+0.18769×lnx2+0.044107×lnx3+0.84624×lnx4

(1)

可以根据协整方程判断，江苏省农村居民家庭人均纯收入与机耕面积、机播面积、机械植保面积和机械收获面积均呈现出正相关的长期均衡关系。由于文中在进行Eviews检验时已经对所有变量进行了对数化处理，因此在公式(1)中各个自变量前的参数即相应的收入弹性。当机耕面积、机播面积、机械植保面积和机械收获面积分别增加1%时，农村居民家庭人均纯收入相应提高0.963506、0.187690、0.044107、0.84624个百分点。

表5　Johansen协整检验结果

2.3Granger因果检验

通过上文的Johansen协整检验分析可知，江苏省农作物机械作业面积与农民收入增长之间存在长期均衡关系，但是无法确定所研究变量之间是否构成Granger因果关系，因此下面将进行Granger因果检验。前文中已经通过AIC(赤池信息量)最小值法确定了VAR模型的最佳滞后期3，所以在进行Granger因果检验时也采用此值，具体的检验结果如表6。

表6　格兰杰因果检验结果

注：y≠>x4表示y不是x4的格兰杰原因；y=>x4表示y是x4的格兰杰原因；P值表示接受原假设的概率；决策的标准是在10%的显著性水平下，P值大于0.1时接受原假设，否则拒绝原假设；AC表示接受，RE表示拒绝。

通过上文中的格兰杰因果检验发现，在10%的置信水平下，机耕面积、机播面积与农村居民家庭人均纯收入都不是各自的格兰杰原因；机械植保面积不是农村居民家庭人均纯收入的格兰杰原因，但农村居民家庭人均纯收入是机械植保面积的格兰杰原因；机械收获面积不是农村居民家庭人均纯收入的格兰杰原因。这说明机耕面积、机播面积、机械植保面积和机械收获面积对促进农村居民家庭人均纯收入的增加作用不明显，但是农村居民家庭人均纯收入增长却能促进机械植保面积和机械收获面积的增加。

虽然江苏省第一产业在地区生产总值中的贡献率仅为1.8%，但是在积极推进“两个率先”进程中，江苏省积极加快建设现代农业，提高农业机械装备和技术水平，努力提高农民收入水平。虽然农业机械作业面积不是农民收入增加的格兰杰原因，但是机械化作业方式大大地释放了劳动力，使更多的劳动力可以外出务工，或是经营其他业务，无疑也会增加农民的收入。通过前文的分析，可以发现农民收入增加之后，会相应地增加机耕收获面积和机械植保面积。为此需要合理装备农业机械，提高利用效率；加强农业机械使用技术人员培训工作，保证人才队伍建设；健全融资平台，完善农村金融服务体系，扩大农民借贷渠道，增加补贴。

3结论

本文通过协整检验和格兰杰因果分析方法，对1990～2013年江苏农作物机械作业面积与农民收入增长之间的关系进行研究，结果表明：江苏农作物机械作业面积与农民收入增长之间存在长期均衡关系，当机耕面积、机播面积、机械植保面积和机械收获面积分别增加1%时，农村居民家庭人均纯收入相应提高0.963506、0.187690、0.044107、0.84624个百分点；机耕面积、机播面积、机械植保面积和机械收获面积对促进农村居民家庭人均纯收入的增加作用不明显，但是农村居民家庭人均纯收入增长却能促进机械植保面积和机械收获面积的增加。

参考文献:

[1] 温涛,冉光和,熊德平.中国金融发展与农民收入增长[J].经济研究,2005(9):30-43.

[2] 关浩杰.收入结构视角下我国农民收入问题研究[D].北京:首都经济贸易学院,2013.

[3] 陈银娥,刑乃千,师文明.农村基础设施投资对农民收入的影响:基于动态面板数据模型的经验研究[J].中南财经政法大学学报,2012(1):97-103.

[4] 赵丽,张蓬涛,朱永明.环京津贫困区耕地资源与农民收入的关系:基于保定市7个贫困县的面板数据分析[J].水土保持通报,2014,34(2):255-261.

[5] 吴彦红,严霖元,刘云.发展农业机械化增加农民收入[J].中国农机化学报,2005(1):20-22.

[6] 白人朴.农业机械化与农民收入翻番[J].中国农机化学,2009(1):10-12.

[7] 江苏省统计局.2014江苏省统计年鉴[M].北京:中国统计出版社,2014.

[8] 吴萍,曹光乔,曹曙明.加快转型升级推动江苏农业机械化发展[J].中国农机化学报,2014,11(6):315-317.

(责任编辑：许晶晶)

Agricultural Machinery Operation Area and Farmer’s Income Growth:Based on Co-integration Test for Jiangsu Province

SUN Mao-yang1, MA Jun1,2*

(1. College of Business, Hohai University, Nanjing 210098, China;2. Post-doctoral Research Station of Theoretical Economics, Nanjing University, Nanjing 210093, China)

Abstract：Machine-cultivated area, machine-sowed area, machinery plant protection area and mechanical harvest area were used as agricultural machinery operation area indicators from 1990 to 2013 in Jiangsu province, as well as farmer income growth indicator was the per capita net income of rural households. Co-integration test and Granger causality relation test were used to analyze the long-term equilibrium relationship and causal relationship between agricultural machinery operation area and farmer income growth in Jiangsu province. The results indicated the presence of long-term stable equilibrium relationship between agricultural machinery operation area and farmer income growth in Jiangsu province, the role of agricultural machinery operation area in promoting farmer income growth was not significant, but farmer income growth played a significant role in promoting machinery plant protection area and mechanical harvest area.

Key words：Agricultural machinery operation area; Farmer's income growth; Co-integration test; Granger causality relation test

收稿日期：2015-09-07

作者简介：孙茂洋(1989—)，男，江苏徐州人，硕士研究生，研究方向为区域经济学。*通讯作者: 马骏。

中图分类号：F061.5

文献标志码：A

文章编号：1001-8581(2016)04-0120-04