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內容摘要：本文利用我國1990—2006年的時間序列，對農民收入和農業(yè)現(xiàn)代化的關系進行了深入研究。結果表明，農業(yè)現(xiàn)代化的增長影響農民收入的增長，農民收入的增長也顯著影響了農業(yè)現(xiàn)代化的進程，二者互為因果關系，存在著動態(tài)均衡關系，最后對此做出了總結。

關鍵詞：農業(yè)現(xiàn)代化農民收入?yún)f(xié)整檢驗格蘭杰因果檢驗

早在改革開放之初，我國就提出了實現(xiàn)農業(yè)現(xiàn)代化的農業(yè)發(fā)展目標，迄今已經(jīng)30多年。由于農業(yè)現(xiàn)代化作為一個動態(tài)概念，其理論和實踐隨著我國的經(jīng)濟發(fā)展均發(fā)生了重大變化。目前學術界的研究成果主要集中在經(jīng)濟學、政治學與社會學等學科視野上對農業(yè)現(xiàn)代化內涵、農業(yè)現(xiàn)代化的演變歷程和農業(yè)現(xiàn)代化實現(xiàn)途徑等方面進行論述，也有部分學者利用中國數(shù)據(jù)對中國農業(yè)現(xiàn)代化水平進行了測度和評價。

農業(yè)現(xiàn)代化作為農業(yè)發(fā)展的過程，不但可以有效保證農民收入增加，而且作為農業(yè)和農村發(fā)展的結果，最終的動態(tài)均衡也將是農民充分享受農業(yè)現(xiàn)代化的成果。本文正是基于這個角度，研究農民收入和農業(yè)現(xiàn)代化之間的動態(tài)均衡關系。

理論與方法

近年來發(fā)展起來的處理平穩(wěn)數(shù)據(jù)的方法——協(xié)整可用于檢驗經(jīng)濟時間序列變量水平數(shù)據(jù)是否存在長期均衡關系，格蘭杰因果檢驗則可用于確定時間序列變量之間是否存在因果關系，二者均要求時間序列變量具有平穩(wěn)特征。因此在實證檢驗和建模之前首先檢驗時間序列變量的平穩(wěn)性。

此后，要對數(shù)據(jù)進行協(xié)整分析。關于協(xié)整關系的檢驗，方法很多，主要有Engle——Granger兩步法、Johansen完全信息極大似然法、Mackinnon法、頻域非參數(shù)譜回歸法和Bays法。本文將以Johansen和MLE估計方法進行協(xié)整檢驗。

最后，對數(shù)據(jù)進行格蘭杰因果關系檢驗。協(xié)整關系是一種長期均衡穩(wěn)定關系，但是這種關系并不一定構成因果關系。Granger（1988）指出，如果變量之間是協(xié)整的，那么至少存在一個方向上的Granger原因；在非協(xié)整情況下，任何原因的推斷將是無效的。

樣本說明

農業(yè)現(xiàn)代化帶來的農業(yè)生產(chǎn)的發(fā)展主要表現(xiàn)在農民素質的提高、農業(yè)科學技術的發(fā)展與農用機械設備的改進。所以本文在農業(yè)現(xiàn)代化指標的測算中以農業(yè)生產(chǎn)主體——農民的素質、農業(yè)信息化和農業(yè)機械化三個指標作為衡量農業(yè)現(xiàn)代化的重要指標構成。農民收入以農民純收入作為衡量指標。

由于以上四個指標的量綱不同，本文需要對它們進行無量綱處理。即每年的數(shù)值和1990—2006年間的均值作比較，得出農業(yè)機械總動力指數(shù)、農民素質指數(shù)和農業(yè)信息化指數(shù)、農民純收入指數(shù)。這樣農業(yè)現(xiàn)代化指數(shù)就等于農民素質指數(shù)、農業(yè)信息化指數(shù)和農業(yè)機械化指數(shù)之和。

農民收入和農業(yè)現(xiàn)代化的均衡分析

進行實證檢驗之前，對農業(yè)現(xiàn)代化指數(shù)（Lam）和農民純農業(yè)收入指數(shù)（Lnc）取對數(shù)。隨后對取對數(shù)的序列進行單位根檢驗，并在單位根檢驗的基礎上進行協(xié)整檢驗，探索它們之間的均衡關系。

（一）檢驗變量序列的平穩(wěn)性

采用ADF方法進行單位根檢驗，檢驗的結果如表1。經(jīng)過一階差分后所有序列的ADF值都小于1%臨界值，因此認為這些序列都是一階單整序列。由于這些序列是不平穩(wěn)的單位根過程，但其一階差分序列是平穩(wěn)的，進一步對其進行長期協(xié)整關系檢驗。

（二）協(xié)整檢驗

采用Johansen特征根軌跡檢驗考察農業(yè)現(xiàn)代化指數(shù)和農民純農業(yè)收入指數(shù)之間的協(xié)整關系。通過表2可以看出，在5%的顯著性水平上都具有一個協(xié)整關系。這說明他們之間存在著長期關系。（三）因果關系檢驗

對農業(yè)現(xiàn)代化是否顯著地影響農民純收入的增長，由表3可以看出：Lnc不是Lam的原因，它成立的概率為0.6767%。在1%的顯著水平下，原假設不成立，即Lnc是Lnc的原因。對于另外一個原假設——Lnc不是Lam的原因的概率為6.528%，在5%的顯著水平下，原假設成立，即Lnc的增長不顯著地影響Lam的增長。而在10%的顯著水平下，原假設不成立，即Lnc的增長顯著地影響Lam的增長。所以農業(yè)現(xiàn)代化的增長影響農民收入的增長，農民收入的增長也顯著影響農業(yè)現(xiàn)代化的進程，二者互為因果關系。

結論

綜合以上實證結果，顯然可以得到如下結論：

我國農業(yè)現(xiàn)代化和農民收入之間穩(wěn)定地存在著某種協(xié)同互動的均衡關系，農業(yè)現(xiàn)代化的波動與農民收入的波動總是高度密切相關的；農民收入是影響農業(yè)現(xiàn)代化的重要原因，是推動農業(yè)現(xiàn)代化進程的重要力量。大力增加農民收入有利于提高農業(yè)現(xiàn)代化水平。

所以，農業(yè)現(xiàn)代化與農民收入是相互促進相互制約協(xié)調發(fā)展的。任何一個環(huán)節(jié)的不合理均會導致整個發(fā)展的不協(xié)調。在下一步的農村經(jīng)濟體制改革中，應該從作用機制入手，理清相互作用的機理，才能制定出更有效的相關政策。

參考文獻：

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