農(nóng)業(yè)技術進步與農(nóng)民收入關系的實證研究

李旻晶

摘要：采用VAR模型并結合定性分析，研究了湖北省農(nóng)業(yè)技術進步對農(nóng)民收入的影響。結果表明，農(nóng)民人均純收入與人均農(nóng)業(yè)機械動力、人均化肥施用量都存在著雙向的因果關系。其中，人均農(nóng)業(yè)機械動力對農(nóng)民人均純收入的影響非常顯著，這是由政府近幾年出臺的一系列有關農(nóng)業(yè)機械化利好政策決定的；而人均化肥施用量對農(nóng)民人均純收入的影響相對較小，但對農(nóng)民人均純收入的影響不可忽視。

關鍵詞：農(nóng)業(yè)；技術進步；農(nóng)民收入

中圖分類號：F323．3文獻標識碼：Ａ文章編號：0439－８114（２０14）08－1965-04

An Empirical Study on the Relationship between Technical Progress of Agriculture and Income of Farmers

LI Min-jing

（School of Economics and Management， Wuhan Polytechnic University， Wuhan 430023， China）

Abstract: Minning town which is the typical immigration demonstration area in Yongning county of Yinchuan city was selected as the study area. The participatory rural appraisal method was used to study farmers land use transformation and land utilization efficiency of different livelihood strategies.The results showed that there was the bidirectional causal relationship between the per capita net peasants′ income and the per capita agricultural machinery power， and the per capita amount of chemical fertilizer. The per capita agricultural machinery power had a significant impact on the per capita net income of farmers， because the government unveiled a series of favorable policies on agricultural mechanization in recent years. The impact of the per capita amount of chemical fertilizer was relatively small， but could not be ignored.

Key words: agriculture; technological progress; peasants income

“三農(nóng)”問題的根本就在于要解決農(nóng)民的增收問題，如果不能從根本上解決農(nóng)民的增收問題，必將影響到農(nóng)村社會經(jīng)濟的發(fā)展。從傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)發(fā)展到現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式的進程可以看出，農(nóng)業(yè)發(fā)展必須依靠技術進步。加大對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的扶持力度，依靠技術進步，進一步提高勞動生產(chǎn)率，從而增加農(nóng)民的收入。農(nóng)業(yè)科技不僅提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，同時還擴大了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模。本課題研究農(nóng)業(yè)技術進步與農(nóng)民收入間的關系，通過探討加快農(nóng)業(yè)技術進步，對推進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，改善農(nóng)民生活，全面推進社會主義新農(nóng)村建設，具有重要的現(xiàn)實意義。

1文獻綜述

國外學者有關技術進步的研究相對較早，經(jīng)濟學家西奧多·W·舒爾茨［1］提出“技術進步起源于對傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的改造”。熊彼特［2］認為技術進步包括技術發(fā)明、技術創(chuàng)新和技術擴散三個過程。海韋爾G ·瓊斯［3］指出很多經(jīng)濟學家都認為只有技術進步才是推動生產(chǎn)函數(shù)移動的惟一動力，經(jīng)濟產(chǎn)出是由于資本和勞動的投入。

國內(nèi)研究的重點主要是從以下五個方面展開，農(nóng)業(yè)技術進步的研究、農(nóng)業(yè)技術進步與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)組織關系的研究、農(nóng)業(yè)技術進步與農(nóng)業(yè)發(fā)展關系的研究、農(nóng)業(yè)技術進步與農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移關系的研究和農(nóng)業(yè)技術進步與農(nóng)民收入關系的研究。張東輝等［4］認為要提高農(nóng)民收入和縮小居民收入差距需要提高農(nóng)民的教育培訓和農(nóng)業(yè)技術普及力度。林毅夫［5］指出世界糧食生產(chǎn)的增長主要依靠的就是技術進步導致的單產(chǎn)提高， 1960年代以來中國糧食增產(chǎn)也同樣如此。黃祖輝等［6］從技術進步的角度，分析農(nóng)民收入水平下降的原因，并提出了一些政策建議，從而能更有效地解決中國農(nóng)民的收入問題。楊新銘等［7］認為隨著技術進步的加快，技術進步水平的差距成為收入差距形成的原因。發(fā)展技術進步，加大農(nóng)村人力資本投資，從而能縮小城鄉(xiāng)之間的收入差距。黃先海等［8］得出為了穩(wěn)定勞動收入比重，在資本深化長期效果有限的情況下，也應同時關注資本節(jié)約型技術進步作用的結論。劉進寶等［9］運用廣義最小二乘法（GLS）對全國、東部、中部、西部四個模型進行了計量分析， 技術進步與提高勞動者農(nóng)業(yè)收入之間存在著弱相關性。張莉等［10］得出的結論充實了對發(fā)展中國家的技術進步偏向和要素收入的研究，并且對中國的技術進步來源和方向有了進一步的認識。

國外的研究重點是有關技術進步對經(jīng)濟增長的影響和技術進步對農(nóng)業(yè)發(fā)展影響的研究，研究已經(jīng)有較長時間并且取得了不少的研究成果，這些理論對于中國運用農(nóng)業(yè)技術進步來促進農(nóng)民增收具有借鑒意義，但是中國的農(nóng)業(yè)環(huán)境與國外有所不同，現(xiàn)有研究理論不能很好地適應中國國情。國內(nèi)的研究主要集中在農(nóng)業(yè)技術進步對農(nóng)業(yè)某一方面的影響，如對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)組織、農(nóng)業(yè)發(fā)展、勞動力轉(zhuǎn)移的影響，其中針對農(nóng)民收入的實證分析相對較少，也缺少對某一省份的研究。本研究擬在國內(nèi)外相關研究的基礎上，采用VAR模型， 選取湖北省為代表，定量分析農(nóng)業(yè)技術進步與農(nóng)民收入之間的關系， 并著重考察人均農(nóng)業(yè)機械動力、人均化肥施用量對農(nóng)民收入的影響。

2指標選擇與數(shù)據(jù)說明

2.1指標選擇

本研究主要采用VAR模型，以湖北省農(nóng)業(yè)技術進步對農(nóng)民收入的影響因素進行了實證研究分析。農(nóng)業(yè)技術進步的表現(xiàn)形式多種多樣，基本上可分為兩大類型:物理技術進步和生物化學技術進步。

1）人均農(nóng)業(yè)機械總動力作為衡量物理技術進步的標準，農(nóng)業(yè)機械總動力原始數(shù)據(jù)來源于1986~2012年的《湖北省統(tǒng)計年鑒》，用第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)去除，轉(zhuǎn)化為人均農(nóng)業(yè)機械總動力。

2）人均化肥施用量作為衡量生物化學技術進步的標準，化肥施用量原始數(shù)據(jù)來源于1986~2012年的《湖北省統(tǒng)計年鑒》，用第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)去除，轉(zhuǎn)化為人均化肥施用量。

3）農(nóng)民人均純收入作為衡量農(nóng)民收入的標準，農(nóng)村居民人均純收人和農(nóng)民消費價格指數(shù)的數(shù)據(jù)均來源于1986~2012年《湖北省統(tǒng)計年鑒》，用農(nóng)村居民人均純收人去除農(nóng)民消費價格指數(shù)。

2.2數(shù)據(jù)說明

由于數(shù)據(jù)的可獲取性，本研究選取了分布于湖北的數(shù)據(jù)作為研究樣本，數(shù)據(jù)來源于《湖北省統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》，數(shù)據(jù)時間跨度為1986-2012年。模型如下:

SR=α+βNJ+γHS+θ

式中，SR為農(nóng)民人均純收入，NJ為人均農(nóng)業(yè)機械總動力，HS為人均化肥施用量。由于對變量進行自然對數(shù)變換后不改變原序列的協(xié)整關系，并能消除可能的異方差，故對SR、NJ和HS三個變量取自然對數(shù)，得出新的變量序列，分別記做LSR、LNJ和LHS。

3實證分析

3.1單位根檢驗

為了消除異方差，運用ADF法進行單位根檢驗，檢驗其3組序列是否為平穩(wěn)的時間序列。表1顯示，LSR、LNJ和LHS的ADF檢驗統(tǒng)計量大于顯著性水平1%、5%、10%時的臨界值，所以接受原假設，即序列LSR、LNJ和LHS存在單位根，是非平穩(wěn)的序列，因此對序列LSR、LNJ和LHS進行一階差分，LHS和LSR一階差分均平穩(wěn)，LNJ一階差分不平穩(wěn)；從二階差分來看， LHS和LSR是平穩(wěn)的。

3.2Johansen協(xié)整檢驗

為確定變量間是否存在長期穩(wěn)定的關系，采用Johansen檢驗法對變量進行協(xié)整檢驗。表2的跡統(tǒng)計量結果顯示，無協(xié)整關系、至多1個協(xié)整關系時跡統(tǒng)計量大于5%時的顯著性水平，繼續(xù)觀察至多2個協(xié)整關系的假設，此時檢驗值小于5%的顯著性水平，因此拒絕該假設，說明利用跡統(tǒng)計量檢驗序列LSR、LNJ和LHS存在協(xié)整方程。表2中顯示的極大特征根檢驗結果也得出了相同的結論，即3個變量之間存在著2個協(xié)整關系。協(xié)整檢驗結果證明農(nóng)民人均純收入與人均農(nóng)業(yè)機械動力、人均化肥使用量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。根據(jù)各種確定滯后階數(shù)的準則，確定VAR滯后階數(shù)為5。

協(xié)整方程如下：

LSR=0.615 390×LNJ+0.773 830×LHS

s.e.0.016 960.027 73

可以得出這樣的結論：從長期看，人均農(nóng)業(yè)機械動力每增加1%，促進農(nóng)民人均純收入可增長1.696%；人均化肥使用量每增加1%，農(nóng)民人均純收入將增長2.773%。

3.3格蘭杰因果檢驗

通過了平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗以后，對變量LSR、LNJ和LHS進行格蘭杰因果關系檢驗。由表3的格蘭杰因果檢驗結果顯示，對于LNJ和LSR，二者在5%的顯著性水平下是雙向格蘭杰因果關系，而在1%的顯著性水平下則表現(xiàn)為LNJ到LSR的單向格蘭杰因果關系。在1%的顯著性水平下，LHS和LSR是雙向格蘭杰因果關系，而在5%的顯著性水平下則表現(xiàn)為LSR到LHS的單向格蘭杰因果關系。通過格蘭杰因果關系檢驗，可以得出結論:1985~2011年，農(nóng)民人均純收入與人均農(nóng)業(yè)機械動力存在著雙向的因果關系，農(nóng)民人均純收入與人均化肥施用量也存在著雙向的因果關系。

3.4脈沖響應分析

經(jīng)過檢驗和調(diào)整后，通過AIC準則與SC準則的反復驗證，可以建立最佳滯后期為1的VAR模型，并通過滯后結構檢驗，發(fā)現(xiàn)所有的單位根都落于單位圓內(nèi)，因此調(diào)整后的VAR模型是穩(wěn)定的。

脈沖響應分析，結果見圖1~2。

累積脈沖響應函數(shù)見圖3~4。

利用脈沖響應函數(shù)來分析農(nóng)業(yè)技術進步對農(nóng)民收入的影響。圖1顯示， 人均農(nóng)業(yè)機械動力對農(nóng)民人均純收入的影響是正向的，這種正向影響在第六年時達到最大，呈由小到大、逐步穩(wěn)定的形態(tài)過程，這說明人均農(nóng)業(yè)機械動力對農(nóng)民人均純收入的影響比較穩(wěn)定，可能是由于受到當時的政策影響所致；圖2顯示，農(nóng)民人均純收入同樣受到人均化肥施用量變動的影響，這種影響也一直都是正向的，這也較符合人均化肥施用量的實際情況；圖3顯示，人均農(nóng)業(yè)機械動力對農(nóng)民人均純收入的累積脈沖響應的影響是正向的，并且趨勢是一直趨于上升，是逐步趨于穩(wěn)定的正向響應狀態(tài)，這說明人均農(nóng)業(yè)機械動力的增加對促進農(nóng)民人均純收入的增長需要一個過程；圖4顯示，人均化肥施用量對農(nóng)民人均純收入的累積脈沖響應也是正向的并且一直趨于上升的趨勢，是較平穩(wěn)的正向響應過程，這說明人均化肥施用量的提高是農(nóng)民人均純收入增加的正向響應。

4結論與建議

農(nóng)業(yè)技術進步對農(nóng)民收入影響的實證結果表明：目前湖北省人均農(nóng)業(yè)機械動力對農(nóng)民人均純收入的影響非常顯著，這主要是由于近幾年出臺的一系列加快推進農(nóng)業(yè)機械化政策決定的；人均化肥施用量對農(nóng)民人均純收入的影響相對較小，但對農(nóng)民人均純收入的影響不容忽視。

4.1增加對農(nóng)業(yè)技術科研的資金投入

面對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平低下的狀況，要增加農(nóng)民收入，必須依靠農(nóng)業(yè)技術進步。要解決農(nóng)業(yè)技術的資金問題，政府需要減輕農(nóng)民購買設備的經(jīng)濟負擔，對所購買的設備給予補貼、減免等各種優(yōu)惠，保證農(nóng)業(yè)技術能夠更好地發(fā)揮作用。

4.2加大農(nóng)業(yè)技術推廣的投入力度

重點突出農(nóng)業(yè)技術進步，廣泛開展農(nóng)機化技術推廣、培訓等活動，大力培育農(nóng)機服務組織，全面提高農(nóng)機化生產(chǎn)水平，從而促進農(nóng)民增收。不斷加大對大型農(nóng)機具的推廣和應用力度，提高農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化生產(chǎn)水平。應根據(jù)農(nóng)業(yè)發(fā)展的需要，開展各種形式的農(nóng)業(yè)技術推廣活動。

4.3加強對農(nóng)民生產(chǎn)技能的培訓

要加快農(nóng)業(yè)技術進步，增加農(nóng)民收入，加強對農(nóng)民進行生產(chǎn)技能的培訓，提高農(nóng)民的人力資本素質(zhì)。使農(nóng)民通過掌握先進的知識，利用先進的技術優(yōu)勢，真正成為農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新的受益者。成立技能培訓基地，組織專業(yè)人員管理，健全技能培訓制度。

參考文獻：

［1］ 西奧多·W ·舒爾茨．改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)［Ｍ］．北京：商務印書館，１９８７．

［２］ 熊彼特．經(jīng)濟發(fā)展理論［Ｍ］．北京：商務印書館，１９９０．

［３］ 海韋爾Ｇ ·瓊斯．現(xiàn)代經(jīng)濟增長理論導引［Ｍ］．北京：商務印書館，１９９４．

［４］ 張東輝，司志賓．教育、技術進步與農(nóng)村收入差距——基于中國農(nóng)村統(tǒng)計數(shù)據(jù)的分析 ［Ｊ］．經(jīng)濟評論，２００７（５）：４２－４６．

［５］ 林毅夫．“三農(nóng)”問題與我國農(nóng)村的未來發(fā)展［Ｊ］．農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題， ２００３（１）：１９－２４．

［６］ 黃祖輝，錢峰燕．技術進步對我國農(nóng)民收入的影響及對策分析［Ｊ］．中國農(nóng)村經(jīng)濟，２００３（１２）：１１－１７．

［７］楊新銘，周云波．技術進步與人力資本對城鄉(xiāng)收入差距的作用——基于我國１９９５～２００５年分省數(shù)據(jù)面板分析的實證研究［Ｊ］．山西財經(jīng)大學學報，２００８（５）：１９－２５．

［８］ 黃先海，徐圣．中國勞動收入比重下降成因分析——基于勞動節(jié)約型技術進步的視角［Ｊ］．經(jīng)濟研究，２００９（７）：３４－４４．

［９］ 劉進寶，劉洪．農(nóng)業(yè)技術進步與農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入增長弱相關性分析［Ｊ］．中國農(nóng)村經(jīng)濟，２００４（９）：２６－３７．

［１０］ 張莉，李捷瑜，徐現(xiàn)祥．國際貿(mào)易、偏向型技術進步與要素收入分配［Ｊ］．經(jīng)濟學（季刊），２０１２（２）：４０９－４２８．

SR=α+βNJ+γHS+θ

式中，SR為農(nóng)民人均純收入，NJ為人均農(nóng)業(yè)機械總動力，HS為人均化肥施用量。由于對變量進行自然對數(shù)變換后不改變原序列的協(xié)整關系，并能消除可能的異方差，故對SR、NJ和HS三個變量取自然對數(shù)，得出新的變量序列，分別記做LSR、LNJ和LHS。

3實證分析

3.1單位根檢驗

為了消除異方差，運用ADF法進行單位根檢驗，檢驗其3組序列是否為平穩(wěn)的時間序列。表1顯示，LSR、LNJ和LHS的ADF檢驗統(tǒng)計量大于顯著性水平1%、5%、10%時的臨界值，所以接受原假設，即序列LSR、LNJ和LHS存在單位根，是非平穩(wěn)的序列，因此對序列LSR、LNJ和LHS進行一階差分，LHS和LSR一階差分均平穩(wěn)，LNJ一階差分不平穩(wěn)；從二階差分來看， LHS和LSR是平穩(wěn)的。

3.2Johansen協(xié)整檢驗

為確定變量間是否存在長期穩(wěn)定的關系，采用Johansen檢驗法對變量進行協(xié)整檢驗。表2的跡統(tǒng)計量結果顯示，無協(xié)整關系、至多1個協(xié)整關系時跡統(tǒng)計量大于5%時的顯著性水平，繼續(xù)觀察至多2個協(xié)整關系的假設，此時檢驗值小于5%的顯著性水平，因此拒絕該假設，說明利用跡統(tǒng)計量檢驗序列LSR、LNJ和LHS存在協(xié)整方程。表2中顯示的極大特征根檢驗結果也得出了相同的結論，即3個變量之間存在著2個協(xié)整關系。協(xié)整檢驗結果證明農(nóng)民人均純收入與人均農(nóng)業(yè)機械動力、人均化肥使用量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。根據(jù)各種確定滯后階數(shù)的準則，確定VAR滯后階數(shù)為5。

協(xié)整方程如下：

LSR=0.615 390×LNJ+0.773 830×LHS

s.e.0.016 960.027 73

可以得出這樣的結論：從長期看，人均農(nóng)業(yè)機械動力每增加1%，促進農(nóng)民人均純收入可增長1.696%；人均化肥使用量每增加1%，農(nóng)民人均純收入將增長2.773%。

3.3格蘭杰因果檢驗

通過了平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗以后，對變量LSR、LNJ和LHS進行格蘭杰因果關系檢驗。由表3的格蘭杰因果檢驗結果顯示，對于LNJ和LSR，二者在5%的顯著性水平下是雙向格蘭杰因果關系，而在1%的顯著性水平下則表現(xiàn)為LNJ到LSR的單向格蘭杰因果關系。在1%的顯著性水平下，LHS和LSR是雙向格蘭杰因果關系，而在5%的顯著性水平下則表現(xiàn)為LSR到LHS的單向格蘭杰因果關系。通過格蘭杰因果關系檢驗，可以得出結論:1985~2011年，農(nóng)民人均純收入與人均農(nóng)業(yè)機械動力存在著雙向的因果關系，農(nóng)民人均純收入與人均化肥施用量也存在著雙向的因果關系。

3.4脈沖響應分析

經(jīng)過檢驗和調(diào)整后，通過AIC準則與SC準則的反復驗證，可以建立最佳滯后期為1的VAR模型，并通過滯后結構檢驗，發(fā)現(xiàn)所有的單位根都落于單位圓內(nèi)，因此調(diào)整后的VAR模型是穩(wěn)定的。

脈沖響應分析，結果見圖1~2。

累積脈沖響應函數(shù)見圖3~4。

利用脈沖響應函數(shù)來分析農(nóng)業(yè)技術進步對農(nóng)民收入的影響。圖1顯示， 人均農(nóng)業(yè)機械動力對農(nóng)民人均純收入的影響是正向的，這種正向影響在第六年時達到最大，呈由小到大、逐步穩(wěn)定的形態(tài)過程，這說明人均農(nóng)業(yè)機械動力對農(nóng)民人均純收入的影響比較穩(wěn)定，可能是由于受到當時的政策影響所致；圖2顯示，農(nóng)民人均純收入同樣受到人均化肥施用量變動的影響，這種影響也一直都是正向的，這也較符合人均化肥施用量的實際情況；圖3顯示，人均農(nóng)業(yè)機械動力對農(nóng)民人均純收入的累積脈沖響應的影響是正向的，并且趨勢是一直趨于上升，是逐步趨于穩(wěn)定的正向響應狀態(tài)，這說明人均農(nóng)業(yè)機械動力的增加對促進農(nóng)民人均純收入的增長需要一個過程；圖4顯示，人均化肥施用量對農(nóng)民人均純收入的累積脈沖響應也是正向的并且一直趨于上升的趨勢，是較平穩(wěn)的正向響應過程，這說明人均化肥施用量的提高是農(nóng)民人均純收入增加的正向響應。

4結論與建議

農(nóng)業(yè)技術進步對農(nóng)民收入影響的實證結果表明：目前湖北省人均農(nóng)業(yè)機械動力對農(nóng)民人均純收入的影響非常顯著，這主要是由于近幾年出臺的一系列加快推進農(nóng)業(yè)機械化政策決定的；人均化肥施用量對農(nóng)民人均純收入的影響相對較小，但對農(nóng)民人均純收入的影響不容忽視。

4.1增加對農(nóng)業(yè)技術科研的資金投入

面對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平低下的狀況，要增加農(nóng)民收入，必須依靠農(nóng)業(yè)技術進步。要解決農(nóng)業(yè)技術的資金問題，政府需要減輕農(nóng)民購買設備的經(jīng)濟負擔，對所購買的設備給予補貼、減免等各種優(yōu)惠，保證農(nóng)業(yè)技術能夠更好地發(fā)揮作用。

4.2加大農(nóng)業(yè)技術推廣的投入力度

重點突出農(nóng)業(yè)技術進步，廣泛開展農(nóng)機化技術推廣、培訓等活動，大力培育農(nóng)機服務組織，全面提高農(nóng)機化生產(chǎn)水平，從而促進農(nóng)民增收。不斷加大對大型農(nóng)機具的推廣和應用力度，提高農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化生產(chǎn)水平。應根據(jù)農(nóng)業(yè)發(fā)展的需要，開展各種形式的農(nóng)業(yè)技術推廣活動。

4.3加強對農(nóng)民生產(chǎn)技能的培訓

要加快農(nóng)業(yè)技術進步，增加農(nóng)民收入，加強對農(nóng)民進行生產(chǎn)技能的培訓，提高農(nóng)民的人力資本素質(zhì)。使農(nóng)民通過掌握先進的知識，利用先進的技術優(yōu)勢，真正成為農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新的受益者。成立技能培訓基地，組織專業(yè)人員管理，健全技能培訓制度。

參考文獻：

［1］ 西奧多·W ·舒爾茨．改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)［Ｍ］．北京：商務印書館，１９８７．

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［３］ 海韋爾Ｇ ·瓊斯．現(xiàn)代經(jīng)濟增長理論導引［Ｍ］．北京：商務印書館，１９９４．

［４］ 張東輝，司志賓．教育、技術進步與農(nóng)村收入差距——基于中國農(nóng)村統(tǒng)計數(shù)據(jù)的分析 ［Ｊ］．經(jīng)濟評論，２００７（５）：４２－４６．

［５］ 林毅夫．“三農(nóng)”問題與我國農(nóng)村的未來發(fā)展［Ｊ］．農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題， ２００３（１）：１９－２４．

［６］ 黃祖輝，錢峰燕．技術進步對我國農(nóng)民收入的影響及對策分析［Ｊ］．中國農(nóng)村經(jīng)濟，２００３（１２）：１１－１７．

［７］楊新銘，周云波．技術進步與人力資本對城鄉(xiāng)收入差距的作用——基于我國１９９５～２００５年分省數(shù)據(jù)面板分析的實證研究［Ｊ］．山西財經(jīng)大學學報，２００８（５）：１９－２５．

［８］ 黃先海，徐圣．中國勞動收入比重下降成因分析——基于勞動節(jié)約型技術進步的視角［Ｊ］．經(jīng)濟研究，２００９（７）：３４－４４．

［９］ 劉進寶，劉洪．農(nóng)業(yè)技術進步與農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入增長弱相關性分析［Ｊ］．中國農(nóng)村經(jīng)濟，２００４（９）：２６－３７．

［１０］ 張莉，李捷瑜，徐現(xiàn)祥．國際貿(mào)易、偏向型技術進步與要素收入分配［Ｊ］．經(jīng)濟學（季刊），２０１２（２）：４０９－４２８．

SR=α+βNJ+γHS+θ

式中，SR為農(nóng)民人均純收入，NJ為人均農(nóng)業(yè)機械總動力，HS為人均化肥施用量。由于對變量進行自然對數(shù)變換后不改變原序列的協(xié)整關系，并能消除可能的異方差，故對SR、NJ和HS三個變量取自然對數(shù)，得出新的變量序列，分別記做LSR、LNJ和LHS。

3實證分析

3.1單位根檢驗

為了消除異方差，運用ADF法進行單位根檢驗，檢驗其3組序列是否為平穩(wěn)的時間序列。表1顯示，LSR、LNJ和LHS的ADF檢驗統(tǒng)計量大于顯著性水平1%、5%、10%時的臨界值，所以接受原假設，即序列LSR、LNJ和LHS存在單位根，是非平穩(wěn)的序列，因此對序列LSR、LNJ和LHS進行一階差分，LHS和LSR一階差分均平穩(wěn)，LNJ一階差分不平穩(wěn)；從二階差分來看， LHS和LSR是平穩(wěn)的。

3.2Johansen協(xié)整檢驗

為確定變量間是否存在長期穩(wěn)定的關系，采用Johansen檢驗法對變量進行協(xié)整檢驗。表2的跡統(tǒng)計量結果顯示，無協(xié)整關系、至多1個協(xié)整關系時跡統(tǒng)計量大于5%時的顯著性水平，繼續(xù)觀察至多2個協(xié)整關系的假設，此時檢驗值小于5%的顯著性水平，因此拒絕該假設，說明利用跡統(tǒng)計量檢驗序列LSR、LNJ和LHS存在協(xié)整方程。表2中顯示的極大特征根檢驗結果也得出了相同的結論，即3個變量之間存在著2個協(xié)整關系。協(xié)整檢驗結果證明農(nóng)民人均純收入與人均農(nóng)業(yè)機械動力、人均化肥使用量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。根據(jù)各種確定滯后階數(shù)的準則，確定VAR滯后階數(shù)為5。

協(xié)整方程如下：

LSR=0.615 390×LNJ+0.773 830×LHS

s.e.0.016 960.027 73

可以得出這樣的結論：從長期看，人均農(nóng)業(yè)機械動力每增加1%，促進農(nóng)民人均純收入可增長1.696%；人均化肥使用量每增加1%，農(nóng)民人均純收入將增長2.773%。

3.3格蘭杰因果檢驗

通過了平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗以后，對變量LSR、LNJ和LHS進行格蘭杰因果關系檢驗。由表3的格蘭杰因果檢驗結果顯示，對于LNJ和LSR，二者在5%的顯著性水平下是雙向格蘭杰因果關系，而在1%的顯著性水平下則表現(xiàn)為LNJ到LSR的單向格蘭杰因果關系。在1%的顯著性水平下，LHS和LSR是雙向格蘭杰因果關系，而在5%的顯著性水平下則表現(xiàn)為LSR到LHS的單向格蘭杰因果關系。通過格蘭杰因果關系檢驗，可以得出結論:1985~2011年，農(nóng)民人均純收入與人均農(nóng)業(yè)機械動力存在著雙向的因果關系，農(nóng)民人均純收入與人均化肥施用量也存在著雙向的因果關系。

3.4脈沖響應分析

經(jīng)過檢驗和調(diào)整后，通過AIC準則與SC準則的反復驗證，可以建立最佳滯后期為1的VAR模型，并通過滯后結構檢驗，發(fā)現(xiàn)所有的單位根都落于單位圓內(nèi)，因此調(diào)整后的VAR模型是穩(wěn)定的。

脈沖響應分析，結果見圖1~2。

累積脈沖響應函數(shù)見圖3~4。

利用脈沖響應函數(shù)來分析農(nóng)業(yè)技術進步對農(nóng)民收入的影響。圖1顯示， 人均農(nóng)業(yè)機械動力對農(nóng)民人均純收入的影響是正向的，這種正向影響在第六年時達到最大，呈由小到大、逐步穩(wěn)定的形態(tài)過程，這說明人均農(nóng)業(yè)機械動力對農(nóng)民人均純收入的影響比較穩(wěn)定，可能是由于受到當時的政策影響所致；圖2顯示，農(nóng)民人均純收入同樣受到人均化肥施用量變動的影響，這種影響也一直都是正向的，這也較符合人均化肥施用量的實際情況；圖3顯示，人均農(nóng)業(yè)機械動力對農(nóng)民人均純收入的累積脈沖響應的影響是正向的，并且趨勢是一直趨于上升，是逐步趨于穩(wěn)定的正向響應狀態(tài)，這說明人均農(nóng)業(yè)機械動力的增加對促進農(nóng)民人均純收入的增長需要一個過程；圖4顯示，人均化肥施用量對農(nóng)民人均純收入的累積脈沖響應也是正向的并且一直趨于上升的趨勢，是較平穩(wěn)的正向響應過程，這說明人均化肥施用量的提高是農(nóng)民人均純收入增加的正向響應。

4結論與建議

農(nóng)業(yè)技術進步對農(nóng)民收入影響的實證結果表明：目前湖北省人均農(nóng)業(yè)機械動力對農(nóng)民人均純收入的影響非常顯著，這主要是由于近幾年出臺的一系列加快推進農(nóng)業(yè)機械化政策決定的；人均化肥施用量對農(nóng)民人均純收入的影響相對較小，但對農(nóng)民人均純收入的影響不容忽視。

4.1增加對農(nóng)業(yè)技術科研的資金投入

面對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平低下的狀況，要增加農(nóng)民收入，必須依靠農(nóng)業(yè)技術進步。要解決農(nóng)業(yè)技術的資金問題，政府需要減輕農(nóng)民購買設備的經(jīng)濟負擔，對所購買的設備給予補貼、減免等各種優(yōu)惠，保證農(nóng)業(yè)技術能夠更好地發(fā)揮作用。

4.2加大農(nóng)業(yè)技術推廣的投入力度

重點突出農(nóng)業(yè)技術進步，廣泛開展農(nóng)機化技術推廣、培訓等活動，大力培育農(nóng)機服務組織，全面提高農(nóng)機化生產(chǎn)水平，從而促進農(nóng)民增收。不斷加大對大型農(nóng)機具的推廣和應用力度，提高農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化生產(chǎn)水平。應根據(jù)農(nóng)業(yè)發(fā)展的需要，開展各種形式的農(nóng)業(yè)技術推廣活動。

4.3加強對農(nóng)民生產(chǎn)技能的培訓

要加快農(nóng)業(yè)技術進步，增加農(nóng)民收入，加強對農(nóng)民進行生產(chǎn)技能的培訓，提高農(nóng)民的人力資本素質(zhì)。使農(nóng)民通過掌握先進的知識，利用先進的技術優(yōu)勢，真正成為農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新的受益者。成立技能培訓基地，組織專業(yè)人員管理，健全技能培訓制度。

參考文獻：

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