李旻晶

摘要：采用VAR模型并結(jié)合定性分析，研究了湖北省農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)民收入的影響。結(jié)果表明，農(nóng)民人均純收入與人均農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力、人均化肥施用量都存在著雙向的因果關(guān)系。其中，人均農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力對(duì)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(tái)的一系列有關(guān)農(nóng)業(yè)機(jī)械化利好政策決定的；而人均化肥施用量對(duì)農(nóng)民人均純收入的影響相對(duì)較小，但對(duì)農(nóng)民人均純收入的影響不可忽視。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)；技術(shù)進(jìn)步；農(nóng)民收入

中圖分類號(hào)：F323．3文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：Ａ文章編號(hào)：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(wèn)題的根本就在于要解決農(nóng)民的增收問(wèn)題，如果不能從根本上解決農(nóng)民的增收問(wèn)題，必將影響到農(nóng)村社會(huì)經(jīng)濟(jì)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(jìn)程可以看出，農(nóng)業(yè)發(fā)展必須依靠技術(shù)進(jìn)步。加大對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的扶持力度，依靠技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)一步提高勞動(dòng)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(shí)還擴(kuò)大了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模。本課題研究農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)民收入間的關(guān)系，通過(guò)探討加快農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步，對(duì)推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，改善農(nóng)民生活，全面推進(jìn)社會(huì)主義新農(nóng)村建設(shè)，具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

1文獻(xiàn)綜述

國(guó)外學(xué)者有關(guān)技術(shù)進(jìn)步的研究相對(duì)較早，經(jīng)濟(jì)學(xué)家西奧多·W·舒爾茨［1］提出“技術(shù)進(jìn)步起源于對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的改造”。熊彼特［2］認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步包括技術(shù)發(fā)明、技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)擴(kuò)散三個(gè)過(guò)程。海韋爾G ·瓊斯［3］指出很多經(jīng)濟(jì)學(xué)家都認(rèn)為只有技術(shù)進(jìn)步才是推動(dòng)生產(chǎn)函數(shù)移動(dòng)的惟一動(dòng)力，經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出是由于資本和勞動(dòng)的投入。

國(guó)內(nèi)研究的重點(diǎn)主要是從以下五個(gè)方面展開，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的研究、農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)組織關(guān)系的研究、農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)業(yè)發(fā)展關(guān)系的研究、農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移關(guān)系的研究和農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)民收入關(guān)系的研究。張東輝等［4］認(rèn)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(xùn)和農(nóng)業(yè)技術(shù)普及力度。林毅夫［5］指出世界糧食生產(chǎn)的增長(zhǎng)主要依靠的就是技術(shù)進(jìn)步導(dǎo)致的單產(chǎn)提高， 1960年代以來(lái)中國(guó)糧食增產(chǎn)也同樣如此。黃祖輝等［6］從技術(shù)進(jìn)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(guó)農(nóng)民的收入問(wèn)題。楊新銘等［7］認(rèn)為隨著技術(shù)進(jìn)步的加快，技術(shù)進(jìn)步水平的差距成為收入差距形成的原因。發(fā)展技術(shù)進(jìn)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(dòng)收入比重，在資本深化長(zhǎng)期效果有限的情況下，也應(yīng)同時(shí)關(guān)注資本節(jié)約型技術(shù)進(jìn)步作用的結(jié)論。劉進(jìn)寶等［9］運(yùn)用廣義最小二乘法（GLS）對(duì)全國(guó)、東部、中部、西部四個(gè)模型進(jìn)行了計(jì)量分析， 技術(shù)進(jìn)步與提高勞動(dòng)者農(nóng)業(yè)收入之間存在著弱相關(guān)性。張莉等［10］得出的結(jié)論充實(shí)了對(duì)發(fā)展中國(guó)家的技術(shù)進(jìn)步偏向和要素收入的研究，并且對(duì)中國(guó)的技術(shù)進(jìn)步來(lái)源和方向有了進(jìn)一步的認(rèn)識(shí)。

國(guó)外的研究重點(diǎn)是有關(guān)技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響和技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展影響的研究，研究已經(jīng)有較長(zhǎng)時(shí)間并且取得了不少的研究成果，這些理論對(duì)于中國(guó)運(yùn)用農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步來(lái)促進(jìn)農(nóng)民增收具有借鑒意義，但是中國(guó)的農(nóng)業(yè)環(huán)境與國(guó)外有所不同，現(xiàn)有研究理論不能很好地適應(yīng)中國(guó)國(guó)情。國(guó)內(nèi)的研究主要集中在農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)業(yè)某一方面的影響，如對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)組織、農(nóng)業(yè)發(fā)展、勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響，其中針對(duì)農(nóng)民收入的實(shí)證分析相對(duì)較少，也缺少對(duì)某一省份的研究。本研究擬在國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，采用VAR模型， 選取湖北省為代表，定量分析農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)民收入之間的關(guān)系， 并著重考察人均農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力、人均化肥施用量對(duì)農(nóng)民收入的影響。

2指標(biāo)選擇與數(shù)據(jù)說(shuō)明

2.1指標(biāo)選擇

本研究主要采用VAR模型，以湖北省農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)民收入的影響因素進(jìn)行了實(shí)證研究分析。農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)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(shù)進(jìn)步和生物化學(xué)技術(shù)進(jìn)步。

1）人均農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力作為衡量物理技術(shù)進(jìn)步的標(biāo)準(zhǔn)，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力原始數(shù)據(jù)來(lái)源于1986~2012年的《湖北省統(tǒng)計(jì)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(jī)械總動(dòng)力。

2）人均化肥施用量作為衡量生物化學(xué)技術(shù)進(jìn)步的標(biāo)準(zhǔn)，化肥施用量原始數(shù)據(jù)來(lái)源于1986~2012年的《湖北省統(tǒng)計(jì)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(biāo)準(zhǔn)，農(nóng)村居民人均純收人和農(nóng)民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的數(shù)據(jù)均來(lái)源于1986~2012年《湖北省統(tǒng)計(jì)年鑒》，用農(nóng)村居民人均純收人去除農(nóng)民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)。

2.2數(shù)據(jù)說(shuō)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(lái)源于《湖北省統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，數(shù)據(jù)時(shí)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(jī)械總動(dòng)力，HS為人均化肥施用量。由于對(duì)變量進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換后不改變?cè)蛄械膮f(xié)整關(guān)系，并能消除可能的異方差，故對(duì)SR、NJ和HS三個(gè)變量取自然對(duì)數(shù)，得出新的變量序列，分別記做LSR、LNJ和LHS。

3實(shí)證分析

3.1單位根檢驗(yàn)

為了消除異方差，運(yùn)用ADF法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)其3組序列是否為平穩(wěn)的時(shí)間序列。表1顯示，LSR、LNJ和LHS的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量大于顯著性水平1%、5%、10%時(shí)的臨界值，所以接受原假設(shè)，即序列LSR、LNJ和LHS存在單位根，是非平穩(wěn)的序列，因此對(duì)序列LSR、LNJ和LHS進(jìn)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(lái)看， LHS和LSR是平穩(wěn)的。

3.2Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

為確定變量間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，采用Johansen檢驗(yàn)法對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。表2的跡統(tǒng)計(jì)量結(jié)果顯示，無(wú)協(xié)整關(guān)系、至多1個(gè)協(xié)整關(guān)系時(shí)跡統(tǒng)計(jì)量大于5%時(shí)的顯著性水平，繼續(xù)觀察至多2個(gè)協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，此時(shí)檢驗(yàn)值小于5%的顯著性水平，因此拒絕該假設(shè)，說(shuō)明利用跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)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(yàn)結(jié)果也得出了相同的結(jié)論，即3個(gè)變量之間存在著2個(gè)協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果證明農(nóng)民人均純收入與人均農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力、人均化肥使用量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。根據(jù)各種確定滯后階數(shù)的準(zhǔn)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(jié)論：從長(zhǎng)期看，人均農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力每增加1%，促進(jìn)農(nóng)民人均純收入可增長(zhǎng)1.696%；人均化肥使用量每增加1%，農(nóng)民人均純收入將增長(zhǎng)2.773%。

3.3格蘭杰因果檢驗(yàn)

通過(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)以后，對(duì)變量LSR、LNJ和LHS進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。由表3的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果顯示，對(duì)于LNJ和LSR，二者在5%的顯著性水平下是雙向格蘭杰因果關(guān)系，而在1%的顯著性水平下則表現(xiàn)為L(zhǎng)NJ到LSR的單向格蘭杰因果關(guān)系。在1%的顯著性水平下，LHS和LSR是雙向格蘭杰因果關(guān)系，而在5%的顯著性水平下則表現(xiàn)為L(zhǎng)SR到LHS的單向格蘭杰因果關(guān)系。通過(guò)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，可以得出結(jié)論:1985~2011年，農(nóng)民人均純收入與人均農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力存在著雙向的因果關(guān)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(guān)系。

3.4脈沖響應(yīng)分析

經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)和調(diào)整后，通過(guò)AIC準(zhǔn)則與SC準(zhǔn)則的反復(fù)驗(yàn)證，可以建立最佳滯后期為1的VAR模型，并通過(guò)滯后結(jié)構(gòu)檢驗(yàn)，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(yīng)分析，結(jié)果見圖1~2。

累積脈沖響應(yīng)函數(shù)見圖3~4。

利用脈沖響應(yīng)函數(shù)來(lái)分析農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)民收入的影響。圖1顯示， 人均農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力對(duì)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(shí)達(dá)到最大，呈由小到大、逐步穩(wěn)定的形態(tài)過(guò)程，這說(shuō)明人均農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力對(duì)農(nóng)民人均純收入的影響比較穩(wěn)定，可能是由于受到當(dāng)時(shí)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(dòng)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(shí)際情況；圖3顯示，人均農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力對(duì)農(nóng)民人均純收入的累積脈沖響應(yīng)的影響是正向的，并且趨勢(shì)是一直趨于上升，是逐步趨于穩(wěn)定的正向響應(yīng)狀態(tài)，這說(shuō)明人均農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力的增加對(duì)促進(jìn)農(nóng)民人均純收入的增長(zhǎng)需要一個(gè)過(guò)程；圖4顯示，人均化肥施用量對(duì)農(nóng)民人均純收入的累積脈沖響應(yīng)也是正向的并且一直趨于上升的趨勢(shì)，是較平穩(wěn)的正向響應(yīng)過(guò)程，這說(shuō)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(yīng)。

4結(jié)論與建議

農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)民收入影響的實(shí)證結(jié)果表明：目前湖北省人均農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力對(duì)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(tái)的一系列加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械化政策決定的；人均化肥施用量對(duì)農(nóng)民人均純收入的影響相對(duì)較小，但對(duì)農(nóng)民人均純收入的影響不容忽視。

4.1增加對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)科研的資金投入

面對(duì)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(shù)進(jìn)步。要解決農(nóng)業(yè)技術(shù)的資金問(wèn)題，政府需要減輕農(nóng)民購(gòu)買設(shè)備的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，對(duì)所購(gòu)買的設(shè)備給予補(bǔ)貼、減免等各種優(yōu)惠，保證農(nóng)業(yè)技術(shù)能夠更好地發(fā)揮作用。

4.2加大農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣的投入力度

重點(diǎn)突出農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步，廣泛開展農(nóng)機(jī)化技術(shù)推廣、培訓(xùn)等活動(dòng)，大力培育農(nóng)機(jī)服務(wù)組織，全面提高農(nóng)機(jī)化生產(chǎn)水平，從而促進(jìn)農(nóng)民增收。不斷加大對(duì)大型農(nóng)機(jī)具的推廣和應(yīng)用力度，提高農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化生產(chǎn)水平。應(yīng)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(shù)推廣活動(dòng)。

4.3加強(qiáng)對(duì)農(nóng)民生產(chǎn)技能的培訓(xùn)

要加快農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步，增加農(nóng)民收入，加強(qiáng)對(duì)農(nóng)民進(jìn)行生產(chǎn)技能的培訓(xùn)，提高農(nóng)民的人力資本素質(zhì)。使農(nóng)民通過(guò)掌握先進(jìn)的知識(shí)，利用先進(jìn)的技術(shù)優(yōu)勢(shì)，真正成為農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的受益者。成立技能培訓(xùn)基地，組織專業(yè)人員管理，健全技能培訓(xùn)制度。

參考文獻(xiàn)：

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［３］ 海韋爾Ｇ ·瓊斯．現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論導(dǎo)引［Ｍ］．北京：商務(wù)印書館，１９９４．

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［１０］ 張莉，李捷瑜，徐現(xiàn)祥．國(guó)際貿(mào)易、偏向型技術(shù)進(jìn)步與要素收入分配［Ｊ］．經(jīng)濟(jì)學(xué)（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(jī)械總動(dòng)力，HS為人均化肥施用量。由于對(duì)變量進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換后不改變?cè)蛄械膮f(xié)整關(guān)系，并能消除可能的異方差，故對(duì)SR、NJ和HS三個(gè)變量取自然對(duì)數(shù)，得出新的變量序列，分別記做LSR、LNJ和LHS。

3實(shí)證分析

3.1單位根檢驗(yàn)

為了消除異方差，運(yùn)用ADF法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)其3組序列是否為平穩(wěn)的時(shí)間序列。表1顯示，LSR、LNJ和LHS的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量大于顯著性水平1%、5%、10%時(shí)的臨界值，所以接受原假設(shè)，即序列LSR、LNJ和LHS存在單位根，是非平穩(wěn)的序列，因此對(duì)序列LSR、LNJ和LHS進(jìn)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(lái)看， LHS和LSR是平穩(wěn)的。

3.2Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

為確定變量間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，采用Johansen檢驗(yàn)法對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。表2的跡統(tǒng)計(jì)量結(jié)果顯示，無(wú)協(xié)整關(guān)系、至多1個(gè)協(xié)整關(guān)系時(shí)跡統(tǒng)計(jì)量大于5%時(shí)的顯著性水平，繼續(xù)觀察至多2個(gè)協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，此時(shí)檢驗(yàn)值小于5%的顯著性水平，因此拒絕該假設(shè)，說(shuō)明利用跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)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(yàn)結(jié)果也得出了相同的結(jié)論，即3個(gè)變量之間存在著2個(gè)協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果證明農(nóng)民人均純收入與人均農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力、人均化肥使用量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。根據(jù)各種確定滯后階數(shù)的準(zhǔn)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(jié)論：從長(zhǎng)期看，人均農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力每增加1%，促進(jìn)農(nóng)民人均純收入可增長(zhǎng)1.696%；人均化肥使用量每增加1%，農(nóng)民人均純收入將增長(zhǎng)2.773%。

3.3格蘭杰因果檢驗(yàn)

通過(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)以后，對(duì)變量LSR、LNJ和LHS進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。由表3的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果顯示，對(duì)于LNJ和LSR，二者在5%的顯著性水平下是雙向格蘭杰因果關(guān)系，而在1%的顯著性水平下則表現(xiàn)為L(zhǎng)NJ到LSR的單向格蘭杰因果關(guān)系。在1%的顯著性水平下，LHS和LSR是雙向格蘭杰因果關(guān)系，而在5%的顯著性水平下則表現(xiàn)為L(zhǎng)SR到LHS的單向格蘭杰因果關(guān)系。通過(guò)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，可以得出結(jié)論:1985~2011年，農(nóng)民人均純收入與人均農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力存在著雙向的因果關(guān)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(guān)系。

3.4脈沖響應(yīng)分析

經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)和調(diào)整后，通過(guò)AIC準(zhǔn)則與SC準(zhǔn)則的反復(fù)驗(yàn)證，可以建立最佳滯后期為1的VAR模型，并通過(guò)滯后結(jié)構(gòu)檢驗(yàn)，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(yīng)分析，結(jié)果見圖1~2。

累積脈沖響應(yīng)函數(shù)見圖3~4。

利用脈沖響應(yīng)函數(shù)來(lái)分析農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)民收入的影響。圖1顯示， 人均農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力對(duì)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(shí)達(dá)到最大，呈由小到大、逐步穩(wěn)定的形態(tài)過(guò)程，這說(shuō)明人均農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力對(duì)農(nóng)民人均純收入的影響比較穩(wěn)定，可能是由于受到當(dāng)時(shí)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(dòng)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(shí)際情況；圖3顯示，人均農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力對(duì)農(nóng)民人均純收入的累積脈沖響應(yīng)的影響是正向的，并且趨勢(shì)是一直趨于上升，是逐步趨于穩(wěn)定的正向響應(yīng)狀態(tài)，這說(shuō)明人均農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力的增加對(duì)促進(jìn)農(nóng)民人均純收入的增長(zhǎng)需要一個(gè)過(guò)程；圖4顯示，人均化肥施用量對(duì)農(nóng)民人均純收入的累積脈沖響應(yīng)也是正向的并且一直趨于上升的趨勢(shì)，是較平穩(wěn)的正向響應(yīng)過(guò)程，這說(shuō)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(yīng)。

4結(jié)論與建議

農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)民收入影響的實(shí)證結(jié)果表明：目前湖北省人均農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力對(duì)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(tái)的一系列加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械化政策決定的；人均化肥施用量對(duì)農(nóng)民人均純收入的影響相對(duì)較小，但對(duì)農(nóng)民人均純收入的影響不容忽視。

4.1增加對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)科研的資金投入

面對(duì)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(shù)進(jìn)步。要解決農(nóng)業(yè)技術(shù)的資金問(wèn)題，政府需要減輕農(nóng)民購(gòu)買設(shè)備的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，對(duì)所購(gòu)買的設(shè)備給予補(bǔ)貼、減免等各種優(yōu)惠，保證農(nóng)業(yè)技術(shù)能夠更好地發(fā)揮作用。

4.2加大農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣的投入力度

重點(diǎn)突出農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步，廣泛開展農(nóng)機(jī)化技術(shù)推廣、培訓(xùn)等活動(dòng)，大力培育農(nóng)機(jī)服務(wù)組織，全面提高農(nóng)機(jī)化生產(chǎn)水平，從而促進(jìn)農(nóng)民增收。不斷加大對(duì)大型農(nóng)機(jī)具的推廣和應(yīng)用力度，提高農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化生產(chǎn)水平。應(yīng)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(shù)推廣活動(dòng)。

4.3加強(qiáng)對(duì)農(nóng)民生產(chǎn)技能的培訓(xùn)

要加快農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步，增加農(nóng)民收入，加強(qiáng)對(duì)農(nóng)民進(jìn)行生產(chǎn)技能的培訓(xùn)，提高農(nóng)民的人力資本素質(zhì)。使農(nóng)民通過(guò)掌握先進(jìn)的知識(shí)，利用先進(jìn)的技術(shù)優(yōu)勢(shì)，真正成為農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的受益者。成立技能培訓(xùn)基地，組織專業(yè)人員管理，健全技能培訓(xùn)制度。

參考文獻(xiàn)：

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

［２］ 熊彼特．經(jīng)濟(jì)發(fā)展理論［Ｍ］．北京：商務(wù)印書館，１９９０．

［３］ 海韋爾Ｇ ·瓊斯．現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論導(dǎo)引［Ｍ］．北京：商務(wù)印書館，１９９４．

［４］ 張東輝，司志賓．教育、技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)村收入差距——基于中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的分析 ［Ｊ］．經(jīng)濟(jì)評(píng)論，２００７（５）：４２－４６．

［５］ 林毅夫．“三農(nóng)”問(wèn)題與我國(guó)農(nóng)村的未來(lái)發(fā)展［Ｊ］．農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題， ２００３（１）：１９－２４．

［６］ 黃祖輝，錢峰燕．技術(shù)進(jìn)步對(duì)我國(guó)農(nóng)民收入的影響及對(duì)策分析［Ｊ］．中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，２００３（１２）：１１－１７．

［７］楊新銘，周云波．技術(shù)進(jìn)步與人力資本對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的作用——基于我國(guó)１９９５～２００５年分省數(shù)據(jù)面板分析的實(shí)證研究［Ｊ］．山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，２００８（５）：１９－２５．

［８］ 黃先海，徐圣．中國(guó)勞動(dòng)收入比重下降成因分析——基于勞動(dòng)節(jié)約型技術(shù)進(jìn)步的視角［Ｊ］．經(jīng)濟(jì)研究，２００９（７）：３４－４４．

［９］ 劉進(jìn)寶，劉洪．農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)弱相關(guān)性分析［Ｊ］．中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，２００４（９）：２６－３７．

［１０］ 張莉，李捷瑜，徐現(xiàn)祥．國(guó)際貿(mào)易、偏向型技術(shù)進(jìn)步與要素收入分配［Ｊ］．經(jīng)濟(jì)學(xué)（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(jī)械總動(dòng)力，HS為人均化肥施用量。由于對(duì)變量進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換后不改變?cè)蛄械膮f(xié)整關(guān)系，并能消除可能的異方差，故對(duì)SR、NJ和HS三個(gè)變量取自然對(duì)數(shù)，得出新的變量序列，分別記做LSR、LNJ和LHS。

3實(shí)證分析

3.1單位根檢驗(yàn)

為了消除異方差，運(yùn)用ADF法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)其3組序列是否為平穩(wěn)的時(shí)間序列。表1顯示，LSR、LNJ和LHS的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量大于顯著性水平1%、5%、10%時(shí)的臨界值，所以接受原假設(shè)，即序列LSR、LNJ和LHS存在單位根，是非平穩(wěn)的序列，因此對(duì)序列LSR、LNJ和LHS進(jìn)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(lái)看， LHS和LSR是平穩(wěn)的。

3.2Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

為確定變量間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，采用Johansen檢驗(yàn)法對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。表2的跡統(tǒng)計(jì)量結(jié)果顯示，無(wú)協(xié)整關(guān)系、至多1個(gè)協(xié)整關(guān)系時(shí)跡統(tǒng)計(jì)量大于5%時(shí)的顯著性水平，繼續(xù)觀察至多2個(gè)協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，此時(shí)檢驗(yàn)值小于5%的顯著性水平，因此拒絕該假設(shè)，說(shuō)明利用跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)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(yàn)結(jié)果也得出了相同的結(jié)論，即3個(gè)變量之間存在著2個(gè)協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果證明農(nóng)民人均純收入與人均農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力、人均化肥使用量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。根據(jù)各種確定滯后階數(shù)的準(zhǔn)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(jié)論：從長(zhǎng)期看，人均農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力每增加1%，促進(jìn)農(nóng)民人均純收入可增長(zhǎng)1.696%；人均化肥使用量每增加1%，農(nóng)民人均純收入將增長(zhǎng)2.773%。

3.3格蘭杰因果檢驗(yàn)

通過(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)以后，對(duì)變量LSR、LNJ和LHS進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。由表3的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果顯示，對(duì)于LNJ和LSR，二者在5%的顯著性水平下是雙向格蘭杰因果關(guān)系，而在1%的顯著性水平下則表現(xiàn)為L(zhǎng)NJ到LSR的單向格蘭杰因果關(guān)系。在1%的顯著性水平下，LHS和LSR是雙向格蘭杰因果關(guān)系，而在5%的顯著性水平下則表現(xiàn)為L(zhǎng)SR到LHS的單向格蘭杰因果關(guān)系。通過(guò)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，可以得出結(jié)論:1985~2011年，農(nóng)民人均純收入與人均農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力存在著雙向的因果關(guān)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(guān)系。

3.4脈沖響應(yīng)分析

經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)和調(diào)整后，通過(guò)AIC準(zhǔn)則與SC準(zhǔn)則的反復(fù)驗(yàn)證，可以建立最佳滯后期為1的VAR模型，并通過(guò)滯后結(jié)構(gòu)檢驗(yàn)，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(yīng)分析，結(jié)果見圖1~2。

累積脈沖響應(yīng)函數(shù)見圖3~4。

利用脈沖響應(yīng)函數(shù)來(lái)分析農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)民收入的影響。圖1顯示， 人均農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力對(duì)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(shí)達(dá)到最大，呈由小到大、逐步穩(wěn)定的形態(tài)過(guò)程，這說(shuō)明人均農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力對(duì)農(nóng)民人均純收入的影響比較穩(wěn)定，可能是由于受到當(dāng)時(shí)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(dòng)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(shí)際情況；圖3顯示，人均農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力對(duì)農(nóng)民人均純收入的累積脈沖響應(yīng)的影響是正向的，并且趨勢(shì)是一直趨于上升，是逐步趨于穩(wěn)定的正向響應(yīng)狀態(tài)，這說(shuō)明人均農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力的增加對(duì)促進(jìn)農(nóng)民人均純收入的增長(zhǎng)需要一個(gè)過(guò)程；圖4顯示，人均化肥施用量對(duì)農(nóng)民人均純收入的累積脈沖響應(yīng)也是正向的并且一直趨于上升的趨勢(shì)，是較平穩(wěn)的正向響應(yīng)過(guò)程，這說(shuō)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(yīng)。

4結(jié)論與建議

農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)民收入影響的實(shí)證結(jié)果表明：目前湖北省人均農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力對(duì)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(tái)的一系列加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械化政策決定的；人均化肥施用量對(duì)農(nóng)民人均純收入的影響相對(duì)較小，但對(duì)農(nóng)民人均純收入的影響不容忽視。

4.1增加對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)科研的資金投入

面對(duì)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(shù)進(jìn)步。要解決農(nóng)業(yè)技術(shù)的資金問(wèn)題，政府需要減輕農(nóng)民購(gòu)買設(shè)備的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，對(duì)所購(gòu)買的設(shè)備給予補(bǔ)貼、減免等各種優(yōu)惠，保證農(nóng)業(yè)技術(shù)能夠更好地發(fā)揮作用。

4.2加大農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣的投入力度

重點(diǎn)突出農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步，廣泛開展農(nóng)機(jī)化技術(shù)推廣、培訓(xùn)等活動(dòng)，大力培育農(nóng)機(jī)服務(wù)組織，全面提高農(nóng)機(jī)化生產(chǎn)水平，從而促進(jìn)農(nóng)民增收。不斷加大對(duì)大型農(nóng)機(jī)具的推廣和應(yīng)用力度，提高農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化生產(chǎn)水平。應(yīng)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(shù)推廣活動(dòng)。

4.3加強(qiáng)對(duì)農(nóng)民生產(chǎn)技能的培訓(xùn)

要加快農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步，增加農(nóng)民收入，加強(qiáng)對(duì)農(nóng)民進(jìn)行生產(chǎn)技能的培訓(xùn)，提高農(nóng)民的人力資本素質(zhì)。使農(nóng)民通過(guò)掌握先進(jìn)的知識(shí)，利用先進(jìn)的技術(shù)優(yōu)勢(shì)，真正成為農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的受益者。成立技能培訓(xùn)基地，組織專業(yè)人員管理，健全技能培訓(xùn)制度。

參考文獻(xiàn)：

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［４］ 張東輝，司志賓．教育、技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)村收入差距——基于中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的分析 ［Ｊ］．經(jīng)濟(jì)評(píng)論，２００７（５）：４２－４６．

［５］ 林毅夫．“三農(nóng)”問(wèn)題與我國(guó)農(nóng)村的未來(lái)發(fā)展［Ｊ］．農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題， ２００３（１）：１９－２４．

［６］ 黃祖輝，錢峰燕．技術(shù)進(jìn)步對(duì)我國(guó)農(nóng)民收入的影響及對(duì)策分析［Ｊ］．中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，２００３（１２）：１１－１７．

［７］楊新銘，周云波．技術(shù)進(jìn)步與人力資本對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的作用——基于我國(guó)１９９５～２００５年分省數(shù)據(jù)面板分析的實(shí)證研究［Ｊ］．山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，２００８（５）：１９－２５．

［８］ 黃先海，徐圣．中國(guó)勞動(dòng)收入比重下降成因分析——基于勞動(dòng)節(jié)約型技術(shù)進(jìn)步的視角［Ｊ］．經(jīng)濟(jì)研究，２００９（７）：３４－４４．

［９］ 劉進(jìn)寶，劉洪．農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)弱相關(guān)性分析［Ｊ］．中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，２００４（９）：２６－３７．

［１０］ 張莉，李捷瑜，徐現(xiàn)祥．國(guó)際貿(mào)易、偏向型技術(shù)進(jìn)步與要素收入分配［Ｊ］．經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），２０１２（２）：４０９－４２８．