□李英杰

（山東理工大學經(jīng)濟學院，山東 淄博 255000）

隨著我國農(nóng)村經(jīng)濟體制改革不斷發(fā)展，農(nóng)村經(jīng)濟保持平穩(wěn)有序發(fā)展，但在“城市及其工業(yè)優(yōu)先發(fā)展”的政策指引下[1]，農(nóng)村經(jīng)濟出現(xiàn)了農(nóng)村集體經(jīng)濟薄弱、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入不足等問題，嚴重影響了農(nóng)民增產(chǎn)增收，因此加快推進區(qū)域經(jīng)濟增長，加大農(nóng)業(yè)科技投入力度[2]，推動農(nóng)村經(jīng)濟向更高水平發(fā)展，成為促進農(nóng)民增產(chǎn)增收的重要途徑。

1 實證分析

1.1 模型構(gòu)建

采用傳統(tǒng)的C-D 生產(chǎn)函數(shù)模式，為了抑制變量的異方差，對相關(guān)變量進行對數(shù)化處理，模型如下。

式中：ilorr是被解釋變量，表示農(nóng)村居民收入水平；iloasat和regl為核心解釋變量，分別表示農(nóng)業(yè)科技投入水平和區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長水平；control是一組控制變量構(gòu)成的向量；i表示3 個區(qū)域；t表示年份；β1、β2、αi為待估計參數(shù)；C為截距項；ηi為區(qū)域固定效應；μt為時間固定效應；εit為隨地區(qū)和時間變化的擾動項。

1.2 變量選取

被解釋變量農(nóng)村居民收入水平（ilorr）用區(qū)域農(nóng)村居民人均可支配收入來衡量。

核心解釋變量為農(nóng)業(yè)科技投入水平（iloasat）和區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長水平（regl）。用山東省各市公共類財政預算支出中科學技術(shù)支出的7%作為農(nóng)業(yè)科技投入水平的代理變量。選取各區(qū)域地市級農(nóng)林牧漁業(yè)增加值作為區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的衡量指標。

控制變量為農(nóng)業(yè)財政支出水平（tloafe）、農(nóng)作物播種面積（saoc）、公路密度（hd）和金融環(huán)境（fe），分別用各市財政支出中的農(nóng)林水務支出、各市農(nóng)作物總播種面積、各市公路情況中的公路密度和各市金融機構(gòu)本外幣貸款總額來表示。

1.3 數(shù)據(jù)來源說明

實證研究的樣本區(qū)間為2010—2018 年，選用的數(shù)據(jù)來自2010—2018 年《山東省統(tǒng)計年鑒》及山東省各地級市統(tǒng)計年鑒。以2010 年的基期價格指數(shù)對變量進行調(diào)整，消除價格變動帶來的影響。其中，利用農(nóng)村居民消費價格指數(shù)對農(nóng)民人均可支配收入和地市級農(nóng)林牧漁業(yè)增加值進行調(diào)整，利用農(nóng)村商品零售價格指數(shù)對山東省各市公共類財政預算中的科學技術(shù)支出和地方財政支出中的農(nóng)林水務支出進行調(diào)整。為提高實證模型擬合度，減弱異方差影響，對各變量都進行對數(shù)化處理。

2 實證結(jié)果

2.1 基礎回歸及分析

采用固定效應模型（FE）、隨機效應模型（RE）兩種模型進行基礎回歸，根據(jù)Hausman 檢驗對模型進行篩選?；净貧w結(jié)果見表1。

表1 整體樣本回歸結(jié)果

在控制其他變量后，農(nóng)業(yè)科技投入水平（iloasat）對農(nóng)村居民收入水平產(chǎn)生正向影響，固定效應模型結(jié)果為0.032 5，并通過10%的顯著性檢驗，說明農(nóng)業(yè)科技水平提高1%，農(nóng)村居民收入將上升0.032 5%。這與羅序斌等（2011）的研究結(jié)論一致，農(nóng)業(yè)科技投入能夠使農(nóng)村人均收入增加。

區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長水平（regl）的回歸系數(shù)0.763 1，并通過1%的顯著性檢驗，這表明區(qū)域經(jīng)濟增長每提高1%，農(nóng)村居民收入將提高0.763 1%。說明區(qū)域經(jīng)濟增長水平提高能促進農(nóng)村居民增收，而且是影響農(nóng)民增收的重要因素之一。區(qū)域經(jīng)濟增長將帶動農(nóng)民收入提升，這與諸多文獻的研究結(jié)論一致。

農(nóng)業(yè)財政支出水平（tloafe）對農(nóng)村居民收入影響并不顯著，原因可能是農(nóng)業(yè)財政支出涉及發(fā)改委、財政、交通、農(nóng)業(yè)、水利、氣象等部門，由于管理機制較為復雜，在具體操作時，難免會出現(xiàn)資金使用缺乏監(jiān)督、使用效率低、使用效果不理想等問題，導致農(nóng)業(yè)財政支出對農(nóng)村居民收入增長影響不顯著。農(nóng)作物播種面積（saoc）對農(nóng)村居民收入提高也不顯著，具體原因可能是單純提高農(nóng)作物種植面積，不得不減少非農(nóng)勞動投入時間，農(nóng)民可獲得的工資性收入減少，農(nóng)民增收受到抑制；對于種植經(jīng)濟作物的農(nóng)村居民而言，盲目擴大種植面積或許會違背經(jīng)濟規(guī)律，出現(xiàn)“谷賤傷農(nóng)”的現(xiàn)象，這對農(nóng)民增收產(chǎn)生消極影響。公路密度（hd）的回歸系數(shù)是0.411 8，并通過1%的顯著性檢驗，表明公路密度越大，農(nóng)村居民收入越高，公路密度提高1%，農(nóng)村居民收入增加0.411 8%。金融環(huán)境（fe）的回歸系數(shù)是0.302 2，并通過1%的顯著性檢驗，表明金融環(huán)境與農(nóng)村居民收入之間存在顯著正向關(guān)系，以金融機構(gòu)本外幣貸款總額來衡量區(qū)域金融環(huán)境，農(nóng)民對貸款的需求增加，更多資金注入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動，對農(nóng)民增產(chǎn)增收起到促進作用。

2.2 分區(qū)域樣本估計結(jié)果及分析

為了進一步檢驗不同區(qū)域核心解釋變量、控制變量對于農(nóng)民收入的影響，對山東省16 地市進行分區(qū)域估計與檢驗。分區(qū)域基本回歸結(jié)果見表2。

表2 的回歸結(jié)果表明，在具體數(shù)值及顯著性水平上，魯東、魯中、魯西（北）3 個不同地域之間存在較大差異，說明在影響農(nóng)民收入的因素方面，不同地域存在著較大的地區(qū)差別。

表2 分區(qū)域樣本回歸結(jié)果

回歸結(jié)果顯示，在魯東和魯中地區(qū)，農(nóng)業(yè)科技投入水平對農(nóng)村居民收入水平的影響并不顯著，這可能是由于東中部地區(qū)農(nóng)業(yè)科技始終保持著較高水平，政府增加科技投入支出并不能更高水平地提高農(nóng)業(yè)科技水平，因此對農(nóng)民收入影響甚微；再加上一些地區(qū)科研經(jīng)費的投入存在審查不嚴、缺乏監(jiān)管、使用效率低下等問題，也可能導致科技投入支出對農(nóng)民收入影響不大。但在經(jīng)濟發(fā)展水平相對落后的魯西（北）地區(qū)，在1%的顯著性水平下，農(nóng)業(yè)科技投入與農(nóng)村居民收入正相關(guān)，影響系數(shù)是0.100 4，這說明魯西（北）地區(qū)農(nóng)業(yè)科技投入水平越高，越會促進農(nóng)民收入的增長，這同陸文聰（2013）關(guān)于中國農(nóng)業(yè)科技進步與農(nóng)民收入增長的研究結(jié)論一致，農(nóng)業(yè)科技進步通過農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、農(nóng)業(yè)資源配置調(diào)整以及農(nóng)業(yè)增長方式的轉(zhuǎn)變等途徑促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，保障農(nóng)民增收。

從區(qū)域經(jīng)濟增長對不同區(qū)域農(nóng)民收入影響可以看到，魯東、魯中、魯西（北）3 個地區(qū)的區(qū)域經(jīng)濟增長均在1%的顯著性水平上對農(nóng)村居民收入產(chǎn)生正向影響，回歸系數(shù)分別是1.009 1、0.794 6、0.664 9，促進作用依次遞減。產(chǎn)生這一結(jié)果的原因也非常明確，魯東經(jīng)濟增長水平高于魯中、魯西（北），地區(qū)經(jīng)濟增長水平越高，對于該地區(qū)農(nóng)民增收效應影響越大。

關(guān)于農(nóng)作物播種面積對于農(nóng)民收入的影響，不同地區(qū)存在著明顯差異，魯東地區(qū)的回歸系數(shù)是0.880 6并在1%的水平下通過顯著性檢驗，魯中地區(qū)的回歸系數(shù)為-0.441 8 并在10%的水平下通過顯著性檢驗，魯西（北）地區(qū)的回歸系數(shù)為0.119 7 并且不顯著，說明農(nóng)作物播種面積越大，對魯東地區(qū)的農(nóng)民增收產(chǎn)生正向影響，對魯中地區(qū)的農(nóng)民增收產(chǎn)生負向影響，對魯西（北）地區(qū)影響甚微。其原因可能是魯東地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化、機械化水平較高，在生產(chǎn)效率高水平下，播種面積增加能夠切實提高農(nóng)民收入；魯中地區(qū)雖地域面積廣闊，但農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率不高，農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)中有部分是來自外出務工收入，擴大種植面積使農(nóng)民外出務工收入減少，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性收入增加，但農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性收入遠少于外出務工收入，因此播種面積擴大會對農(nóng)民收入產(chǎn)生負向影響；魯西（北）地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展較魯東、魯中相對落后，年輕的農(nóng)村勞動力大都外出務工，農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)中農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性收入占比較少，因此農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對魯西（北）地區(qū)農(nóng)民收入增長影響效果較小。

從回歸結(jié)果來看，公路密度對于農(nóng)村居民收入水平的影響僅有魯西（北）地區(qū)在1%的水平下顯著，魯東地區(qū)、魯中地區(qū)并不顯著，說明在經(jīng)濟發(fā)展相對落后的魯西（北）地區(qū)，公路密度對農(nóng)民收入的影響效果更大，而在經(jīng)濟發(fā)展水平相對較高的魯東、魯中地區(qū)，公路密度對農(nóng)民收入影響甚微。

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

第一，就山東省整體而言，農(nóng)業(yè)科技投入對農(nóng)民收入增長有顯著正向影響，科技投入水平越高，農(nóng)村居民收入就越高。

第二，分區(qū)域而言，農(nóng)業(yè)科技投入對農(nóng)民收入增長的影響，區(qū)域之間存在著明顯的異質(zhì)性，尤其對于魯西（北）地區(qū)影響最為顯著，農(nóng)業(yè)發(fā)展水平相對較差的區(qū)域更應該加大農(nóng)業(yè)科技的投入力度。

第三，區(qū)域經(jīng)濟增長對農(nóng)民增收有顯著正向影響，且地區(qū)間的差異不大。

第四，農(nóng)業(yè)財政支出水平對農(nóng)民收入影響效果不顯著，分區(qū)域而言影響效果同樣不顯著。

第五，就整體而言，農(nóng)民收入增長受播種面積影響不顯著；分區(qū)域而言，魯東、魯中地區(qū)影響顯著為正，且在經(jīng)濟較為發(fā)達的東部地區(qū)影響效果更為明顯。

第六，公路密度、金融環(huán)境對農(nóng)民收入產(chǎn)生顯著正向影響。分區(qū)域而言，公路密度僅在經(jīng)濟發(fā)展水平較差的魯西（北）地區(qū)影響顯著，在魯東中部地區(qū)影響效果不顯著；金融環(huán)境在魯中地區(qū)影響顯著，但在魯西（北）地區(qū)影響效果不明顯。

3.2 建議

第一，農(nóng)業(yè)科技投入對農(nóng)民收入增加起到促進作用，所以政府要加大農(nóng)業(yè)科技經(jīng)費投入，加大農(nóng)業(yè)科研力度，促進農(nóng)業(yè)技術(shù)研發(fā)，特別是對經(jīng)濟發(fā)展相對薄弱的魯西（北）地區(qū)，更應該在此基礎上合理優(yōu)化農(nóng)業(yè)科技資源，完善農(nóng)業(yè)科技體制，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，增加農(nóng)業(yè)科技投入，更好地帶動農(nóng)民增產(chǎn)增收。

第二，雖然山東省內(nèi)東、中、西部地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟水平存在差異，但是研究顯示，區(qū)域經(jīng)濟增長對農(nóng)民增收的正向促進作用非常明顯。因此政府還應努力推進經(jīng)濟發(fā)展，通過核心城市輻射帶動、資源合理配置等手段，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，縮小區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距，實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟穩(wěn)健增長，促進區(qū)域經(jīng)濟與農(nóng)民增收協(xié)調(diào)發(fā)展。

第三，政府要進一步加大對農(nóng)業(yè)財政投入力度，深化農(nóng)村金融改革，降低農(nóng)村金融機構(gòu)風險。應加大農(nóng)業(yè)基礎設施投資，完善公路、水利等基礎設施建設，推動城鄉(xiāng)一體化發(fā)展，縮小城鄉(xiāng)收入差距。