農業科技進步對農民收入影響
——基于馬鈴薯主產區的面板數據

沈 洋

（華僑大學數量經濟研究院，福建廈門 362021）

自改革開放以來，我國農業發展取得了巨大進展，不僅用只占世界7%的耕地面積養活了世界21%的人口，還很好地滿足了長期以來我國經濟高速發展對農業原料的需求。但現階段，我國農業發展面臨國內資源稟賦比較優勢缺失以及國際農業技術競爭加劇的雙重挑戰。依靠資源和要素投入的粗放型傳統農業發展已難以為繼。同時，在面對自然氣候變化、人口增長與自然資源約束等挑戰時，以創新驅動農業的轉型升級已成為增強農業競爭力的必然選擇[1]。

馬鈴薯作為我國第四大糧食作物，在深入推進的馬鈴薯主糧化戰略過程中不僅為當地脫貧攻堅提高農戶收入作出了巨大貢獻，還拉動了相關配套產業的快速發展，為促進地區整體經濟發展貢獻力量。因此研究馬鈴薯產區農業科技進步與農戶收入之間的關系，厘清兩者深層影響邏輯對于保證農產品的穩定供給、助推三農事業持續健康發展具有現實意義。

一 文獻綜述

長期以來，農民收入是國內外學者關注的焦點。在社會新常態下如何提高農民收入水平和現代農業發展水平成為了眾多學者關注的熱點。當前，學界對農業科技進步與農戶收入之間的關系研究存在爭議，即農業科技進步是否能促進農戶收入的提高存在爭議。一方認為農業科技進步能夠帶動農民收入增加，Evenson等[2]通過對美國等國的農業科研投資與農民收入之間的關系進行考察，發現政府加大農業科技投入對農民收入具有正向影響；羅序斌等[3]通過格蘭杰因果檢驗法研究了我國中部地區農業科技與農戶收入的關系，發現農業科技能夠顯著促進農戶收入的提高；劉玉春等[4]通過構建多變量VAR模型后，運用協整分析、Granger因果檢驗、脈沖響應函數和方差分解等方法實證研究了我國1980—2011年農業科技進步與農戶收入增長之間的關系，也得出農業科技進步能夠促進農民收入的提高的結果。賈立[5]通過采用因子分析法和格蘭杰因果檢驗發現農業科技進步對農民收入的提高具有正向沖擊作用；另一方則認為農業科技進步對農民收入提高的作用有限甚至可能有反向效果。根據Cochrane[6]提出的農業踏車理論認為，農業科技進步提高了農產品供給量，但降低了產品單價從而對農民收入具有抑制作用。Minten等[7]研究發現農業科技與農民家庭財富之間存在微弱的影響關系；唐國華等[8]從公共產品供給視角進行分析，發現農業科技公共供給對農戶收入的提高作用極其微弱；俞培果等[9]從城鄉收入差距的視角著手，發現農業科技進步不但會抑制農民收入的提高，還會加大城鄉收入差距，存在馬太效應。黃祖輝等[10]、劉進寶等[11]也認為農業科技進步對農業純收入有負作用或是影響有限。

顯然，已有文獻對本研究分析農業科技進步與農民收入之間的關系提供了思路和方法借鑒，但仍存在邊際改進空間。第一，大量文獻表明科技進步與農業收入之間的相關關系是存在爭議的，為本文繼續分析兩者關系提供空間；第二，文獻表明農業科技進步對農戶收入存在異質性，根據農業發展程度其效果不同；第三，以往文獻從我國整體或是某一區域進行了研究而相對缺乏對農業中某一具體產業的研究。第四，大量文獻對于科技進步與收入的研究停留在靜態面板回歸，此類方法難以分析變量之間內在的影響作用或是被解釋變量的慣性作用，因而具有一定的局限性。因此，本文的邊際貢獻可能在于將研究對象鎖定為我國第四主糧的馬鈴薯，將研究對象細分到某一具體產業，這可以提高提農業科技進步與農戶收入之間的研究精度；同時，引入兩步系統GMM模型進行動態分析，可以解決各變量內生性問題以及驗證農民收入是否存在路徑依賴。

二 模型構建

（一）變量選取

（1）被解釋變量

農民純收入是指農村居民當年從各個來源渠道得到的總收入，相應地扣除獲得收入所發生的費用后的收入總額。

（2）解釋變量

1.農業科技進步（TFP）。在農業科技的影響下，一方面農戶在農業生產過程中能夠及時更新生產工具，提高機械化水平，從而更加充分地運用各種生產資料以獲得更高的農業產出；另一方面在現代科技推廣與普及的過程中，農戶的綜合素質會得到相應提高，能夠更加積極主動地從市場需求角度來考慮農業生產，從而提高農業全要素生產率。為更加客觀地反映農業科技進步在農業生產實際過程中的應用情況，本研究參照曾智[12]、蘇薈[13]的做法，選取DEA-Malmquist指數測度的全要素生產率效率值作為科技進步的代理變量。其中Malmquist指數的計算體系參考倫閏琪[14]、羅屹[15]的做法，選取單位面積的產量為產出變量，種子費、化肥費、機械化水平、勞動力投入、農藥費為投入變量。為了剔除價格變動帶來的影響，以2011年的價格為基期（100）對各個省市的每年的價格進行平減，其中個別價格指數值缺失，采取插值法進行補齊。DEA—Malmquist指數測算所使用的軟件為DEAP 2.1。

2.經濟發展水平（GDP）。經濟發展水平是反映社會經濟現象在不同時期的規?；蛩?，當一個地區的經濟發展水平不斷提高，外界的生產要素便會不斷向該地區聚集。此外，經濟發展是一個地區財政收入的基礎性來源，只有當經濟能夠保持穩定發展，政府機關才有足夠的財政資金用于三農支出。張宇青等[16]認為農業經濟增長能提高農戶增加非農收入的機會，對農民收入的影響作用均比較顯著，但在方向上由負轉正。本研究選取地區GDP作為代理變量。

3.產業結構（Industry）。產業結構的不斷調整是影響農戶收入的重要影響因素。隨著二三產業的不斷發展，非農產業在國民經濟中的比重不斷上升，能夠為轉移到城市中的農村人口提供大量的就業崗位，進而促進農戶非農收入的增加。本研究選取第三產業產值占國民經濟中的比重作為代理變量。

4.互聯網普及率（Internet）?；ヂ摼W的普及不但可以幫助農戶打破遠離城市的地域劣勢，還能夠通過互聯網平臺獲取更多市場信息，開拓市場資源以及拓寬技術渠道，是促進農戶增收的有效路徑。梁強等[17]指出隨著互聯網向農村更加深入的推廣，電子商務也成為農村經濟發展的新模式，“淘寶村”“淘寶鎮”的大量興起也證實了這一新模式的可行性，這可能對農戶收入的增加有促進作用。本研究選取農村人口互聯網使用人數占農村總人口的比重作為代理變量。

5.城鎮化（Urbr）。城鎮化是指隨著社會生產力的進一步深化發展，大量的人力資源、土地、生產資金等生產要素不斷向城市集聚，在城鎮化推進的過程中不僅能夠促進農業資本深化、技術資本向農村地區外溢，還能夠帶動農業產業結構優化以及農村土地流轉帶來的農業適度規?；a，從而提高農業勞動生產效率并增加農戶收入。

6.交通基礎設施（Road）。農產品的市場規模與供給情況受到交通基礎設施的影響[18]。一個完善的交通網絡體系能夠提高農產品運輸效率、節約運輸成本、促進社會資源的優化配置。在交通運輸條件的刺激下各區域間的要素資源能夠更加高效地進入到社會分工體系之中，從而提高勞動生產效率，增加農戶的經營性收入。本研究選取等級公路與等外公路之和作為代理變量。

（二）模型設定

基于以上設定，本研究分別從靜態和動態兩個角度來構建回歸模型，為消除異方差和縮小數量級，對所有變量取自然對數，因此構建的模型所下所示：

上式中，i表示個體，t表示時間，Z表示控制變量，Income表示農民收入，tfp表示農業科技進步水平。

本文測算馬鈴薯全要素生產率的數據來源于2011—2018年《全國農產品成本收益匯編》，各解釋變量的數據來源于各地區統計年鑒和《國民經濟和社會發展統計公報》，16個馬鈴薯主產區的樣本選取來自于《中國馬鈴薯優勢區域布局規劃(2008—2015)》。

三 實證分析

（一）回歸分析

運用stata15.1軟件對16個省份2011—2018年的面板數據進行分析。在回歸分析之前需要對模型選擇進行相關檢驗，經過豪斯曼檢驗的結果，最終確定選取固定效應模型進行回歸分析。為消除異方差以及縮小數量級，本文對所有變量取自然對數?；貧w結果如下表1所示：

表1 農業科技進步與農民收入的回歸結果

通過表1的固定效應模型回歸結果可知，農業科技進步對農民收入有顯著的抑制作用。其可能的原因是：一是當農業現代化水平、規?；潭炔粩嗵岣?，農業生產所需要的勞動力數量會相應減少，這導致農村剩余勞動力數量不斷增加，這部分人群在很長一段時間內信息封閉，農業意識未能及時轉變，在未來一段時間內將處于沒有工作崗位的境地，收入來源無法保證可持續性甚至無法保證能否獲得收入；二是科技不斷發展，對勞動力的素質要求也就越高，被現代科技替換的勞動力在短時間內因無法適應城市產業的技能需要，被轉移到城市中只能從事技能要求較低的工作，但隨著勞動者對新科技的不斷接受與適應，其工資會緩慢上升。

從各解釋變量來看：

1.互聯網普及率對農戶收入的影響系數為-0.0049，且在1%顯著性水平下顯著。表明兩者存在一定的反向關系，其可能的原因是農業生產主體包含著年齡較大、教育素質較低的農戶，這部分主體不能充分利用互聯網資源來提高自己的決策信息，反而因使用互聯網會存在一定的時間和物質成本，這降低了農戶的收入。

2.交通基礎設施對農戶收入的影響系數為0.7452，且在1%顯著性水平顯著。交通基礎設施的不斷完善能夠打破區域之間要素流動的壁壘，降低農業生產過程中的各項要素交換成本。此外，在通達的交通網絡條件下農業技術能夠更加迅速地向農村地區推廣和普及，促使農業由于科技進步帶來的生產力提高，農業生產者享受到農業科技進步帶來的成果。

3.城鎮化與農戶收入的影響系數為1.5387，且在1%顯著性水平下顯著。城鎮化的推進對農民收入提高的傳導機制大致可以歸納為以下兩個方面：第一，城鎮化的深入推進能夠促使農業剩余勞動力向城市非農產業轉移，從而提高農業人口的非農收入；第二，大量農村剩余勞動力向城市轉移過程中，受土地流轉機制的影響，大量的土地會集聚到龍頭企業、種養大戶等新型農業經營主體之中，這有助于提高農業集約化水平，提高農業產量。

4.地區經濟發展水平對農民收入的影響系數為0.3171，且在1%顯著性水平下顯著。在地區經濟不斷發展的過程中，大量的生產要素向該地區集聚，農業技術、農業資本以及人力資本等要素不斷向農村地區外溢，這有助于提高農業現代化水平。

5.產業結構與農民收入的影響系數為0.7474，且在1%顯著性水平下顯著。在產業結構不斷調整的過程中，地區市場化水平不斷提高，農戶有更多的機會參與到市場競爭之中，增加農戶經營性收入；此外，產業結構不斷動態調整有助于提高農業與第三產業的融合發展從而延長農業產業鏈，拓寬農業生產范圍，這有助于改善農戶收入結構單一的狀況，提高整體收入[19]。

在穩健性檢驗中參照李琴英[20]的做法將農業科技進步代理變量替換為農業機械總動力與農業播種面積的比值進行回歸檢驗。限于篇幅，回歸結果不展示，其影響系數為-0.223，相關關系未發生改變，說明模型是穩健的。

考慮到農戶掌握現代科技以及轉移人口適應城市生活有一定滯后效應以及前一期的農戶收入可能對當期的收入造成慣性作用，因此本研究選取農業科技和農民純收入的滯后項進行動態分析。在引入滯后一期的被解釋變量之后可能出現模型內生性問題，若采用傳統的固定效應模型和隨機效應模型會使得所估計的結果有偏差，但GMM估計法可以很好地避免這一問題。GMM估計法分為差分GMM和系統GMM，系統GMM可以利用更多的樣本信息，通常情況下其估計的結果比差分GMM的結果更加有效。系統GMM分為一步和兩步，本文運用兩步系統GMM模型進行估計。通過對AR(1)和AR(2)的P值進行觀察，表明模型不存在一階序列自相關和二階序列自相關，Hansen的工具性檢驗的P值大于0.1，說明工具變量設置合理。在納入滯后項的動態回歸分析中，農業科技進步對農民收入的提高具有顯著促進作用。隨著農業生產主體對農業科技的進一步熟練掌握，科技進步能夠很好地轉化為實際生產力。剩余勞動力向城市轉移的過程中，若掌握了基本的非農產業技能，在城市工作中便具有更多的選擇權，從而提高非農收入，即農業科技進步通過勞動力轉移對農戶收入的提高具有間接作用，此外在土地流轉機制的影響下，人均土地占有量提高有助于農業規?；l展和勞動生產效率的提高，這對農戶收入的提高具有直接效用[21]。

（二）非線性回歸分析

在探究農業科技進步對農業收入的相關關系時，考慮到科技進步與推廣在農村地區存在著相應的遲滯效應即農業科技效果的發揮存在著與農作物生長周期的時間差。同時，農業科技在農村地區的推廣也是需要時間驗證，不同程度的科技進步水平對農民收入的影響可能是不同的。為了探究農業科技進步對農民收入的非線性影響，因此選取面板門檻回歸模型進行回歸分析。本研究基于Hansen（1998年）提出的門限回歸方法，考慮到農業科技進步對農民收入可能存在遲滯效應，因此選取滯后一期的農業科技進步為門檻變量進行門檻回歸分析，構建以下回歸模型：

上式中，qit表示門檻變量，i表示個體，t表示時間。

運用Stata15.1軟件進行回歸分析，選擇500次自助抽樣的分析結果如表2所示。

表2 門檻效應估計結果

通過表2可以看出：在95%的置信區間上，農業科技進步與農民收入之間存在著雙重門檻效應。

通過表3可以看出，當農業科技進步水平低于0.094的時候，科技進步水平的提高能夠顯著促進農民收入的提高；當農業科技進步水平介于0.094-0.9970之間時，農業科技進步的提高對農民收入有抑制作用，雖然不顯著但仍具有一定的經濟參考價值；當農業科技進步水平高于0.9970時，農業科技進步水平的提高能夠顯著促進農民收入的提高。兩者的關系呈現出N型的關系的原因可能是：當農業科技進步處于推廣初期，較少意識開放的農民采取了新技術，能夠提高農業生產效率以及農產品質量，使得在相同的農業種植時間過程中能夠帶來較以前更高的產量，提高了農民收入；但隨著使用新技術的農戶數量變大，農業生產效率顯著提高，此時農業生產所需要的勞動人數下降，出現農業人口剩余的情況，剩余勞動人口成為無業人員或是向城市轉移從事簡單的二三產業活動，但此時農業生產效率所帶來的額外溢出福利還不能抵消大量剩余勞動力收入降低所帶來的負效用，因此這期間兩者關系呈現出負相關；隨著科技的進一步發展，農業生產效率和農產品質量進一步提升，剩余勞動力在城市中不斷積累工作經驗，在城市中的福利待遇逐步變好，農業科技進步對農民收入的關系呈正相關。

表3 門檻回歸分析表

四 結論與政策建議

（一）結論

在面對國內農業轉型升級的迫切需求和全球農業科技競爭的發展趨勢，提高農業全要素生產率，為農業發展注入新動能尤為重要。因此本研究通過提取16個馬鈴薯主產區的面板數據進行實證分析，得出以下結論：

1.在動態面板的固定效應模型分析中，農業科技進步對農戶收入有抑制作用，而在動態面板的兩步系統GMM模型中農業科技進步對農戶收入有正向促進作用，因此認為在實際運用中農業科技進步轉化成果時具有時滯效應。

2.在非線性門限回歸分析中發現，滯后一期的農業科技進步對農戶收入的影響呈現非線性的N型影響，即在農業創新成果轉化初期農戶收入會相應提高，而達到第一重門檻時創新水平的提高對農戶收入有抑制作用，雖然其抑制作用未能達到統計學意義的顯著性水平，但仍有參考價值；當達到第二重門檻時創新水平的提高對農戶收入有顯著促進作用。

3.交通基礎設施建設、互聯網普及率、地區經濟發展水平、城鎮化率和產業結構在動靜回歸分析中對農戶收入的影響存在一定差異。

（二）政策建議

鑒于前文對農業科技進步與農戶收入之間的實證研究，為提高農民生產積極性，保障農產品的穩定供給，提出以下建議：

1.重視農業科技教育的更新，培育新型農民。我國農民學歷水平不高，在推廣農業新技術時會受到一定阻力，因此新型農業技術人才的培育和儲備是必要的?？梢酝ㄟ^對外人才引進、社會招考以及繼續教育等方式推動農業技術人才隊伍的建設，避免出現農業技術人才斷層的現象。

2.持續拓寬農業科學技術的可獲得渠道。政府進一步加強農業科學技術的推廣，并拓寬農業技術的可獲得渠道。我國農業種植的現狀主要還是以家庭式經營為主，農業經營者對信息接收的來源主要憑借的是經驗積累，因此可通過“自上而下”的農業科學技術信息傳遞形式，拓寬農民了解各種先進農業科學技術的渠道。

3.推動農業科技服務平臺建設。充分利用現代通信技術和多媒體技術，以5G網絡、云計算、物聯網為依托，集成農業資源與信息，打造為當地農戶服務的推廣應用平臺，并通過智能化管理促進農業生產。

4.建立健全農業適度補貼機制。在靜態分析中農業科技進步對農戶收入具有抑制作用，但農產品作為人類社會最基本的必需產品。所以，在制定財政支農政策時應充分考慮到農戶收入降級導致的農業生產積極性下降現象，因此應把提高農民收入作為農業政策的首要目標,通過提供財政補貼兜底等方式，切實保障農民收入穩定提高并穩定農業生產產量。

5.著力發展、完善并創新以經營權為導向的土地流轉機制?，F代農業生產的顯著發展趨勢便是規?；洜I，馬鈴薯產區中部分地區因受到地形等自然條件的限制，其生產主體多以小農戶為主，因此其集約化、規?；瘽摿€有待發掘。在深入推進土地“三權分置”的前提下，創新土地流轉機制，使土地的經營權適度規模地向新型農業經營主體集中，這可以提高勞動生產效率。