農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步水平與農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)性收入關(guān)系的實(shí)證

張志軍，魯黛迪

（四川大學(xué)a.政治學(xué)院；b.經(jīng)濟(jì)學(xué)院，成都 610064）

0 引言

2012年2月，中共中央國(guó)務(wù)院頒布實(shí)施了《關(guān)于加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新持續(xù)增強(qiáng)農(nóng)產(chǎn)品供給保障能力的若干意見(jiàn)》。這一文件是從2004年開(kāi)始，連續(xù)出臺(tái)的第9個(gè)以“三農(nóng)”為主題的中央一號(hào)文件。在最新的這一文件里，農(nóng)業(yè)科技成為了重點(diǎn)。文件指出“農(nóng)業(yè)科技是確保國(guó)家糧食安全的基礎(chǔ)支撐，是突破資源環(huán)境約束的必然選擇，是加快現(xiàn)代農(nóng)業(yè)建設(shè)的決定力量……為農(nóng)業(yè)增產(chǎn)、農(nóng)民增收、農(nóng)村繁榮注入強(qiáng)勁動(dòng)力?！睘榱饲袑?shí)貫徹上述中央精神，就需要加大農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步力度。也就是說(shuō)，將先進(jìn)的農(nóng)業(yè)新技術(shù)廣泛地運(yùn)用于農(nóng)業(yè)領(lǐng)域，并且努力加以推廣，從而能夠有效減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中的成本費(fèi)用，盡量增進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的規(guī)模和質(zhì)量，進(jìn)而幫助農(nóng)民群體的收入逐步增加，為努力建成小康社會(huì)的階段性發(fā)展目標(biāo)作出更大的貢獻(xiàn)。為此，本文針對(duì)農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步和農(nóng)民群體的家庭經(jīng)營(yíng)性收入之間的關(guān)系，以及農(nóng)業(yè)科技對(duì)農(nóng)民收入的影響作用，作為主要的分析對(duì)象，進(jìn)行深入分析，以期利用獲得的相關(guān)結(jié)論，為政府推進(jìn)農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步，增強(qiáng)農(nóng)民收入水平制定優(yōu)化政策提供一定的參考作用。

1 變量的確定和數(shù)據(jù)的選取

1.1 變量的確定

對(duì)于農(nóng)業(yè)科技本身和農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)性收入之間關(guān)系的分析，可以選擇以下3個(gè)主要指標(biāo)作為主要變量來(lái)構(gòu)建模型：

（1）農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)純收入（HONI）。農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步影響反映在農(nóng)民收入上，就主要體現(xiàn)為對(duì)農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)性收入的影響作用。按照統(tǒng)計(jì)年鑒作出的說(shuō)明可知，農(nóng)村地區(qū)的家庭經(jīng)營(yíng)收入可以理解為農(nóng)村住戶以家庭為生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)單位實(shí)施生產(chǎn)籌劃和經(jīng)營(yíng)管理而取得的各類收入。因此，農(nóng)村地區(qū)的家庭經(jīng)營(yíng)純收入具體可以按照以下方式加以計(jì)算，家庭經(jīng)營(yíng)收入減去家庭經(jīng)營(yíng)費(fèi)用支出、經(jīng)營(yíng)稅費(fèi)支出以及固定資產(chǎn)折舊等費(fèi)用后得到的余額。

（2）農(nóng)村機(jī)械總動(dòng)力(TAMP)。按照統(tǒng)計(jì)年鑒給出的說(shuō)明可知，機(jī)械總動(dòng)力主要可以理解為以農(nóng)、林、牧、漁業(yè)等領(lǐng)域?yàn)閷?duì)象投入的各種動(dòng)力機(jī)械形成的動(dòng)力總和。在這里，農(nóng)村機(jī)械主要指的是用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的耕作、排灌、收獲、農(nóng)用運(yùn)輸、植物保護(hù)、漁業(yè)養(yǎng)殖和捕撈等各方面的機(jī)械。這個(gè)指標(biāo)實(shí)際上反映的是農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度，是一個(gè)非常重要的指標(biāo)。由于農(nóng)業(yè)機(jī)械的投入，不只是可以有效提升生產(chǎn)效率，而且可以促使生產(chǎn)成本最小化，此外，還可以幫助農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈的延伸，從而從的農(nóng)民在經(jīng)營(yíng)性收入方面明顯增效。

（3）農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用(STPF)。這項(xiàng)指標(biāo)是國(guó)家以推動(dòng)農(nóng)村科技進(jìn)步而專門為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)設(shè)立的新產(chǎn)品試制費(fèi)、中間試驗(yàn)費(fèi)以及重大科研項(xiàng)目補(bǔ)助費(fèi)等，已經(jīng)成為我國(guó)政府支付的財(cái)政支農(nóng)資金中重要組成。這一指標(biāo)衡量的是農(nóng)業(yè)科技的投入水平，較好地代表了農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步程度。

1.2 數(shù)據(jù)基本來(lái)源和主要的分析工具

本文用于分析的各項(xiàng)基本數(shù)據(jù)主要從以下各個(gè)材料中整理并計(jì)算后形成的：《新中國(guó)六十年農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)資料》、《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒（2010）》、《中國(guó)農(nóng)業(yè)年鑒（2009）》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（2010）》。在選取數(shù)據(jù)時(shí)，由于農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用這一指標(biāo)因?yàn)閺?007年開(kāi)始，我國(guó)在國(guó)家財(cái)政統(tǒng)計(jì)口徑方面出現(xiàn)變動(dòng)而變得幾乎無(wú)法直接搜集到，所以，本文針對(duì)這一指標(biāo)選擇了指數(shù)平滑預(yù)測(cè)法來(lái)加以確定。主要就是預(yù)測(cè)了2007～2009年期間的數(shù)據(jù)。在這類數(shù)據(jù)的確定中，農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)純收入和農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用這兩項(xiàng)主要都是用1990年價(jià)格指數(shù)確定為100，從而剔除了價(jià)格因素對(duì)于指標(biāo)可比性的影響。針對(duì)已經(jīng)搜集和整理好的數(shù)據(jù)，本文采取了計(jì)量軟件Eviews5.1作為主要的分析工具。

2 實(shí)證分析

2.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文基于VAR模型實(shí)施了協(xié)整分析。首先主要對(duì)每一個(gè)模型變量給予了單位根檢驗(yàn)，以便判定每一個(gè)變量延伸的平穩(wěn)性。具體來(lái)說(shuō)，對(duì)模型中選定的三個(gè)變量HONI、TAMP以及STPF分別給予對(duì)數(shù)處理，再以時(shí)間序列LNHONI、LNTAMP以及LNSTPF給予ADF檢驗(yàn)。在表1中的內(nèi)容反映的就是針對(duì)上述三個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)后獲取的結(jié)果。

表1 數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)（ADF）

從表1中顯示的數(shù)據(jù)可以分析知道，經(jīng)過(guò)對(duì)數(shù)處理后的農(nóng)業(yè)三項(xiàng)投入的三個(gè)變量都呈現(xiàn)出了非平穩(wěn)的特點(diǎn)，同時(shí)，這些變量的一階差分變量進(jìn)行ADF統(tǒng)計(jì)量的結(jié)果都小于5%（或10%）顯著水平情況下的臨界值，因此，按照設(shè)置條件，就拒絕了變量ΔLNHONI、ΔLNTAMP和ΔLNSTPF有一個(gè)單位根的模型前提假設(shè)。并且可以判定三個(gè)時(shí)間序列都屬于一階差分平穩(wěn)序列，因此，能夠?qū)τ谶@三個(gè)變量給予協(xié)整分析。

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

模型中的三個(gè)時(shí)間序列各自都不具備平穩(wěn)性的特點(diǎn)，這三個(gè)變量的線性組合卻具有平穩(wěn)序列的特點(diǎn)，因此，也就說(shuō)明三個(gè)時(shí)間序列變量之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系,也就是有著一定的協(xié)整關(guān)系。本文選擇了Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法作為主要的工具實(shí)施了協(xié)整檢驗(yàn)。這種檢驗(yàn)方法是一種以向量自回歸模型（VAR）為基礎(chǔ)實(shí)現(xiàn)的一種協(xié)整檢驗(yàn)方法。在利用這種方法實(shí)施協(xié)整檢驗(yàn)之前，一定要明確VAR模型所具有的內(nèi)在結(jié)構(gòu)。VAR模型不只是要滿足序列的平穩(wěn)性要求，還一定要能夠正確地確定變量的滯后階數(shù)。為了為檢驗(yàn)變量要定位好合理自由度，還需要有效地消除模型中誤差項(xiàng)的自相關(guān)干擾因素，本文依據(jù)滯后階數(shù)標(biāo)準(zhǔn)（Lag Length Criteria）進(jìn)行合理選擇，綜合考慮AIC值、SC值以及LR統(tǒng)計(jì)量等因素的影響作用，合理地將VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)確定為1。通過(guò)對(duì)VAR(1)模型的滯后結(jié)構(gòu)給予檢驗(yàn)，能夠在仔細(xì)觀測(cè)后，發(fā)現(xiàn)這一VAR(1)模型所有根模的倒數(shù)的值都比1小，也就是說(shuō)，都屬于單位圓的范圍里，所以可以判斷這一VAR(1)模型具有穩(wěn)定性。表2里的內(nèi)容顯示的是對(duì)于模型中的變量采取Johansen方法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)后的結(jié)果。

從表2顯示的模型的最大特征值統(tǒng)計(jì)量和模型的臨界值之間進(jìn)行對(duì)比后可以清晰地發(fā)現(xiàn)，在顯著性水平為5%的情況下，模型中的三個(gè)時(shí)間序列變量之間體現(xiàn)了協(xié)整關(guān)系。他們之間的協(xié)整方程具體表示為下式：

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

LNHONI=0.227713LNTAMP+0.178235LNSTPF

s.e.= (0.05975) (0.03477)

通過(guò)這個(gè)協(xié)整方程表達(dá)的關(guān)系可以知道，以長(zhǎng)期的眼光分析，LNTAMP和LNSTPF這兩個(gè)變量都對(duì)第三個(gè)變量LNHONI產(chǎn)生正向的作用。以1990～2009年期間的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，可以判斷農(nóng)村機(jī)械總動(dòng)力和農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用的投入都對(duì)農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)純收入具有非常明顯的正向推動(dòng)作用。而且從長(zhǎng)期發(fā)展可以判斷，其中，農(nóng)村機(jī)械總動(dòng)力每提高1%的幅度，就會(huì)推動(dòng)農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入水平上升幅度達(dá)到了0.23%；而農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用每提高1%的幅度，就會(huì)推動(dòng)農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入的增長(zhǎng)幅度達(dá)到0.18%。

2.3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

前面的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明模型的各個(gè)變量之間存在著一種長(zhǎng)期的關(guān)系，不過(guò)并不能判定這些變量之間的上述關(guān)系一定是因果關(guān)系，更無(wú)法判斷因果關(guān)系屬于什么類型，因此，需要進(jìn)一步采取Granger因果檢驗(yàn)方法來(lái)給予更加全面的關(guān)系分析。表3中內(nèi)容是采取Granger因果檢驗(yàn)后獲取的檢驗(yàn)結(jié)果。

針對(duì)表3顯示的檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行分析后可知，按照5%的顯著性水平的檢驗(yàn)結(jié)果可知，變量LNTAMP是LNHONI的Granger原因，也就是意味著LNTAMP的滯后變量屬于LNHONI方程中的一個(gè)內(nèi)生變量；另外，Granger檢驗(yàn)也可以判斷變量LNHONI對(duì)應(yīng)的滯后變量是LNTAMP方程中的的一個(gè)內(nèi)生變量；變量LNSTPF是LNHONI方程中的一個(gè)內(nèi)生變量；而通過(guò)此項(xiàng)檢驗(yàn)，可以判定變量LNSTPF和變量LNHONI之間反向不具有因果關(guān)系，也就說(shuō)明變量LNHONI不是變量LNSTPF的Granger原因，意味著變量LNHONI是變量LNSTPF的外生變量。同樣，也可以判斷變量LNTAMP是LNSTPF方程的外生變量；變量LNSTPF是LNTAMP方程的內(nèi)生變量。根據(jù)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，在1990～2009年間的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)村機(jī)械總動(dòng)力和農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)純收入這兩項(xiàng)指標(biāo)之間存在的是雙向的因果關(guān)系，也就是說(shuō)，這兩者之間存在著相互促進(jìn)的作用；而農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用和農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)純收入這兩者之間則主要是一種單向的因果關(guān)系，具體來(lái)說(shuō)，農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用投入的提升能夠使得農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)純收入相應(yīng)地出現(xiàn)增長(zhǎng)，但是反之并沒(méi)有這個(gè)關(guān)系；農(nóng)村機(jī)械總動(dòng)力和農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用之間也是一種單向因果關(guān)系，具體來(lái)說(shuō)，農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用的增加可以有效促進(jìn)農(nóng)村機(jī)械總動(dòng)力的強(qiáng)化。不過(guò)，上述檢驗(yàn)結(jié)果只是針對(duì)短期內(nèi)模型中各個(gè)變量之間的因果關(guān)系的一種判斷，而并不能確定這些變量在長(zhǎng)期也擁有同樣的因果關(guān)系。

表3 VAR Granger Causality/Block Exogeneity Wald Tests

2.4 方差分解

方差分解這一方式主要是采取分析每個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)模型的內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度的方式，合理評(píng)價(jià)不同類型的結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)于模型的重要性。表4中的內(nèi)容就是針對(duì)變量LNHONI進(jìn)行方差分解后獲取的結(jié)果。

表4 LNHONI方差分解表

針對(duì)表4內(nèi)容分析可知，在1到10的預(yù)測(cè)期間，變量LNTAMP對(duì)變量LNHONI的作用會(huì)逐步增強(qiáng)，同樣的關(guān)系也存在于變量LNSTPF和變量LNHONI之間。進(jìn)入到第10期后，變量LNTAMP對(duì)LNHONI出現(xiàn)變化作出的貢獻(xiàn)率大約為24.23%，而變量LNSTPF對(duì)于變量LNHONI的變化實(shí)現(xiàn)的貢獻(xiàn)率達(dá)到了27.00%。

3 結(jié)論

本文通過(guò)市政分析后，得出的結(jié)論主要集中在兩個(gè)方面：第一方面就是，農(nóng)村機(jī)械總動(dòng)力和農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用這兩項(xiàng)指標(biāo)對(duì)于農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)性收入有著明顯的影響作用，主要是前兩項(xiàng)指標(biāo)可以有效地促進(jìn)農(nóng)民收入的提升。第二個(gè)方面，以長(zhǎng)期眼光分析可知，農(nóng)村機(jī)械總動(dòng)力增長(zhǎng)幅度達(dá)到1%，將推動(dòng)農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入的增長(zhǎng)幅度相應(yīng)會(huì)達(dá)到0.23%；而農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用增長(zhǎng)幅度達(dá)到1%，就會(huì)相應(yīng)地將農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入推升0.18%的幅度。

基于上述分析結(jié)果，本文還進(jìn)一步得出以下兩個(gè)推論：一是，因?yàn)檗r(nóng)村機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用這兩項(xiàng)指標(biāo)和與=農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)性收入之間存在明顯的正向關(guān)系，所以提高前兩者的水平，將可以使得農(nóng)民收入能夠有著明顯的提升。二是，使得農(nóng)村機(jī)械總動(dòng)力與農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用這兩項(xiàng)指標(biāo)的使用效率得到一定的提升，可以明顯推動(dòng)農(nóng)民收入水平的提高。

[1]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)．

[2]王益松.農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對(duì)生產(chǎn)者收入影響的理論分析[J].中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào),2004,(3)．

[3]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)．

[4]林德明.科技對(duì)農(nóng)民增收貢獻(xiàn)的實(shí)證研究—以蘇州農(nóng)村為例[J].經(jīng)濟(jì)管理,2007,(4).

[5]范金,任會(huì),袁小慧.農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)性收入與科技水平的相關(guān)性研究:以南京市為例[J].中國(guó)軟科學(xué),2010,(1)．

[6]張福鎖.測(cè)土配方施肥技術(shù)要覽[M].北京：中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)出版社，2006.

[7]張利癢，彭輝，靳興初.不同階段化肥施用量對(duì)我國(guó)糧食產(chǎn)量的影響分析——基于1952-2006年30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2008,（4）.

[8]何浩然，張林秀，李強(qiáng).農(nóng)民施肥行為及農(nóng)業(yè)面源污染研究[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2006,(6).