廣東農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)民農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入的實(shí)證研究

張葦錕++白福臣

摘 要：十幾年來，廣東的農(nóng)業(yè)得到快速穩(wěn)定的發(fā)展。農(nóng)業(yè)技術(shù)的提高是推動(dòng)廣東農(nóng)業(yè)發(fā)展的主要?jiǎng)恿?。農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步主要有三種表現(xiàn)形式：農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)率的提高、農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的改進(jìn)以及農(nóng)產(chǎn)品品種的多樣性。以經(jīng)濟(jì)學(xué)視角從理論上分析了農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對農(nóng)民農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入的影響。同時(shí)，選取了廣東2000-2013年相關(guān)農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用eviews軟件構(gòu)建VAR模型，對農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步影響農(nóng)民農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果表明：廣東農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)民農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入是正相關(guān)關(guān)系，能提高農(nóng)民的收益。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步；農(nóng)民農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入；VAR模型；實(shí)證分析

中圖分類號(hào)：F323.3 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1008-2697（2015）04-0024-06

一、引言

廣東一直以來是全國改革開放的排頭兵，經(jīng)濟(jì)發(fā)展始終處在全國發(fā)展的前沿，廣東農(nóng)業(yè)的驕人成績引人矚目。廣東農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總額36年間翻六番，從改革開放初期的55.31億元增加到2013年3047.5億元。據(jù)廣東省農(nóng)業(yè)廳2014年的政府報(bào)告中指出，2013年廣東農(nóng)業(yè)科技的進(jìn)步對廣東農(nóng)業(yè)GDP的貢獻(xiàn)率達(dá)到67%以上，正是由于廣東農(nóng)業(yè)技術(shù)的進(jìn)步才使得廣東的農(nóng)業(yè)發(fā)展取得這么顯著的成績。技術(shù)進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系早在亞當(dāng)·斯密的《國富論》一書中已有暗示，他在書中寫道，“知識(shí)的創(chuàng)新與積累對勞動(dòng)效率的提高具有貢獻(xiàn)作用”（亞當(dāng)·斯密，2011）?！爸R(shí)的創(chuàng)新與積累”就是指今天的“技術(shù)進(jìn)步”一詞。與此同時(shí)，廣東農(nóng)民的人均農(nóng)業(yè)純收入于1978年到2013年從其最初193.25元增加到11669.31元，36年間增長了近60倍。羅默與盧卡斯等人所提出內(nèi)生增長理論也有涉及到技術(shù)進(jìn)步，曾指出技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長的源泉（高鴻業(yè)，2011）。按這個(gè)經(jīng)濟(jì)邏輯，其中廣東農(nóng)民人均農(nóng)業(yè)經(jīng)營純收入的迅速提升必有農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的一份功勞，探討農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)民農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入關(guān)系，對“十二五”規(guī)劃時(shí)期廣東處理“三農(nóng)”問題有著借鑒性的意義。

二、廣東農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)民農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入的經(jīng)濟(jì)分析

（一）質(zhì)量的提高與農(nóng)民農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入

農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量在農(nóng)產(chǎn)品交易市場上參差不齊，有高質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品與低質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品之分，不僅只有一種質(zhì)量的產(chǎn)品，市場上高質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)格相對比低質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格要高，但高質(zhì)量的農(nóng)產(chǎn)品尤受消費(fèi)者的青睞。現(xiàn)假設(shè)高質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品的需求為q1，低質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品的需求為q2，其中α代表消費(fèi)者對高質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品的偏好程度，β代表消費(fèi)者對對低質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品的偏好程度，消費(fèi)者選擇的效用函數(shù)為：

U（q1，q2）=q1αq2β

為使效用函數(shù)U（q1，q2）最大，根據(jù)拉格朗日因子乘法，最優(yōu)解必是滿足

=

（1）

所以可得最優(yōu)比例

（2）

從（2）式可以知，消費(fèi)者對高質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品或低質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品的需求是與其偏好系數(shù)α，β相關(guān)，并不是與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格相關(guān)。在農(nóng)產(chǎn)品交易市場上，消費(fèi)者是極其偏好于高質(zhì)量的農(nóng)產(chǎn)品，需求量會(huì)增加，而對低質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品的偏好會(huì)降低，需求量會(huì)減少，即α>β，（2）式中的比例會(huì)大于1，預(yù)示著消費(fèi)者用于購買高質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品的錢會(huì)增多，而用于購買低質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品的錢會(huì)變少。生產(chǎn)低質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品的農(nóng)民因沒采用新技術(shù)對農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量進(jìn)行改進(jìn)便會(huì)蒙受損失，采用新技術(shù)生產(chǎn)高質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品的農(nóng)民會(huì)從農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步中獲得利潤。奧地利經(jīng)濟(jì)學(xué)家熊彼特曾提出了“創(chuàng)造性破壞”理論，認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步是一個(gè)創(chuàng)造性破壞過程，高質(zhì)量產(chǎn)品的出現(xiàn)必將伴隨著低質(zhì)量產(chǎn)品的淘汰（程秋蓮，2007）。在農(nóng)產(chǎn)品競爭市場中，率先采用新技術(shù)改進(jìn)質(zhì)量的農(nóng)民會(huì)在農(nóng)產(chǎn)品競爭市場中獲得“先發(fā)優(yōu)勢”，獲得超額利潤，沒采用新技術(shù)而繼續(xù)循規(guī)蹈矩，采用傳統(tǒng)技術(shù)的農(nóng)民則會(huì)在農(nóng)產(chǎn)品市場競爭中處于不利地位，甚至?xí)皇袌鏊蕴?，收入將?huì)降低。

（二）農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)率的提高與農(nóng)民農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入提高

美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家solow于1957年提出了索羅增長模型（劉樹林，2008）：Y=A（t）P（K，L），其中Y代表產(chǎn)品總值，A（t）是關(guān)于技術(shù)進(jìn)步的系數(shù)，P（K，L）是關(guān)于生產(chǎn)要素資本與所投入的勞動(dòng)力的函數(shù)。產(chǎn)品的生產(chǎn)率的衡量可以界定為單位時(shí)間內(nèi)所投入一定的生產(chǎn)要素所產(chǎn)生的產(chǎn)出量，產(chǎn)出量越多，產(chǎn)品生產(chǎn)率越高。由索羅增長模型可知，當(dāng)所投入的生產(chǎn)要素資本與勞動(dòng)力為一定時(shí)，P（K，L）是不變的，但技術(shù)的進(jìn)步（即是A（t）提高）必會(huì)使得產(chǎn)品的增加值的增加；或技術(shù)的進(jìn)步使得所投入的生產(chǎn)要素的成本較少，P（K，L）提高了，A（t）較為之前增加了，產(chǎn)品的增加值必是增加的，所以說，技術(shù)的進(jìn)步必會(huì)導(dǎo)致生產(chǎn)率的提高。生產(chǎn)率的提高未必會(huì)使農(nóng)民的收入的增加，還與該產(chǎn)品的需求彈性相關(guān)。

假設(shè)農(nóng)產(chǎn)品的需求函數(shù)為Q=F（P），P為農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格，Q為農(nóng)產(chǎn)品需求量，則需求價(jià)格彈性為：

圖1 農(nóng)產(chǎn)品需求曲線及其價(jià)格彈性

從圖1可知，過C點(diǎn)畫需求曲線Q=F（P）的切線EF，C點(diǎn)坐標(biāo)為C（P0，Q0），則其切線斜率為：

C點(diǎn)的坐標(biāo)：P0=AC，Q0=BC=AO所以：

因?yàn)椤鰽EC∽△EOF，所以：

所以：

當(dāng)一種商品的需求價(jià)格彈性大于1，該商品就富有彈性，價(jià)格下跌，該商品的需求量會(huì)增加，收益會(huì)上升，反之收益會(huì)下降；當(dāng)該商品的需求價(jià)格彈性等于1，價(jià)格下跌或上升，購買該商品的數(shù)量沒太大變化，收益均為不變；如果該商品的需求價(jià)格彈性少于1，就稱該商品缺乏彈性，當(dāng)該商品價(jià)格上升，生產(chǎn)者的收益就上升，反之生產(chǎn)者的收益會(huì)下降（李秉龍，薛興利，2005）。由以上所闡述的，農(nóng)產(chǎn)品的需求價(jià)格彈性ed<1，即是說該農(nóng)產(chǎn)品缺乏彈性，意味著消費(fèi)者對農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的變動(dòng)反應(yīng)遲鈍。農(nóng)業(yè)技術(shù)的進(jìn)步使得農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)量增加，其供給曲線向右移動(dòng)，農(nóng)產(chǎn)品的均衡價(jià)格下降，短期內(nèi)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步所帶來收益會(huì)被農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的下降所抵消（黃祖輝，錢峰燕，2003），農(nóng)民的總收入會(huì)下降。農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步使得農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)率提高，會(huì)對農(nóng)民收入造成負(fù)向影響。

（三）產(chǎn)品多樣性與農(nóng)民農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入

在農(nóng)產(chǎn)品交易市場上，消費(fèi)者希望能有更多的農(nóng)產(chǎn)品讓他們選擇，偏好于產(chǎn)品的多樣性。根據(jù)迪克西特和斯蒂格利茨于1977年所提出的產(chǎn)品多樣性模型：

（3）

其中C代表消費(fèi)指數(shù)函數(shù)，x（i）代表消費(fèi)者對i品牌的喜好，n代表農(nóng)產(chǎn)品品牌的種類，n為正整數(shù)

假設(shè)該農(nóng)產(chǎn)品市場是對稱均衡市場，農(nóng)產(chǎn)品的投產(chǎn)是投入等量的中間品所產(chǎn)生的，x（i）可表示為x，（3）式可表示為：

C=nx

給定規(guī)模經(jīng)濟(jì)下，生產(chǎn)一組差異性農(nóng)產(chǎn)品均投入等量的中間品資源，其所用中間品資源可用函數(shù)式表示為：B=nx

所以，全要素生產(chǎn)率（TFP）①為：

（4）

由（4）式可得，隨著農(nóng)產(chǎn)品品種多樣化，即的值會(huì)增大，但不超過1，給定規(guī)模經(jīng)濟(jì)下的農(nóng)產(chǎn)品全要素生產(chǎn)率會(huì)提高，農(nóng)產(chǎn)品的多樣化消費(fèi)者選擇可能性邊界向外延伸，擴(kuò)大了消費(fèi)者的選擇可能性，增加了消費(fèi)者剩余，再加上不同農(nóng)產(chǎn)品間的替代品會(huì)增多，其需求價(jià)格彈性會(huì)有所上升。另外，技術(shù)的進(jìn)步會(huì)讓農(nóng)民熟練運(yùn)用和掌握生產(chǎn)要素，投入等量或少量的生產(chǎn)要素，生產(chǎn)出的新產(chǎn)品所用來銷售的邊際價(jià)格比生產(chǎn)的邊際成本要低，該新產(chǎn)品在產(chǎn)品市場競爭中與其他產(chǎn)品相比具有比較優(yōu)勢（薩繆爾森，諾德豪斯，2008），農(nóng)民由受利潤的驅(qū)動(dòng)更有動(dòng)力去研制與生產(chǎn)更新型的產(chǎn)品，擴(kuò)大消費(fèi)者的選擇性邊界，增加自己的收益，新產(chǎn)品的供給彈性變小，由給定資源下的全要素生產(chǎn)率會(huì)上升，其需求價(jià)格彈性的上升，會(huì)對農(nóng)民的收入產(chǎn)生正向的影響。

三、廣東農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)民農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入的實(shí)證分析

（一）指標(biāo)選取

何延治（2009）采用最小二乘法（OLS）回歸分析探討吉林農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對農(nóng)民收入的影響，得出人均農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力對農(nóng)民收入是負(fù)向影響，而人均化肥用量對農(nóng)民收入是正向影響，王愛民和李子聯(lián)（2014）通過聯(lián)立方程分析技術(shù)進(jìn)步對農(nóng)民收入影響機(jī)制，得出農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力和人均化肥用量均能促進(jìn)農(nóng)民收入的增長。人均化肥用量能提升農(nóng)民收入是已定的，本文不再作此陳述，至于農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力對農(nóng)民收入的影響究竟是正還是負(fù)，每個(gè)省份的情況不一樣，在本文的探討需將人均農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力作為自變量。程秋蓮（2007）提出技術(shù)進(jìn)步伴隨著農(nóng)業(yè)機(jī)械的用電量的增加，技術(shù)進(jìn)步意味著農(nóng)民主要通過科技產(chǎn)品進(jìn)行農(nóng)業(yè)作業(yè)，較少通過傳統(tǒng)人工形式進(jìn)行農(nóng)業(yè)作業(yè)，但在實(shí)證分析沒有將農(nóng)業(yè)用電量考慮進(jìn)主解釋變量，只是在理論層面上作了闡述。本文依據(jù)程秋蓮（2007）的理論表述觀點(diǎn)將人均農(nóng)村用電量作為衡量農(nóng)民對農(nóng)業(yè)科技產(chǎn)品使用程度的自變量，如果農(nóng)民頻繁使用農(nóng)業(yè)科技產(chǎn)品，人均農(nóng)村用電量自然會(huì)上升，反之則下降。農(nóng)民經(jīng)營收入不僅包括農(nóng)業(yè)收入，還包括服務(wù)業(yè)及外出務(wù)工的收入。由以上理論分析得知農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入息息相關(guān)，本文主要采用農(nóng)民農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入作為因變量。因此，擬從《廣東統(tǒng)計(jì)年鑒2001-2014》選取了因變量農(nóng)民人均農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入（Y），自變量人均農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力（X1）和人均農(nóng)村用電量（X2）的相關(guān)數(shù)據(jù)，運(yùn)用VAR模型探討農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對農(nóng)民農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入的影響機(jī)制。

（二） VAR模型分析

1.單位根（ADF）檢驗(yàn)

在進(jìn)行單位根（ADF）檢驗(yàn)之前，先對各變量取對數(shù)，取為lnY、lnX1與lnX2，形成一組新的時(shí)間序列變量，以防止檢驗(yàn)過程中出現(xiàn)偽回歸，消除異方差性。運(yùn)用eviews6.0對各變量進(jìn)行單位根（ADF）檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)各變量是否為平穩(wěn)的時(shí)間序列。如果一個(gè)變量的ADF統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)值大于某顯著水平的臨界值，就接受原假設(shè)，該變量在該顯著水平下存在單位根，為非平穩(wěn)時(shí)間序列，反之，就拒絕原假設(shè)，不存在單位根，為平穩(wěn)時(shí)間序列（李子奈，潘文卿，2010）。由表3可知，lnY與lnX1在1%、5%與10%顯著水平下是非平穩(wěn)時(shí)間序列，而lnX2只在10%顯著水平下為平穩(wěn)序列。經(jīng)對三個(gè)變量一階差分后，三個(gè)變量在1%、5%與10%顯著水平下均是非平穩(wěn)時(shí)間序列。二階差分后，lnY、lnX1與lnX2在5%與10%顯著水平下均平穩(wěn)，而lnY與lnX2在1%水平下為平穩(wěn)時(shí)間序列。

表1 變量的單位根（ADF）檢驗(yàn)

變量 ADF統(tǒng)計(jì)值 1%水平 5%水平 10%水平

lnY -2.188356 -5.124875 -3.933364 -3.42003

△lnY 0.016297 -5.521860 -4.107833 -3.515047

△2lnY -9.620350 -5.521860* -4.107833* -3.515047*

lnX1 -1.334342 -4.886426 -3.828975 -3.362984

△lnX1 -2.221114 -5.295384 -4.008157 -3.460791

△2lnX1 -4.887124 -5.124875 -3.933364* -3.420030*

lnX2 -3.643911 -5.124875 -3.933364 -3.42003*

△lnX2 -2.066021 -5.295384 -4.008157 -3.460791

△2lnX2 -7.157515 -5.295384* -4.008257* -3.460791*

注：*表示變量在該顯著水平下為平穩(wěn)時(shí)間序列。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

為探討變量間是否為長期穩(wěn)定關(guān)系，采用Johansen檢驗(yàn)（即JJ檢驗(yàn)）判斷變量間是否存在協(xié)整關(guān)系。在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，需確定變量的VAR模型的最優(yōu)滯后期。根據(jù)AIC值、FPE值與SC值等滯后階數(shù)值的確定準(zhǔn)則，lnY、lnX1與lnX2的VAR模型的最優(yōu)滯后期為3。然后，以變量的VAR（3）模型進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。由圖2所示，所有變量的AR根模倒數(shù)都小于1，在單位圓內(nèi)，沒有根在單位圓外，所以lnY、lnX1與lnX2的VAR（3）模型是穩(wěn)定的。在此基礎(chǔ)上，再進(jìn)行JJ檢驗(yàn)，所得到的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表4所示。從表4可知，在原假設(shè)的第一行與第二行中的無約束協(xié)整檢驗(yàn)P值與極大特征根檢驗(yàn)P值均小于顯著性水平檢驗(yàn)值5%，拒絕原假設(shè)，變量中存在協(xié)整關(guān)系且不只1個(gè)協(xié)整關(guān)系，而在至多存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系中的無約束協(xié)整檢驗(yàn)與極大特征根檢驗(yàn)的P值均為0.1752，大于顯著水平值0.05，接受原假設(shè)，lnY、lnX1與lnX2這三個(gè)變量間有2個(gè)協(xié)整關(guān)系存在，也說明了農(nóng)民人均農(nóng)業(yè)經(jīng)營純收入與人均農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、人均農(nóng)村用電量存在著長期穩(wěn)定均衡的關(guān)系。

圖2 變量VAR模型中AR根的圖

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

原假設(shè) 特征值 無約束協(xié)整檢驗(yàn)

跡統(tǒng)計(jì)量 5%臨界值 Prob** 極大特征根檢驗(yàn)

極大值特征根統(tǒng)計(jì)量 5%臨界值 Prob**

None* 0.842792 38.10745 29.79707 0.0044 22.20221 21.13162 0.0352

At

Most1* 0.690334 15.90523 15.49471 0.0434 14.06712 14.26460 0.0537

At

Most2* 0.142021 1.838110 3.841466 0.1752 1.838110 3.841466 0.1752

lnY、lnX1與lnX2的協(xié)整方程如下：

lnY=0.801310lnX2-0.107278lnX1

s.e. （0.15784） （0.28148）

變量lnY與lnX1、lnX2之間存在長期變動(dòng)趨勢，保持其他變量不變，人均農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力增加1%，農(nóng)民人均農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入減少0.28148%，人均農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力與農(nóng)民人均農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入存在負(fù)相關(guān)關(guān)系；同理可知人均農(nóng)村用電量每增加1%，農(nóng)民人均經(jīng)營收入增加0.15784%，兩者間存在正相關(guān)。

3.Granger因果檢驗(yàn)

經(jīng)過平穩(wěn)性檢驗(yàn)與Johansen檢驗(yàn)后，對變量lnY與lnX1、lnX2進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)。如表5所示，在10%顯著水平，lnY與lnX1或lnX2是互為格蘭杰因果關(guān)系，因?yàn)槠銹值均小于10%，拒絕原假設(shè)；而在5%顯著水平下，lnY與lnX1的相關(guān)P值都小于0.05，拒絕原假設(shè)，lnY與lnX1存在雙向格蘭杰因果關(guān)系，而lnY是lnX2格蘭杰的因（P=0.0297<0.05，拒絕原假設(shè)），lnX2不是lnY格蘭杰的因（P=0.0893>0.05，接受原假設(shè)），兩變量間只存在單向格蘭杰因果關(guān)系。綜合所得，農(nóng)民人均農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入（lnY）與人均農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力（lnX1）是雙向格蘭杰因果關(guān)系，而農(nóng)民人均農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入（lnY）與人均農(nóng)村用電量（lnX2）只是單向格蘭杰因果關(guān)系。

表3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

原假設(shè) 樣本數(shù) F統(tǒng)計(jì)量 P值

lnX2不是lnY格蘭杰的因 13 3.54130 0.0893

lnY不是lnX2格蘭杰的因 1.21056 0.0297

lnX1不是lnY格蘭杰的因 13 2.65625 0.0134

lnY不是lnX1格蘭杰的因 0.59794 0.0457

4.脈沖響應(yīng)分析

運(yùn)用脈沖響應(yīng)分析廣東農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)民農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入的關(guān)系，由圖3可知，人均農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力對農(nóng)民人均農(nóng)業(yè)經(jīng)營純收入的影響是正向的，在第4有一個(gè)沖擊，達(dá)到頂峰，之后趨于平穩(wěn)正向的過程；由圖4可知，人均農(nóng)村用電量對農(nóng)民人均農(nóng)業(yè)經(jīng)營純收入的影響在第四年之前一直趨于逐漸上升的狀態(tài)，到第四年其影響指數(shù)達(dá)到最高點(diǎn)，之后呈現(xiàn)逐步平穩(wěn)趨勢。人均農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力或人均農(nóng)村用電量對農(nóng)民人均農(nóng)業(yè)經(jīng)營純收入的影響均是正向平穩(wěn)的，是需要一個(gè)逐步緩慢的過程，不是一蹴而就的。

圖3 人均農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力對農(nóng)民人均農(nóng)業(yè)經(jīng)營純收入的脈沖響應(yīng)圖

圖4 人均農(nóng)村用電量對農(nóng)民人均農(nóng)業(yè)經(jīng)營純收入的脈沖響應(yīng)圖

四、結(jié)論

本文先以經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度從理論上分析廣東農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)民農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入之間的關(guān)系，后在《廣東統(tǒng)計(jì)年鑒2001-2014》中選取2000-2013年的相關(guān)農(nóng)業(yè)指標(biāo)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)實(shí)證分析了廣東農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)民農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入之間的關(guān)系。結(jié)果表明，經(jīng)格蘭杰因果檢驗(yàn)，廣東人均農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力與農(nóng)民人均農(nóng)業(yè)經(jīng)營純收入于2000-2013年間存在雙向格蘭杰因果關(guān)系，而人均農(nóng)村用電量與農(nóng)民人均農(nóng)業(yè)經(jīng)營純收入在這期間是存在著單向格蘭杰因果關(guān)系。通過脈沖響應(yīng)分析，廣東人均農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力或廣東人均農(nóng)村用電量對廣東農(nóng)民人均農(nóng)業(yè)經(jīng)營純收入的影響均是緩慢正向的過程，從側(cè)面印示著廣東農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對廣東農(nóng)民農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入的影響長期是趨于均衡穩(wěn)定正向狀態(tài)，廣東農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對廣東農(nóng)民農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入的增長有一定的促進(jìn)作用。從長期來說，廣東農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)民農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入之間存在著正相關(guān)，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步必會(huì)帶來農(nóng)民農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入的提升。

為提升農(nóng)民的收益，必須要加大對農(nóng)業(yè)技術(shù)的推廣力度及農(nóng)民生產(chǎn)技能的培訓(xùn)力度，讓農(nóng)民能明白新型農(nóng)業(yè)技術(shù)對其的好處，懂得運(yùn)用新農(nóng)業(yè)技術(shù)種植新農(nóng)產(chǎn)品改善自己的收入，成為農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步中的受益者。而且要加大對有重大外部正效應(yīng)農(nóng)業(yè)技術(shù)的新興產(chǎn)業(yè)的資金扶持力度，重視農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入問題，讓農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步所帶來的效益能遍及每位農(nóng)民。

參考文獻(xiàn)：

[1]亞當(dāng)·斯密.國富論[M].北京：中國華僑出版社，2011：139.

[2]高鴻業(yè).西方經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京：中國人民大學(xué)出版社，2011：

562-563.

[3]程秋蓮.我國農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對農(nóng)民收入的影響研究[D].武

漢：華中科技大學(xué)，2007：14.

[4]劉樹林.數(shù)理經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京：科學(xué)出版社，2008.

[5]李秉龍，薛興利.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京：中國農(nóng)業(yè)大學(xué)出版

社，2005：42.

[6]黃祖輝，錢峰燕.技術(shù)進(jìn)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(jì)，2003（12）：11-17 .

[7]薩繆爾森，諾德豪斯.經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京：人民郵電出版社，

2008：371-375.

[8]何延治.吉林省農(nóng)民收入與農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型及

分析[J].安徽農(nóng)業(yè)科學(xué)，2009（12）：5676-5677.

[9]王愛民，李子聯(lián).農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對農(nóng)民收入的影響機(jī)制研

究[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2014（04）：31-36.

[10]李子奈，潘文卿.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)（第三版）[M].北京：高等教育

出版社，2010.

（責(zé)任編輯：陳 勇）