農機投資對農民收入影響的實證研究

文/鄧金錢

一、引言

農民收入作為“三農”問題的核心問題之一引起了社會的廣泛關注，黨的十八大報告提出了到2020年實現國內生產總值和城鄉居民人均收入比2010年翻一番的“收入倍增計劃”。目前我國已進入工業反哺農業階段，推動農業機械化是實現農業現代化和促進農民增收的重要舉措，農業耕作的機械化大大提高了農業綜合生產能力和農產品的運輸能力，在市場機制的作用下農機化成為農民增收和提高農民生活水平的重要渠道。關于農業機械化和農民收入的關系已經成為國內不少學者研究的熱點，但是從研究成果來看，國內對農業機械化的研究停留在農機補貼等政策層面，王姣、肖海峰（2007）對農機補貼政策效果進行分析，認為隨著補貼標準的提高，所有農戶種植業收入的增加幅度與補貼標準的提高幅度基本相同，但糧食產量的增加幅度則遠遠低于補貼標準的提高幅度；李紅、張敏（2008）選擇新疆和江蘇分析了大型農機具補貼政策對農民收入的影響，認為把發達地區的農機購置補貼轉向經濟欠發達的中西部地區，這會加速經濟欠發達地區的經濟發展和提高農民的收入，并不會影響發達地區的經濟發展；韓劍鋒（2010）運用1997～2008年的一些數據進行回歸分析，認為農機購置補貼政策對農民增收有著一定的帶動作用。基于已有研究側重點的不同，本文統計數據并建立相應的計量模型，運用系統的計量經濟學分析方法研究農業機械化對農民收入的影響。

二、農業機械的使用對農民收入增長的理論評述

（一）農業機械使用的對農業增長的作用

農業機械化已經成為農業現代化的最重要標志，各類農機在農民生活中扮演著重要角色。1998年開始國家陸續實行了一系列農機補貼政策，補貼額度也在逐年增加，農業機械的數量呈直線上升，全國農機裝備水平明顯提高。根據國家統計局的統計數據顯示，2011年全國農業機械擁有量達到97734.7萬千瓦（見圖1），其中農用大中型拖拉機4406471臺，配套農具6989501部，小型拖拉機18112663臺，配套農具30620134部，農用排灌柴油機9683914臺。農業機械的使用解放了農村生產力，增加了農村居民的收入。農業機械對農民的增收主要體現在以下兩個方面。

1.增加農民的經營性收入。農業機械的使用有效地增加農村居民的家庭經營收入，主要有三個方面：其一，使用農機可以提高土地的產出率，機械化的耕作方式可以提高對土地的耕作質量，改變土地的肥力結構和蓄水能力從而有效地提高單位土地的產出量，因此在價格水平一定的條件下可以有效地實現農民增收；其二，提高農業的生產效率，農業的機械化耕作可以代替大量人力、畜力，提高農業的生產效率，根據統計測算，現在1臺農業旋耕機1個小時的耕地面積是以前畜力耕地面積的5～10倍，而農業收割機的效率更高。其三，農業機械高效的作業范圍使得農民可以有效地節約農田投入，從節流的視角實現農民增收。

圖1 農機總動力及其變動趨勢（單位：萬千瓦）

圖2 農民收入及其增長趨勢（單位：元）

2.增加農民的工資性收入。農業機械耕作的高效率使得農民有更多的閑暇時間可以進行其他的生產活動從而使得農民的工資性收入增加，1991年農村居民人均純收入為686.31元，其中工資性收入138.80元，占比20.22%，而2011年農民的人均純收入為6977.29元，工資性收入占比42.47%，增幅超過100%。農民工資性收入的增加與農業機械化的發展是分不開的，農業機械對農民的工資性收入的貢獻主要源自于以下兩個方面：第一，農業的機械化可以推動農業的產業化經營，增加農產品附加值；第二，農業機械化可以使得從事農業生產的勞動力需求降低，這樣可以使得農民有更多的閑暇時間或者更多的農村剩余勞動力，這些勞動力中的部分在農業產業化的背景下可以實現就地擇業，大部分涌入城市從事二三產業，在給自身創收的同時也成為城鎮化發展的重要推動力量。

（二）農民收入增長的動態評述

改革開放以來我國農村居民的收入有了很高程度的增長，1981～2011年我國農村居民的人均純收入逐年增長，絕對數由1993年的223.4元增長到2011年的6977.29元。根據增長趨勢可以看出1997～2003年農民的人均純收入增長乏力（見圖2），這是該時期農業發展緩慢，農村經濟發展滯后，城鄉差距不斷擴大所造成的。自2003年以來，中央一號文件連續10年關注三農，國家實施一系列的惠農政策使得農民的生產積極性提高，農民收入一直保持高速增長，這9年的年均增長率為8.47%，2006年高速增長（9.0%）后增長速度出現下滑，到2010年才恢復到10.9%，2011年增幅最大為11.4%。在農民收入的來源結構中，工資性收入和家庭經營收入占比90%左右，是農民增收最關鍵的部分。另外，農業機械的使用極大地降低了農業勞動力的需求，農村剩余勞動力進城務工數大量增加，有效地增加了農村居民的工資性收入；農業機械的維修以及經營等方面的勞動力需求在很大程度上拓寬了農民的擇業范圍以及收入來源，成為農民增收新的增長點。

三、農業機械化對農民收入影響的實證分析

（一）數據指標的選取

農村居民家庭純收入指標（I）：指農村住戶當年從各個來源得到的總收入相應地扣除所發生的費用后的收入總和，由工資性收入、家庭經營收入、財產性收入和轉移性收入構成，反映的是一個地區農村居民的平均收入水平。

農業機械總動力指標（S）：農業機械是指用于種植業、畜牧業、漁業、農產品初加工、農用運輸和農田基本建設等活動的機械及設備，農業機械總動力指全部農業機械動力的額定功率之和。

（二）數據的選取及處理

表1 ADF單位根檢驗結果

文章實證部分的數據區間為1981～2010年，所有原始數據均來自國家統計局網站、《中國統計年鑒》、《中國農村統計年鑒》、《新中國六十年統計資料匯編》。為了避免時間序列數據的異方差性，本文在剔除價格因素的基礎上對變量進行了對數變換，最終指標為農民收入指標lnI和農村固定資產投資指標lnS。

（三）實證分析過程

1.簡單的線性回歸模型。我們先粗略分析農機擁有量對農村居民人均純收入的影響，在這里把農機擁有量作為解釋變量，農村居民人均純收入作為被解釋變量，運用計量經濟學的分析法建立單因素回歸模型：

其中I為農村居民人均純收入，S為農業機械擁有量，用農村機械總動力表示，α、β為待估參數。運用EViews6.0計量分析軟件對模型的估計結果如下：

根據估計結果可知，該模型的可決系數R2=0.9751，調整的-R2=0.9742，說明該模型對樣本的擬合優度較高，說明農業機械的擁有量對農村居民人均純收入有良好的解釋能力；F=311.5518，說明在5%的顯著性水平下，回歸方程顯著，即農業機械的擁有量對農村居民人均純收入確實有顯著影響；回歸系數伴隨概率均小于0.05，說明模型以95%的置信度通過了t檢驗。估計結果的經濟意義表明在假定其他變量布標的條件下，當年的農業機械擁有量每增加1萬千瓦，平均來說農村居民人均純收入會增長1.8685元，說明農業機械化程度的提高會有效地增加農民收入，這與理論分析與經驗判斷相一致。

2.單位根檢驗。由于經濟系統的慣性以及時間序列的跨度問題，簡單的線性回歸方程極易出現“偽回歸”，即在時間序列分析時由于時間序列的非平穩性，簡單線性回歸中T統計量過度的拒絕了不相關的虛擬假設。因此，為了避免“偽回歸現象”，使實證分析結果更可信，我們首先應該檢驗時間序列的平穩性，這里我們采用eviews6.0軟件，選擇ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗法對研究涉及的兩個變量的平穩性進行單位根檢驗。檢驗結果如表1所示。

由檢驗結果可知，對于農村機械總動力和農民收入兩個時間序列在5%、10%顯著性水平下都是非平穩的，對變量序列進行一階差分后檢驗，結果表明另個變量序列的一階差分在5%、10%的臨界值下都是平穩序列，可以對二者進行協整檢驗。

3.協整檢驗。所謂協整，是指多個非平穩經濟變量的某種線性組合是平穩的，即雖然（I，S）是I（1），或者具有d階單位根，但是如果他們之間的線性組合y=I+aS具有平穩性，則稱（I，S）具有協整關系，a為協整系數。協整檢驗有兩種方法：一種是基于回歸殘差的協整檢驗，一種是基于回歸系數完全信息的Johansen協整檢驗。根據研究的OLS模型，我們采用基于回歸殘差的協整檢驗，具體為ADF檢驗方法檢驗農機化與農民收入的協整關系。檢驗結果如表2所示。

由上表的檢驗結果可知，ADF統計值為-2.4589，均小于5%、10%的臨界值，表明回歸方程的殘差項是平穩序列，即農業機械總動力（S）和農民收入（I）之間存在協整，表明二者之間具有長期均衡關系。

表2 基于殘差的ADF檢驗結果

表3 格蘭杰因果關系檢驗結果

4.格蘭杰因果性檢驗。為了進一步刻畫變量間的數量關系，我們繼續進行格蘭杰因果性檢驗（Granger causality test）。格蘭杰原因并不等同于經濟意義上的因果關系，變量y是變量x的格蘭杰原因只是說明了x的變化在y的變化之前，即x及其滯后變量有助于更好地解釋y的變化，而y及其滯后變量的變化卻法解釋x的變化。根據以上的實證分析結果可知，農機總動力與農民收入之間存在協整關系，為了更精確地分析二者之間數量關系，我們運用格蘭杰因果關系檢驗法對兩個變量間的關系進行檢驗，顯著性水平取10%，滯后期選擇1～2期，檢驗結果如表3所示，結合計量經濟分析中的F檢驗和P值檢驗，在滯后1-2期時，lnI是lnS的格蘭杰原因，而lnS不是lnI的格蘭杰原因，即農機總動力對農民收入在滯后期沒有顯著影響，而農民收入卻對農村機械總動力影響顯著，可以解釋為農民收入的增加是農業機械化的重要推動力量。

5.VAR分析。為了進一步分析農民收入變動（I）與農機總動力變動（S）的動態關聯性，我們進一步進行VAR分析。根據赤池（Akaike）信息準則 （AIC） 和施瓦茨 （Schwart） 信息準則（SC），選擇最佳滯后期為2，估計結果如表4。

研究結果發現，農機總動力變動（S）的滯后一期值對農民收入（I）具有顯著的正向影響，這是農機化對農民增收的顯著效應，回歸系數0.52表明滯后一期的農機總動力變動一個單位，相應的農民收入會同向變動0.52個單位。而滯后二期的農機總動力（S）對農民收入（I）具有負面影響，降低了農民收入，這可以解釋為農機的維修保養等費用和增收效應的相互抵消。在大力推動農業現代化的政策指引下，涉農投資不斷增加，農業機械化程度顯著提高，由于經濟投入要素邊際報酬遞減而使得滯后二期的農機總動力（S）對農民收入（I）具有負面影響，因T檢驗值不太大，這種負面效應不是很突出，比較兩期的回歸系數，對農民收入正向的影響大于負向的影響，總體上是增加了農民收入。當期的農民收入也受前期基數的影響，滯后一期為正效應，滯后兩期為負效應，其原因在于農民的消費習慣，收入的增加會使農民采取積極的消費態度，這是擴大內需的重要著力點之一。

表4 農民收入變動（I）與農機總動力變動（S）的VAR分析結果

四、結論及政策建議

（一）實證結論分析

1.實證結果表明農民收入與農業機械總動力之間存在協整關系。1981～2011年的農民收入與農業機械總動力之間存在長期的均衡關系，因此從長期來看，農機總動力是農民收入的影響因素之一，農業機械總動力的增加會有效地增加農民收入。

2.農民收入是農村機械總動力的格蘭杰原因，但農機總動力不是農民收入的格蘭杰原因。農機化是農業現代化的重要標志之一，農民是農機最重要的投資和經營運作主體，農民收入和農業機械化存在螺旋式上升的趨勢。

3.當期的農民收入不僅受當期農機總動力的影響，還受上期均衡誤差項的影響。在滯后一期時，農民收入對農機總動力的回歸系數為0.52，說明農業機械對農民增收影響的長期性及顯著性。另外農機的保養和維修等費用在一定程度上加重了農民負擔，降低了農民收入，但其作用較弱。從總體上來看，農機化對農民的增收效果明顯。

（二）政策建議

如今“三農”問題還是我國重要的經濟社會問題之一，在十二五提出“藏富于民”、十八大提出“收入倍增計劃”、連續10年中央一號文件涉及三農等一系列政策背景下，農民增收成為社會發展的主要目標之一。從農村居民人均純收入的視角看，農業機械和科技肥料的使用對增加農民收入具有很明顯的效果，根據以上的實證結果，結合農業經濟學和農業政策學的觀點，提出以下政策建議。

1.繼續有效地推行農機補貼政策，拓寬農機的補貼范圍。2004年以來國家推行農機補貼政策，農機的擁有量大幅增長，有效地推動了農業現代化和農民增收。但是農機購置補貼的范圍較窄，僅僅集中在大中型農機上，而大型農機具的成本又高，個體農戶很難承擔農機具的購買成本，因此大中型農機具的使用僅限于大農場或者平原地區。我國農業耕作機械化程度因地域有巨大差異，大型機械在很多地方都無用武之地，因此在農機補貼政策時應該充分考慮地理人文等綜合因素，針對地區的差異制定差異化的補貼政策及補貼對象，拓寬農機具的補貼范圍，增加一些農民有強烈需求意愿的小型農機具，使農機補貼政策真正施惠于民。

2.多方籌措資金，建立農機的多元化投資機制。農業機械化設備和器具的購置成本較高，尤其以大型農機具最為明顯，僅僅依靠農民自身資金很難滿足農業現代化對農機具的需求。在工業反哺農業以及國家的一系列惠農政策背景下，積極采用多元化的農機投資方案，即“國家財政補貼一點，社會機構支持一點，農民自籌一點”的辦法，拓寬農機投資的資金來源，在大型農機具上，財政以及大型的農業經營主體要發揮積極地的作用，因此，在國家和地方財政資金允許的條件下，財政投資應該偏向農機補貼，支持農民對農機具的購買并鼓勵農民使用農機具，對偏遠地區尤其要加大補貼力度，并逐步向小型農機具傾斜。

3.探索深化的農機補貼政策，確保農機系統的良性循環。所謂深化的農機補貼政策是指補貼環節涵蓋包括農機研發、生產、銷售、使用等的整條農機產業鏈；補貼對象上除整機購置補貼外，還應該向農機具重要零部件、相關技能培訓、政策性農機具保險等方面延伸的補貼政策。深化的農機補貼政策可以減輕農民對農機相關費用的負擔，增加其購買和使用農機的積極性，實現農業的機械化，有效地增加農民收入。

[1]韓劍鋒.我國農機購置補貼政策對農民收入的影響分析[J].生產力研究，2010，（3）:52-53，81.

[2]王姣，肖海峰.我國良種補貼、農機補貼和減免農業稅政策效果分析[J].農業經濟問題，2007，（2）:24-28.

[3]韓劍鋒，魏宇慧.我國農機購置補貼政策增收效應實證分析[J].西安電子科技大學學報（社會科學版），2010，（9）:85-90.

[4]陳林興，方挺.農機購置補貼政策的成效、問題及對策[J].農機化研究，2011，（08）:1-5.

[5]李紅，張敏.大型農機購置補貼政策對農民收入的影響分析[J].農機化研究，2008，（07）:57-62.

[6]李農，萬祎.我國農機購置補貼的宏觀政策效應分析[J].農業經濟問題，2010，（12）:79-84.