農業機械化對農民收入的影響

中圖分類號：F303.3 文獻標識碼：A 文章編號：2095-5553（2025）07-0346-07

Abstract：This paper clarifestheinfluence mechanismof agricultural mechanizationon farmers’income in Deyang City，comprehensivelyrevealstheinfluenceefectofagriculturalmechanizationonfarmers’incomethroughthreindependent variables suchas total powerofagricultural machinery，water-saving irigation machineryand agricultural water pump，and puts forward suggestions on promoting agricultural mechanization to promote farmers’ incomegrowth.Based onthe panel data ofDeyang Cityandcounty levelfrom 2oll to2O22andtaking thedisposableincomeoffarmersastheresearch object，this paperconstructedatwo-wayfixedefect modelto analyzetheimpactof total powerof agricultural machinery， water-savingirrigationmachineryandagriculturalwater pumponfarmers’income，andempiricalltestedtheimpactof variousidicatorsofagriculturalmechanizationonfarmers’income.Agricultural mechanizationhadasignificantpositiveefect onfarmers’incomethroughthetotalpowerofagriculturalmachineryandwater-saving irigationmachinery.Everyincreaseof 10MWof total powerofagriculturalmachinery increased farmers’percapita disposableincomeby435oyuan，and everyincreaseofonesetof water-saving irigation machineryincreasedfarmers’percapita disposable income by 534 yuan. Theagricultural waterpumpinhibitedfarmers’income，andhadasignificantnegativeefectonfarmers’percapita disposable income.Every increase ofone agricultural pump reduced farmers’per capita disposable income by7160 yuan.It issuggested that the governmentshould strengthenthe improvement of rural infrastructure and supporting equipment，improvethetechnical innovationlevelofagriculturalmachineryandagricultural machinery eficiency，increase the amountand scope of subsidies forthe purchase of agricultural machinery，improve the service system for agricultural machinery，and reduce the cost of after-sales service for agricultural machinery.

Keywords：agricultural mechanization；farmers’income；bidirectionalfixedefect model；agriculturaloperation eficiency; labor transfer

0 引言

農民增收是縮小城鄉差距，實現共同富裕的重要手段之一，對促進我國農村現代化建設及鄉村振興工作的高質量發展具有重大的意義[1]。農民收人問題一直備受關注，怎樣實現農民增收也是政府重點工作之一。縱觀美國、日本和韓國等農業機械化水平較高的國家，研究表明農機規模化、集約化、自動化作業對農民增收起顯著促進作用[2]；日本、韓國選擇小規模、精細化機械作業方式，帶動農民收人實現大幅度提高[3]；德國荷蘭則采用高科技賦能農業機械設備來提升農民收人[4]。隨著我國機械化的發展和推進，不少學者關于農業機械化對農民收入的效用問題進行廣泛研究和討論。學術界圍繞農地規模化種植、農業作業效率、糧食產量、農業生產力、耕地拋荒率、勞動力轉移等指標研究分析農業機械化如何作用于農民收人[5]。我國農業機械化主要通過提高生產效率、增加農業產出和勞動力替代轉移，來帶動農民經營性和工資性收入的增長，增加農民總收入。同時國家通過政策和提升農機社會化服務來推進農業機械化的普及和發展，采取農機購置補貼，解決購機貴、購機難的問題，在一定程度上降低了農民的支出成本，通過農機社會化服務解決了小農戶對接大農機的難題，發揮農業規模效應，促進農民增收[]。但是，農業機械化技術的提升和推廣，在種植業中糧食所占比重較大的地域，對農產品需要彈性較小，對農業技術的要求較低，農業機械化和農業技術進步對農民收人起負向效應；當農業機械化采用比例過高，農民承擔的農機費用則越多，會導致農民收入減少，對農民增收產生抑制作用，原因在于農機費用超過了農業效益帶給農民的收人[]。

德陽市位于成都平原東北部，地形有高山、中山、低山、丘陵及平原，其地形地貌是我國整體地形的縮影，因此，選擇德陽市縣域層面來分析農業機械化對農民收入的影響，具有一定的代表性；另一方面，學者們研究農業機械化對農民收人的影響，一般從宏觀層面選取省級面板數據進行實證分析，較少學者針對某一具體市級區域進行微觀實證分析，但我國地形復雜多樣，區域經濟發展差異大，宏觀分析結論對某一特定區域的參考價值具有一定局限性。基于此，選取德陽市2011—2022年各縣域面板數據，構建雙向固定效應模型以考察農業機械化對農民收入影響的總效應，分析農業機械化各指標對農民收入的影響，以期為地方政府農業政策的制定及切實提升農民收入提供決策依據，研究工作具有一定的理論和實踐價值。

1理論分析與研究假說

美國機械化發展歷程經歷3個階段，第1階段（1850—1910年）為半機械化階段，以畜力牽引農具為主的半機械化生產工具，替代了人畜力的落后耕作工具，農機具的改造和進步擴大了農業作業面積，促使農業生產效率大幅提升，并帶動農作物產量和產值的增加；第2階段（1910—1975年）為機械化階段，1910年后美國農業出現拖拉機，大功率農業機械的應用有效推動了農業機械化的演變和發展，美國農業機械化基本成型，進而促使農業生產結構基本實現從小農經濟分散經營模式向大農場經濟集約型模式轉變，美國農業產量創下新的高度；第3階段（1975年至今）為智能化、自動化、信息化全面發展階段，1975年后美國農業機械逐步向混合動力、節能環保和智能信息化方向發展，其農業步入新經濟階段，農業生產環節的勞動力投入不斷下降，且農業產值增長更加明顯8，如圖1所示，隨著美國機械化快速發展和進步，其農場經營性收入也呈正向上升趨勢。

日本的機械化發展經歷4個階段，即起步階段—發展階段一深人發展階段一多樣化發展階段，日本在總結歐美農業機械化技術和經驗時，結合自身的國情特征和自然資源，探索出適合自身農業發展的集約型經營模式，有效提高農業生產率，保證農產品質量，提升農產品產量。1955年基于日本工業迅速趕超農業的局面，國家政府分階段出臺促進農業機械化發展的政策，農業機械技術也不斷創新發展，逐步在農業生產全過程實現機械化，進一步提升農民總收人[9]

回顧我國農業機械化的發展進程，從原始社會簡易的農具到新石器時代以石犁為主的牛耕階段；再到春秋戰國以鐵質為主的農具，這是我國農業機械化發展的雛形階段；建國前期我國農機技術主要以引進消化吸收西方技術為主，自主研發較少，此階段農業機械化率水平相對較低，這是農業機械化早期階段；建國初期，我國農業機械化步人一個嶄新的階段，農機歸國家集體所有和經營，通過行政命令和優惠政策等手段促進機械化的發展；改革開放時期，這個階段處于計劃經濟向市場經濟的過渡時期，國家允許農民私人購買農機，推動農業機械化步人健康發展之路；21世紀時期，我國經濟飛速發展，機械化率也逐年上升，大功率農機開始普及，我國農業機械化全面進入戰略發展階段。

農業機械是農業生產中重要的作業工具，隨著我國農業機械化的推進和發展，農機在農業生產全過程提高了作業效率和農作物產量及質量，對農民收入增長有著非常顯著的促進作用，如圖2所示，據1978—2022年國家統計局數據統計，代表我國農業機械化程度的農機成套裝備數量逐年遞增，我國農民可支配收入也大幅度上升。

注：根據國家統計局（1978—2022年）數據整理。

隨著農業機械化的飛速發展和推廣應用，國外學者關于農業機械化對農民收人的影響進行廣泛研究和討論。大部分國外學者認為農業機械化對農民收人起正向的促進作用，代表農業機械化程度的農業技術對生產要素使用量精確化，一方面降低農業種子的浪費率，另一方面減少農藥、化肥的投人量，使農民對作物投人成本大幅度降低，同時提升和保持土壤肥力，進一步提高農作物產量和質量，提高農業生產效率[10]。農業機械化在農業生產過程的應用和推廣，能減少農忙時長，提高單位作業效率，農業機械設備的應用能高效率地完成搶種搶收，從農業生產中置換出大量剩余勞動力轉向周邊農業或非農產業，從而增加農民的工資性收入。據研究，采用機械化農業機具的農民比未采用的農民凈收入高。農業生產中農機裝備技術的進步，通過降低單位產量成本的投入來提高總產量和農民收入，但農業生產技術一旦擴散，會促使農業總供給的增加，擴大種植面積，導致投入增加，對農民收入產生負向影響[1]。

值得關注的是，國內外農業機械化對農民收入的影響主要表現在提高生產效率、降低成本及勞動力的替代轉移。首先在農業生產作業過程中，勞動力成本的提升是農民收人下降的重要原因，農民使用機械來替代勞動力，通過標準化作業提高單位作業效率，減少勞動力在農業生產整個環節的投入，促使部分勞動力到其他農業領域從事兼業工作，或是轉移到其他非農部門工作，增加農民工資性收入[12]；從農業生產效率角度，一是農業機械化通過土地平整、深翻、深割等功能，可提高種植強度和農地質量，有效控制雜草和害蟲，改善農作物的生產環境，同時機械化在播種施肥過程中提高播種精度和減少肥料浪費和農戶成本[13]；二是采用機械灌溉、噴灑可以緩解干旱和害蟲等風險，有效提升糧食質量，增加糧食總產出，從而促進農民經營性收入的增加[14]。具體來說，農業機械化對農業生產全過程的影響，最終對農民收入確實存在正向效應，從貢獻率視角分析，一方面農業機械化可減少錯失收獲的時機，提高單位產量；另一方面農機能進行耕、播、除草等聯合作業，提高耕作質量。研究結果顯示，農業機械總動力每提升1個百分點，農民收入增加0.6116元，農業機械化對農民純收入貢獻率一直在 9.5% 左右，綜合貢獻率最高僅為 29.4%^[15，16]"。整體來看，農業機械化對農民收入的正向效應較低，由于生產環節農戶購買大中型機械成本較高、農機燃油耗量較大、農機維修費用較高，增加了農戶的綜合成本，農業機械化對農民的收入產生負向效應；同時縣域金融的支持力度不夠且普惠對象出現嚴重的傾斜，對低收入群體進行信貸限制，降低了資本配置效率和農機的使用[17]。

長期以來，農業機械總動力一直是農業機械化發展的重要指標，農機總動力的大小直接影響農業生產的各個環節，是衡量農業增產農民增收的重要指標。農業機械化在農業生產過程中覆蓋耕作、排灌、收割等環節，農業機械總動力越大則農業機械化程度越高，農業機械化程度越高則農業機械在農業生產全過程的應用越高，可實現規模化、標準化生產，大幅節約勞動力，降低農藥化肥使用量及管理成本，同時，能提高農業作業總效率和總產量，對農民收人起促進作用[18]。據此，提出研究假說H1：農業機械化通過農用機械總動力對農民收入起顯著正向效應。

節水灌溉類機械是衡量農業機械化水平的重要指標之一，節水灌溉指標可直接反映農業水資源的使用效率和浪費情況。通過智能化節水灌溉系統類機械的應用，一方面可以避免大水漫灌的情況，節約用水量，降低用水成本；另一方面，智能化灌溉系統可降低勞動力的投入，節約人力成本；最后，政府對農機設備的購置補貼，一定程度上降低了農民農業設備的支出成本，從總體上增加了農民的收人。節水灌溉類機械能有效提高灌溉面積，方燕玲9基于農業機械總動力、有效灌溉面積等指標對農業總產值進行實證分析，研究表明，有效灌溉面積每增加 1khm² ，農業生產總產值增加7454.066萬元。據此，進一步提出研究假說H2：農業機械化通過節水灌溉類機械對農民收人起顯著正向效應。

農用水泵也是衡量農業機械化水平的重要指標之一，農用水泵在農業種植過程中能有效提高抗旱能力，防止極端天氣等造成農作物絕收現象。但農用水泵在農業生產過程中對農民收入產生正向還是負向影響與各縣域年降雨量的波動率有直接關系。德陽市位于我國南方，農業種植灌溉方式主要采用自然灌溉，采用方差分析公式對德陽市1999—2022年各縣域年降雨量的波動率進行檢驗，據式（1）～式（8）結果顯示，德陽市各縣域在2011年前后年降雨量波動率有明顯差異，各區域年降雨量波動率的不均衡促使農民采用農用水泵引用水庫或水池的蓄水進行灌溉調節，購買農用水泵一方面增加農民農用支出成本，另一方面農用水泵僅在年降水量不足時使用，造成利用率低，增加閑置成本。于是，提出第3個研究假說H3：農業機械化通過農用水泵對農民收入起顯著負向效應。

根據方差分析公式，基于1999—2022年德陽市縣域降雨量的波動率，檢驗假設 ?a=0.05 ）。

式中：μ1、/μ2 樣本均值。

式中： X_ij 1 第 j 組中第 i 個觀測值；s 因子數， s=2 ：

n 觀測樣本數， n=24 ：

S_ΦT 總變差；

S_A 因素 A 的效應平方和；S_E 誤差平方和。

S_T?S_A?S_E 的自由度依次為 n-1=23，s-1= 1，n-s=22 ，方差分析如表1所示。

因 F_0.05（1，22）=4.3lt;21.41 ，故在顯著水平0.05下拒絕 H₀ ，認為2011年前后降水量波動率有顯著的差異。

基于以上理論分析及研究假說，構建包含農業機械化、農用總動力、節水灌溉類機械、農用水泵以及農民收入的理論框架（圖3），以檢驗代表農業機械化的各個指標對農民收人的影響。

表1德陽市各縣域年降雨量波動率的方差分析 Tab.1Variance analysisof annual rainfall fluctuation rate of each county in Deyang City

2數據、變量與模型

2.1 模型設定

為研究農業機械化對農民收人的影響，以農民人均可支配收人inc為研究指標，選取農用機械總動力mech、節水灌溉類機械irri、農用水泵pump指標作為影響因子，探討農業機械化對農民收人的影響，由于各區縣經濟發展的程度不同，可能存在不隨個體而變化的時間效應，或不隨時間而變化的個體效應，基于上述問題，借鑒鄧悅[12]、宋麗敏[20]等研究，構建雙向固定效應模型，如式（9）所示。

式中： Y_it 1 i 地區的農民在第 χ_t 年的人均可支配收入;

mech——農用機械總動力水平；

irri 一 -節水灌溉類機械水平；

pum p ———農用水泵水平；

X_it 其他影響農民收人的控制變量；

d_i 1 地區固定效應；

m_t 時間固定效應；

ε_it 隨機誤差項；

β₀?β₁?β₂?β₃?β₄ ———待估系數。

以消除變量間可能存在異方差和多重共線性。對式（9）的部分數據取對數，調整后的模型如式（10）所示。

（204號 （10）

2.2 變量選取

1）被解釋變量：農民收入 inc 。基于已有文獻的研究，選取指標農村居民可支配收人（萬元）來表示。該數據來自2011—2022年德陽市統計年鑒。

2）解釋變量：農業機械化。基于已有學者的研究經驗，選取農用機械總動力水平、節水灌溉類機械水平、農用水泵水平來衡量農業機械化水平。（1）農用機械總動力水平mech，采用德陽市各縣域層面農用機械總動力來衡量；（2）節水灌溉類機械水平irri，采用德陽市各縣域層面擁有節水灌溉類機械總套數來表示；（3）農用水泵水平pump，采用德陽市各縣域層面農用水泵總臺數來表示。

3）控制變量。結合上述解釋變量基礎上，考慮到影響農民收入的其他因素參考文獻[7，19]，選取有效灌溉面積effe作為控制變量，采用歷年《德陽市統計年鑒》提供的各縣域層面農村地區有效灌溉面積數據。

2.3數據來源與描述性統計

選取德陽市（區、縣）2011—2022年的面板數據進行實證。依據德陽市（區、縣）統計年鑒（歷年），德陽市（區、縣）統計公報（歷年）。對主要變量進行描述性統計分析，結果如表2所示。

表2變量的描述性統計 Tab.2 Descriptive statistics of variables

3 實證分析

3.1基準回歸結果

基于2011—2022年德陽市區、縣（2區、4縣）層面的面板數據，選取雙向固定效應模型進行回歸分析，檢驗農業機械化對農民收人的影響。如表3所示，列（1）是未加入控制變量，但控制個體固定效應和時間固定效應。列（2）是加入控制變量，且控制個體固定效應和時間固定效應。核心解釋變量農用機械總動力及解釋變量節水類灌溉機械均對農村居民人均可支配收人有顯著正向效應，加人控制變量后，農用機械總動力和節水灌溉類機械均對農民收人具有顯著的促進作用，即農用機械總動力和節水灌溉類機械均能促進農民收入增長，驗證假說H1和假說H2。回歸結果顯示，農用水泵使用數量對農民收入增長有顯著的負向作用，且在1% 的顯著水平上顯著，說明農用水泵使用數量越多的地區，農民農用機械的支出成本就越高，從而對農民增收產生負向效應，此結果驗證前文假說H3。

表3基準回歸結果Tab.3Baseline regression results

注：**和***分別表示在 5% 和 1% 的水平上顯著，括號內為標準誤。下同。

3.2 內生性檢驗

由于影響農民收入的潛在因素較多，避免存在遺漏變量及樣本選擇的內生性問題。不僅考慮縣域及年份層面的變量，還采用兩階段最小二乘工具變量法（2SLS一IV解決內生性導致的估計偏差。參考何宜慶等2的方法，選擇縣域通公路村數作為工具變量。一方面，發展農業機械化離不開基礎設施的投入和建設，通鄉村公路的建設和完善對農用機械總動力的增長有一定的作用，通鄉村公路的數量越多，越有利于農村機械化的發展；另一方面，通公路村數很難直接影響農村區域間農民收入的分配。

工具變量的回歸結果如表4所示。表4列（1）結果顯示，工具變量（road）的系數估計值在 1% 顯著水平下為正，表明通公路村數與農用機械總動力具有正的相關性，此外，第一階段，弱工具變量檢驗的 F 統計數值為20.2154，大于經驗統計值10，表明工具變量滿足可識別的條件下顯著拒絕弱工具變量的原假設，說明本文選擇的工具變量是有效的。mech的系數估計值為1.7303，且在 1% 的水平上顯著為正，與前文基準回歸結果基本相符。因此，采用工具變量法控制可能存在的內生性問題后，顯示的回歸結果仍然穩健，說明本文的結論是可靠的。

表4工具變量回歸結果Tab.4Regression results of instrumental variables

3.3 穩定性檢驗

為進一步檢驗本文依據模型做的實證研究結果是可靠的，采取替換被解釋變量的方法進行穩定性檢驗。由于農村居民人均可支配收入是決定支出非常重要的影響因素，因此，使用農村居民人均總支出作為新的指標，回歸結果如表5列（1）所示。可見，變換測度農民人均可支配收入的數據之后，農用機械總動力、農用水泵和節水類灌溉類機械對農村居民人均總支出的估計系數均與前文基準回歸結果一致，表明本文核心結論是穩健的。

表5穩定性檢驗：替換被解釋變量 Tab.5Stability test：Replace interpreted variables

4結論與建議

4.1結論

基于2011—2022年德陽市區、縣域層面（2區、4縣）的面板數據，以農民可支配收入為研究對象，通過構建雙向固定效應模型來分析農用機械總動力、農用水泵和節水灌溉類機械等對農民收人的影響，實證檢驗農業機械化各指標對農民收入的影響效應。研究發現：（1）2011年以來，農業機械化對農民收入增長的過程一直發揮著重要的作用；（2）農用機械總動力和節水灌溉類機械對農民收入有顯著的正向作用，農用機械總動力每增加 10MW ，農民人均可支配收入增加4350元，節水灌溉類機械每增加1套，農民人均可支配收入增加534元；農用機械總動力能提高農業生產產出率，并直接作用于農民經營性收人，在一定程度上推動勞動力轉移，增加非農就業收入以提高農民總收入；（3）農用水泵對農民收入起抑制作用，對農民人均可支配收入影響產生顯著的負向效應，農用水泵每增加1臺，農民人均可支配收入減少7160元，表明農民使用農用水泵的支出成本占農民可支配收人的比重高，對農民增收為負向效應。

4.2建議

1）加強農村基礎設施和配套設備的完善。一方面，政府不斷完善基礎設施配套體系，提高財政資金投入基建的額度，并調動社會力量參與投資基建項目，實現投資主體多元化；另一方面，加強山區、丘陵地區彎道、坡道和梯田等農田宜機化改造，實現農地陡變緩、農田規模小變大、道路曲變直，實現多元化農機能下田，逐漸實現規模化種植，提升農業全過程生產效率。

2）提升農業機械技術創新水平和農業機械效率。一方面，現代農業的發展離不開機械技術的升級、創新和大面積推廣應用；可通過技術引進、技術整合及技術創新等方式，消化、吸收及創新農業機械技術，實現農機種類多元化，提升農機技術含量及適用性；另一方面，構建并完善智能化農業技術體系，實現智能化農機設備走進田間地頭，以提高土壤質量，降低農藥農肥使用量，提高農業生產產出率；最后，加強農機技術的培訓，定期組織農民進行線上、線下農機知識和技能的學習，提升農機的使用效率。

3）提高農機購置補貼額度和補貼范圍，完善農機服務體系，降低農機售后服務費用。一方面，政府相關部門可加大農業扶持政策的覆蓋面并提升農業補貼資金額度，并因時因地動態地調整農業政策，從補貼模式、范圍、額度三個維度對農業政策進行優化。通過提升扶持政策補貼力度來降低農民購機成本，同時金融機構提供低息貸款支持，推廣農機設備應用的同時增加農民收入；另一方面，發展壯大農機服務組織。由政府引導農機合作社、農機服務專業戶和農機服務公司等服務主體通過創新服務方式、優化服務組織結構以提升服務組織質量和數量，實現農機服務主體在農業生產全過程的覆蓋；最后，提升農機服務信息化程度。

通過搭建完善的信息數據庫，避免同類型農機重復購置，實現農機互助，設備共享，減少農機動力的過剩，降低生產投入成本，實現互利共贏和農機空間溢出效應。

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