农机投资对农民收入影响的实证研究

文/邓金钱

一、引言

农民收入作为“三农”问题的核心问题之一引起了社会的广泛关注，党的十八大报告提出了到2020年实现国内生产总值和城乡居民人均收入比2010年翻一番的“收入倍增计划”。目前我国已进入工业反哺农业阶段，推动农业机械化是实现农业现代化和促进农民增收的重要举措，农业耕作的机械化大大提高了农业综合生产能力和农产品的运输能力，在市场机制的作用下农机化成为农民增收和提高农民生活水平的重要渠道。关于农业机械化和农民收入的关系已经成为国内不少学者研究的热点，但是从研究成果来看，国内对农业机械化的研究停留在农机补贴等政策层面，王姣、肖海峰（2007）对农机补贴政策效果进行分析，认为随着补贴标准的提高，所有农户种植业收入的增加幅度与补贴标准的提高幅度基本相同，但粮食产量的增加幅度则远远低于补贴标准的提高幅度；李红、张敏（2008）选择新疆和江苏分析了大型农机具补贴政策对农民收入的影响，认为把发达地区的农机购置补贴转向经济欠发达的中西部地区，这会加速经济欠发达地区的经济发展和提高农民的收入，并不会影响发达地区的经济发展；韩剑锋（2010）运用1997～2008年的一些数据进行回归分析，认为农机购置补贴政策对农民增收有着一定的带动作用。基于已有研究侧重点的不同，本文统计数据并建立相应的计量模型，运用系统的计量经济学分析方法研究农业机械化对农民收入的影响。

二、农业机械的使用对农民收入增长的理论评述

（一）农业机械使用的对农业增长的作用

农业机械化已经成为农业现代化的最重要标志，各类农机在农民生活中扮演着重要角色。1998年开始国家陆续实行了一系列农机补贴政策，补贴额度也在逐年增加，农业机械的数量呈直线上升，全国农机装备水平明显提高。根据国家统计局的统计数据显示，2011年全国农业机械拥有量达到97734.7万千瓦（见图1），其中农用大中型拖拉机4406471台，配套农具6989501部，小型拖拉机18112663台，配套农具30620134部，农用排灌柴油机9683914台。农业机械的使用解放了农村生产力，增加了农村居民的收入。农业机械对农民的增收主要体现在以下两个方面。

1.增加农民的经营性收入。农业机械的使用有效地增加农村居民的家庭经营收入，主要有三个方面：其一，使用农机可以提高土地的产出率，机械化的耕作方式可以提高对土地的耕作质量，改变土地的肥力结构和蓄水能力从而有效地提高单位土地的产出量，因此在价格水平一定的条件下可以有效地实现农民增收；其二，提高农业的生产效率，农业的机械化耕作可以代替大量人力、畜力，提高农业的生产效率，根据统计测算，现在1台农业旋耕机1个小时的耕地面积是以前畜力耕地面积的5～10倍，而农业收割机的效率更高。其三，农业机械高效的作业范围使得农民可以有效地节约农田投入，从节流的视角实现农民增收。

图1 农机总动力及其变动趋势（单位：万千瓦）

图2 农民收入及其增长趋势（单位：元）

2.增加农民的工资性收入。农业机械耕作的高效率使得农民有更多的闲暇时间可以进行其他的生产活动从而使得农民的工资性收入增加，1991年农村居民人均纯收入为686.31元，其中工资性收入138.80元，占比20.22%，而2011年农民的人均纯收入为6977.29元，工资性收入占比42.47%，增幅超过100%。农民工资性收入的增加与农业机械化的发展是分不开的，农业机械对农民的工资性收入的贡献主要源自于以下两个方面：第一，农业的机械化可以推动农业的产业化经营，增加农产品附加值；第二，农业机械化可以使得从事农业生产的劳动力需求降低，这样可以使得农民有更多的闲暇时间或者更多的农村剩余劳动力，这些劳动力中的部分在农业产业化的背景下可以实现就地择业，大部分涌入城市从事二三产业，在给自身创收的同时也成为城镇化发展的重要推动力量。

（二）农民收入增长的动态评述

改革开放以来我国农村居民的收入有了很高程度的增长，1981～2011年我国农村居民的人均纯收入逐年增长，绝对数由1993年的223.4元增长到2011年的6977.29元。根据增长趋势可以看出1997～2003年农民的人均纯收入增长乏力（见图2），这是该时期农业发展缓慢，农村经济发展滞后，城乡差距不断扩大所造成的。自2003年以来，中央一号文件连续10年关注三农，国家实施一系列的惠农政策使得农民的生产积极性提高，农民收入一直保持高速增长，这9年的年均增长率为8.47%，2006年高速增长（9.0%）后增长速度出现下滑，到2010年才恢复到10.9%，2011年增幅最大为11.4%。在农民收入的来源结构中，工资性收入和家庭经营收入占比90%左右，是农民增收最关键的部分。另外，农业机械的使用极大地降低了农业劳动力的需求，农村剩余劳动力进城务工数大量增加，有效地增加了农村居民的工资性收入；农业机械的维修以及经营等方面的劳动力需求在很大程度上拓宽了农民的择业范围以及收入来源，成为农民增收新的增长点。

三、农业机械化对农民收入影响的实证分析

（一）数据指标的选取

农村居民家庭纯收入指标（I）：指农村住户当年从各个来源得到的总收入相应地扣除所发生的费用后的收入总和，由工资性收入、家庭经营收入、财产性收入和转移性收入构成，反映的是一个地区农村居民的平均收入水平。

农业机械总动力指标（S）：农业机械是指用于种植业、畜牧业、渔业、农产品初加工、农用运输和农田基本建设等活动的机械及设备，农业机械总动力指全部农业机械动力的额定功率之和。

（二）数据的选取及处理

表1 ADF单位根检验结果

文章实证部分的数据区间为1981～2010年，所有原始数据均来自国家统计局网站、《中国统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》、《新中国六十年统计资料汇编》。为了避免时间序列数据的异方差性，本文在剔除价格因素的基础上对变量进行了对数变换，最终指标为农民收入指标lnI和农村固定资产投资指标lnS。

（三）实证分析过程

1.简单的线性回归模型。我们先粗略分析农机拥有量对农村居民人均纯收入的影响，在这里把农机拥有量作为解释变量，农村居民人均纯收入作为被解释变量，运用计量经济学的分析法建立单因素回归模型：

其中I为农村居民人均纯收入，S为农业机械拥有量，用农村机械总动力表示，α、β为待估参数。运用EViews6.0计量分析软件对模型的估计结果如下：

根据估计结果可知，该模型的可决系数R2=0.9751，调整的-R2=0.9742，说明该模型对样本的拟合优度较高，说明农业机械的拥有量对农村居民人均纯收入有良好的解释能力；F=311.5518，说明在5%的显著性水平下，回归方程显著，即农业机械的拥有量对农村居民人均纯收入确实有显著影响；回归系数伴随概率均小于0.05，说明模型以95%的置信度通过了t检验。估计结果的经济意义表明在假定其他变量布标的条件下，当年的农业机械拥有量每增加1万千瓦，平均来说农村居民人均纯收入会增长1.8685元，说明农业机械化程度的提高会有效地增加农民收入，这与理论分析与经验判断相一致。

2.单位根检验。由于经济系统的惯性以及时间序列的跨度问题，简单的线性回归方程极易出现“伪回归”，即在时间序列分析时由于时间序列的非平稳性，简单线性回归中T统计量过度的拒绝了不相关的虚拟假设。因此，为了避免“伪回归现象”，使实证分析结果更可信，我们首先应该检验时间序列的平稳性，这里我们采用eviews6.0软件，选择ADF（Augmented Dickey-Fuller）检验法对研究涉及的两个变量的平稳性进行单位根检验。检验结果如表1所示。

由检验结果可知，对于农村机械总动力和农民收入两个时间序列在5%、10%显著性水平下都是非平稳的，对变量序列进行一阶差分后检验，结果表明另个变量序列的一阶差分在5%、10%的临界值下都是平稳序列，可以对二者进行协整检验。

3.协整检验。所谓协整，是指多个非平稳经济变量的某种线性组合是平稳的，即虽然（I，S）是I（1），或者具有d阶单位根，但是如果他们之间的线性组合y=I+aS具有平稳性，则称（I，S）具有协整关系，a为协整系数。协整检验有两种方法：一种是基于回归残差的协整检验，一种是基于回归系数完全信息的Johansen协整检验。根据研究的OLS模型，我们采用基于回归残差的协整检验，具体为ADF检验方法检验农机化与农民收入的协整关系。检验结果如表2所示。

由上表的检验结果可知，ADF统计值为-2.4589，均小于5%、10%的临界值，表明回归方程的残差项是平稳序列，即农业机械总动力（S）和农民收入（I）之间存在协整，表明二者之间具有长期均衡关系。

表2 基于残差的ADF检验结果

表3 格兰杰因果关系检验结果

4.格兰杰因果性检验。为了进一步刻画变量间的数量关系，我们继续进行格兰杰因果性检验（Granger causality test）。格兰杰原因并不等同于经济意义上的因果关系，变量y是变量x的格兰杰原因只是说明了x的变化在y的变化之前，即x及其滞后变量有助于更好地解释y的变化，而y及其滞后变量的变化却法解释x的变化。根据以上的实证分析结果可知，农机总动力与农民收入之间存在协整关系，为了更精确地分析二者之间数量关系，我们运用格兰杰因果关系检验法对两个变量间的关系进行检验，显著性水平取10%，滞后期选择1～2期，检验结果如表3所示，结合计量经济分析中的F检验和P值检验，在滞后1-2期时，lnI是lnS的格兰杰原因，而lnS不是lnI的格兰杰原因，即农机总动力对农民收入在滞后期没有显著影响，而农民收入却对农村机械总动力影响显著，可以解释为农民收入的增加是农业机械化的重要推动力量。

5.VAR分析。为了进一步分析农民收入变动（I）与农机总动力变动（S）的动态关联性，我们进一步进行VAR分析。根据赤池（Akaike）信息准则 （AIC） 和施瓦茨 （Schwart） 信息准则（SC），选择最佳滞后期为2，估计结果如表4。

研究结果发现，农机总动力变动（S）的滞后一期值对农民收入（I）具有显着的正向影响，这是农机化对农民增收的显著效应，回归系数0.52表明滞后一期的农机总动力变动一个单位，相应的农民收入会同向变动0.52个单位。而滞后二期的农机总动力（S）对农民收入（I）具有负面影响，降低了农民收入，这可以解释为农机的维修保养等费用和增收效应的相互抵消。在大力推动农业现代化的政策指引下，涉农投资不断增加，农业机械化程度显著提高，由于经济投入要素边际报酬递减而使得滞后二期的农机总动力（S）对农民收入（I）具有负面影响，因T检验值不太大，这种负面效应不是很突出，比较两期的回归系数，对农民收入正向的影响大于负向的影响，总体上是增加了农民收入。当期的农民收入也受前期基数的影响，滞后一期为正效应，滞后两期为负效应，其原因在于农民的消费习惯，收入的增加会使农民采取积极的消费态度，这是扩大内需的重要着力点之一。

表4 农民收入变动（I）与农机总动力变动（S）的VAR分析结果

四、结论及政策建议

（一）实证结论分析

1.实证结果表明农民收入与农业机械总动力之间存在协整关系。1981～2011年的农民收入与农业机械总动力之间存在长期的均衡关系，因此从长期来看，农机总动力是农民收入的影响因素之一，农业机械总动力的增加会有效地增加农民收入。

2.农民收入是农村机械总动力的格兰杰原因，但农机总动力不是农民收入的格兰杰原因。农机化是农业现代化的重要标志之一，农民是农机最重要的投资和经营运作主体，农民收入和农业机械化存在螺旋式上升的趋势。

3.当期的农民收入不仅受当期农机总动力的影响，还受上期均衡误差项的影响。在滞后一期时，农民收入对农机总动力的回归系数为0.52，说明农业机械对农民增收影响的长期性及显著性。另外农机的保养和维修等费用在一定程度上加重了农民负担，降低了农民收入，但其作用较弱。从总体上来看，农机化对农民的增收效果明显。

（二）政策建议

如今“三农”问题还是我国重要的经济社会问题之一，在十二五提出“藏富于民”、十八大提出“收入倍增计划”、连续10年中央一号文件涉及三农等一系列政策背景下，农民增收成为社会发展的主要目标之一。从农村居民人均纯收入的视角看，农业机械和科技肥料的使用对增加农民收入具有很明显的效果，根据以上的实证结果，结合农业经济学和农业政策学的观点，提出以下政策建议。

1.继续有效地推行农机补贴政策，拓宽农机的补贴范围。2004年以来国家推行农机补贴政策，农机的拥有量大幅增长，有效地推动了农业现代化和农民增收。但是农机购置补贴的范围较窄，仅仅集中在大中型农机上，而大型农机具的成本又高，个体农户很难承担农机具的购买成本，因此大中型农机具的使用仅限于大农场或者平原地区。我国农业耕作机械化程度因地域有巨大差异，大型机械在很多地方都无用武之地，因此在农机补贴政策时应该充分考虑地理人文等综合因素，针对地区的差异制定差异化的补贴政策及补贴对象，拓宽农机具的补贴范围，增加一些农民有强烈需求意愿的小型农机具，使农机补贴政策真正施惠于民。

2.多方筹措资金，建立农机的多元化投资机制。农业机械化设备和器具的购置成本较高，尤其以大型农机具最为明显，仅仅依靠农民自身资金很难满足农业现代化对农机具的需求。在工业反哺农业以及国家的一系列惠农政策背景下，积极采用多元化的农机投资方案，即“国家财政补贴一点，社会机构支持一点，农民自筹一点”的办法，拓宽农机投资的资金来源，在大型农机具上，财政以及大型的农业经营主体要发挥积极地的作用，因此，在国家和地方财政资金允许的条件下，财政投资应该偏向农机补贴，支持农民对农机具的购买并鼓励农民使用农机具，对偏远地区尤其要加大补贴力度，并逐步向小型农机具倾斜。

3.探索深化的农机补贴政策，确保农机系统的良性循环。所谓深化的农机补贴政策是指补贴环节涵盖包括农机研发、生产、销售、使用等的整条农机产业链；补贴对象上除整机购置补贴外，还应该向农机具重要零部件、相关技能培训、政策性农机具保险等方面延伸的补贴政策。深化的农机补贴政策可以减轻农民对农机相关费用的负担，增加其购买和使用农机的积极性，实现农业的机械化，有效地增加农民收入。

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