试论科技进步中国农业科技进步与农民收入增长资料网

论文导读：长期内，中国农业科技进步对农民的农业收入增长存在着显著的正向效应，短期内也有利于农民的农业收入的增长，且对农民非农收入增长也起到一定的促进作用。这一结果否定了已有的“农业技术进步不利于农民收入增长”的观点，支持了中国依靠农业科技进步促进农民收入增长的政策假设。农业科技进步；农民收入增长；时间序列分析
[摘要] 改革开放以来，中国农业逐渐呈现出“半工半耕”、“男工女耕”的农户兼业化特征。农业科技进步对农民收入的影响不仅表现在对农民农业收入增长的直接影响上，同时也体现在对农民非农收入增长的间接影响上。利用中国农村历年的相关统计数据，实证检验中国“七五”至“十一五”期间农业科技进步与农民的农业收入和非农收入增长的关系后发现：长期内，中国农业科技进步对农民的农业收入增长存在着显著的正向效应，短期内也有利于农民的农业收入的增长，且对农民非农收入增长也起到一定的促进作用。这一结果否定了已有的“农业技术进步不利于农民收入增长”的观点，支持了中国依靠农业科技进步促进农民收入增长的政策假设。
[关键词] 农业科技进步； 农民收入增长； 时间序列分析
一、 引言
长期以来，农业科技进步
农业科技进步有广义和狭义之分。狭义的农业科技进步又可分为技术进化与技术革命两类；广义的农业科技进步除了包括狭义的农业科技进步内容外，还包括农业管理水平、决策水平与智力水平等软科学的进步。参见朱希刚《我国农业科技进步贡献率测算方法的意见》，载《农业技术经济摘自：本科毕业论文范文www.7ctime.com
》1997年第1期，第1723页。本文采用的是广义的农业科技进步。此外，本文所指的农业科技进步与农业技术进步同义。与农民收入增长的关系一直是国内外学者关注的重要课题，理论和实证方面均存在着相关的研究。理论研究方面，美国经济学家Cochrane在1958年出版的《农产品：神话与现实》一书中提出了著名的“农业踏车假说”，认为在一个所有农业生产者都是被动接受者的经济中，较早采用农业新技术的生产者可以通过降低成本或提高产量而获得更多的利润；而随着这一农业新技术的扩散，农业产量普遍增加将导致总供给曲线外移，由于农产品需求弹性较低，生产者收入将随着总供给曲线外移而下降。Hayami和Herdt扩展了Cochrane的理论假说，并指出在非完全商业化的农业经济中也存在类似的规律。德国农业经济学家Koester在理论上深入分析了农业技术进步对农民收入的影响问题，认为在封闭经济条件下农业科技进步将因农产品产量提高及由此引发的下降而与农业生产者收入之间出现负相关关系；而在一个开放经济中，农业科技进步可以通过扩大出口来实现农产品的稳定和农业生产者收入的提高[3]。实证研究方面，相关文献或聚焦在农业科技与农户收入及其分配的关系研究[49]，或集中于农业科技与贫困问题的探索[1014]，也有两者的结合[1516]。在国内，黄祖辉和钱峰燕以广义农业技术进步为出发点的统计分析表明，在农业技术进步的背景下，农民的农业收入并未因此得到增长[17]。刘进宝和刘洪则从理论和实证两个方面分析了中国农业技术进步与农民的农业收入增长的弱相关性[18]。王益松研究认为，除少数技术领先者外，由于要素和产品市场的双重压力，大多数农业生产者难以在技术进步中实现农业收入的增加[19]。俞培果和蒋葵基于“农业踏车理论”的实证研究表明，政府加大农业科技投入不能从整体上提高我国农民的收入，反而扩大了城乡收入差距[20]。
改革开放以来，尤其是随着中国工业化、城市化、市场化与国际化进程的加速推进，农村劳动力呈现出大量的非农化转移，中国农业已经具有明显的“半工半耕”、“男工女耕”的农户兼业化特征。理论上，一方面，农业科技进步通过调整农业产业结构、优化农业资源配置以及转变农业增长方式等途径促进农业经济增长[21]，进而影响农民的农业收入增长
本文农民农业收入是指农民家庭经营纯收入中的农业人均纯收入，农民非农收入是指在农民人均纯收入中扣除农业人均纯收入的那一部分收入。本文在实证部分将采用“农村居民消费指数”剔除因素对农民收入相关变量变动的影响。数据来源于中华人民共和国国家统计局所编的历年《中国统计年鉴》，（北京）中国统计出版社出版。；另一方面，农业科技进步“挤走了劳动力”，推动了农村剩余劳动力的转移[22]，从而对农民非农收入增长产生影响。因此，中国农业科技进步对农民收入的影响不仅表现在对农民的农业收入增长的直接影响上，同时也体现在其对农民非农收入增长的间接影响上。然纵观既有文献发现：相关研究至今仍仅关注农业科技进步对农民的农业收入论文导读：
增长的直接影响效应，鲜有考察农业科技进步对农民非农收入的间接影响效应。具体到中国的研究，Lin[6]、Wu等[7]以及Ding等[9]侧重于微观视角的分析；黄祖辉和钱峰燕[17]及刘进宝和刘洪[18]也仅分别利用了1994—2001年或1996—2001年的数据进行了相应的实证检验
根据对《中国统计年鉴》中“农业生产资料指数”这一统计数据的分析发现，1996—2001年间，农产品呈连续下降趋势，因此，以这一特殊阶段数据进行的实证分析结果无法全面反映改革开放至今中国农业科技进步对农民收入影响的效应特征。；王益松则着重于理论探讨[19]；俞培果和蒋葵也只是对农业科技投入的效应和分配效应进行了因果关系判断，并没有进行数量关系建模[20]。有鉴于此，本文将首先利用中国农村历年的统计数据，在测算1981—2010年农业科技进步率及贡献率的基础上，采用VAR模型并运用协整检验及脉冲响应函数等分析方法，实证检验中国“七五”至“十一五”期间
考虑到“六五”期间（即1981—1985年）中国农村经济发展受土地的农民家庭承包经营制度改革的影响较大，为更好地揭示中国农业科技进步与农民收入增长的实际关系，本文选择“七五”至“十一五”期间作为本文实证分析的样本区间。农业科技进步与农民的农业收入和非农收入增长的关系，进而对实证结果进行解释，并据此提出相关政策建议。

二、 中国“六五”至“十一五”期间农业科技进步率及贡献率测算

农业科技进步是指人们运用农业科学技术去实现一定目标所取得的进展。目标可以是提高农产品产量，改善农产品质量；可以是降低生产成本，提高生产率；也可以是减轻劳动强度，节约能源，改善生态环境等[23]。本文采用的是广义的农业科技进步，以下将借鉴朱希刚[23]的研究对中国1981—2010年 由于农业生产受气候条件影响很大，为排除个别年份内农业产摘自：毕业论文 格式www.7ctime.com
出的大起大落，本文在核算历年农业科技进步率及贡献率时对每年的相关数据采用当年前后共三年的平均值。每年的农业科技进步率及贡献率进行测算。

(一) 测算模型

农业总产值的增长来自两个方面，一是生产投入的增加，二是科技进步引起的投入产出比的提高。因科技进步产生的总产值增长率为科技进步率，因此，农业科技进步率是农业总产值增长率中扣除新增投入量产生的总产值增长率之后的余数。根据Solow增长模型，农业科技进步率的计算公式如式（1）所示：
δ=Yt-Y0Y0-αKt-K0K0-βLt-L0L0-γAt-A0A0（1）
其中δ为农业科技进步率，α、β和γ分别为物质费用、劳动力以及耕地的产出弹性，（Yt-Y0）/Y0、（Kt-K0）/K0、（Lt-L0）/L0及（At-A0）/A0分别为农业总产值、物质费用、劳动力以及耕地的增长率。假定α+β+γ=1，即规模报酬不变，农业科技进步模式是希克斯中性型。农业科技进步率除以农业总产值增长率，即为农业科技进步贡献率。

(二) 数据来源及测算结果

（1）农业总产值（Y），即农林牧渔业总产值。为消除通货膨胀的影响，已选取历年农林牧渔业总产值指数进行处理。数据均来源于《中国统计年鉴》。
（2）农业物质费用（K），即农林牧渔业物质消耗。由于“农林牧渔业”定义发生变化，1994年以前农业物质费用为“农林牧渔业物质消耗”，1994年以后为“农林牧渔业中间消耗”，也用农林牧渔业总产值指数消除变动的影响
1978—1983年农业物质费用数据根据农林牧渔业物质消耗占农林牧渔业总产值的比重计算得出，数据来源于计划司编《中国农村经济统计大全（1949-1986）》，（北京）农业出版社1989年版；1984-2010年数据来源于中华人民共和国国家统计局农村社会经济调查司所编的历年《中国农村统计年鉴》，（北京）中国论文导读：的数据。（4）耕地面积（A）。由于2008年以后中国耕地面积统计数据缺失，且在一些年份耕地撂荒的现象较为严重，同时考虑到本文测算的是历年的农业科技进步率，故本文采用农作物播种面积替代耕地面积进行测算，数据来源于《中国统计年鉴》。对物质费用、劳动力、耕地的三个产出弹性值的测定主要参考的是朱希刚的估计结果，即α
统计出版社出版。。
（3）农业劳动力（L），即从事农林牧渔业的劳动力人数，直接采用《中国统计年鉴》中“第一产业就业人员”的数据。
（4）耕地面积（A）。由于2008年以后中国耕地面积统计数据缺失，且在一些年份耕地撂荒的现象较为严重，同时考虑到本文测算的是历年的农业科技进步率，故本文采用农作物播种面积替代耕地面积进行测算，数据来源于《中国统计年鉴》。
对物质费用、劳动力、耕地的三个产出弹性值的测定主要参考的是朱希刚的估计结果，即α=0.55，β=0.20，γ=0.25[23]。中国农业科技进步率及贡献率的测算结果见表1，其中，在农业科技贡献率方面，1981—1985年（“六五”期间）为0.407 7，1986—1990年（“七五”期间）为0.269 2，1991—1995年（“八五”期间）为0.356 1，1996—2000年（“九五”期间）为0.432 7，2001—2005年（“十五”期间）为0.449 2，2006—2010年（“十一五”期间）为0.503 5。可以发现，本文测算的农业科技进步贡献率与中国“六五”到“十一五”期间（1981-2010年）公布的农业科技进步贡献率变动趋势基本一致
中国“六五”到“十一五”期间农业科技进步贡献率分别为34.84%、27.66%、34.28%、45.16%、48%和53%。数据来源：“六五”到“八五”期间数据来源于朱希刚《我国农业科技进步贡献率测算方法的意见》，载《农业技术经济》1997年第1期，第1723页；“九五”期间数据来源于朱希刚《我国“九五”时期农业科技进步贡献率的测算》，载《农业经济问题》2002年第5期，第1213页；“十五”和十一五”期间数据分别参见http：//2010jiuban.agri.gov.cn/nygk/t20071026_911031.htm，http：//.cn/soft/ACRD4CHS.EXE">PDF浏览器用户请先下载安装研究方法方面，首先利用Dickey和Fuller提出的ADF单位根检验法，确定变量的平稳性，对非平稳的变量进行差分处理，使之成为平稳的时间序列。随后采用Johansen提出的协整检验方法（检验）对相关变量进行协整检验，以确定中国农业科技进步水平与农民农业收入增长之间的长期关系。如果这些变量之间存在协整关系，将建立向量误差修正模型（VECM）分析其短期关系。此后，在对中国农业科技进步与农民非农收入（用FN表示）相关变量进行Grange因果检验的基础上，利用Sims提出的向量自回归（VAR）技术冲击反应进一步探索两者之间的关系
本文相关研究方法的具体应用主要参考高铁梅《计量经济方法与建模：Eviews应用及实例》，（北京）清华大学出版社2009年版，第267318页。。

(二) 单位根检验

本文利用Eviews 6.0软件对各变量进行单位根检验，以确定其平稳性。检验结果如表2所示，可以发现：JS、lnTR、lnTD、lnNY和lnFN均为非平稳变量，而经过一阶差分处理的所有数据序列，在10%显著性水平下均平稳并一阶单整。

(三) 协整检验

由单位根检验可知，各变量均一阶单整，因此可以利用Johansen检验判断它们之间是否存在协整关系，并进一步确定相关变量之间的符号关系。检验之前必须确定VAR模型的结构，其中最为重要的是最优滞后期的确定。本文通过LR值、FPE值、AIC值、SC值以及HQ值进行综合判断，确定lnNY与JS、lnTD、lnTR的VAR模型最优滞后期为3。因此，选择VAR（3）模型对其进行平稳性检验。由图1可知，该VAR模型特征方程所有根的倒数的模均小于1，即全部根的倒数值均位于单位圆内，因此，此VAR模型是稳定的。在此基础上，得到协整检验的具体结果如表3所示：
由表3可知，在1986—2010年的样本区间内，在1%的显著性水平下，lnNY与JS、lnTD和lnTR之间存在着2个协整关系。这四个变量之间的一个协整方程为：
lnNY=10.391论文导读：
34JS-0.435 389lnTD-0.161 988lnTR（8）
（0.274 28）（0.044 19）（0.186 44）
（-8.720 41）（9.852 61）（0.868 83）
以上协整方程表明（括号内分别为标准差和t值）：1986—2010年间，中国农业科技进步、农地生产率逆指标以及农业投入强度与农民的农业收入增长之间存在着长期稳定的关系。农业科技进步与农民的农业收入增长呈正向关系，农地生产率逆指标与之负相关，农业投入强度与农民的农业收入负向关系并不显著。剔除其他变量，单独进行lnNY与JS变量的协整检验，发现它们之间依然存在着协整关系。因此，中国农业科技进步与农民的农业收入增长之间存在着长期稳定的关系，农业科技进步从长期上看有利于农民的农业收入的增长。
事实上，伴随着中国农业市场化改革的不断深入及农业国际化进程的加快，农产品市场已由改革开放初期的封闭市场逐步走向开放，中国农业发展的宏观环境已经发生了深刻的变化，农产品市场化、国际化特征日益明显。这一时期，农产品在经历了改革开放初一段时期的低迷徘徊状态后，虽几经波折，但总体来看呈上升趋势
此处采用中国历年“农产品生产指数”（1981=100）的数据来衡量改革开放以来中国农产品的变化趋势。数据来源于中华人民共和国国家统计局所编的历年《中国统计年鉴》，（北京）中国统计出版社出版。（如图2）。因此，在这一阶段，中国农业科技进步通过调整农业产业结构、优化农业资源配置以及转变农业增长方式等途径促进农业经济增长，进而促进了农民在农业收入上的增长。这一结果与既有文献关于中国农业技术进步与农民的农业收入负相关的研究结论[1718]并不一致，原因在于上述研究进行实证分析所选择的样本区间较为特殊。如图2所示，在1996-2000年间，中国农产品呈连续下降趋势。这一结果也间接揭示了农业科技进步持续促进农民农业收入增长的一个重要前提是稳定或提高农产品的。

(四) 向量误差修正模型

协整方程虽然反映了各变量之间的长期均衡关系，但在短期内有可能偏离长期均衡，因此，本文将进一步利用向量误差修正模型反映相关变量间的短期动态关系。由于VECM和无约束VAR模型一阶差分变量的滞后期一致，因此可以确定中国农业科技进步与农民的农业收入增长相关变量之间关系的VECM模型最优滞后期为2。通过检验发现（图3），VECM模型的所有特征根均落在单位圆内，表明了VECM模型的稳定性，同时对模型进行Q统计量检验、White检验和JB检验，发现模型设定不存在偏差。估计出的误差修正模型结果见表4
由于本文主要检验农业科技进步与农民农业收入增长之间的关系，因此此处仅给出dJS与dlnNY的误差修正模型估计结果。。
分析可知，dlnNY与dJS、dlnTD以及dlnTR的VECM模型的误差修正项系数在1%的显著性水平下为-0.235 334，符合反向误差修正机制
查t分布表，α=0.05，自由度为21相应临界值，得t0.025=2.08；同理，α=0.01，t0.005=2.831。。从估计出的VECM模型的各项系数来看，在5%的显著性水平下，dJS在滞后1期与源于：毕业论文致谢范文www.7ctime.com
dlnNY正相关，但在滞后2期的正向关系并不明显。这一结果显然证实了Cochrane“农业踏车假说”的存在，即在滞后1期，一些率先采用农业新技术的农民通过降低成本或提高产出获得了更多的利润，进而有利于农民农业收入的增长；而在滞后2期内，由于农产品可能存在着波动风险，这种正向关系并不明显。因此，稳定或提高农产品，有利于农业科技进步促进农民农业收入持续增长。
（五） Grange检验与脉冲响应函数论文导读：还可以通过促进农业产业化等影响增加新的经济增长点，就地吸收剩余劳动力。此外，农业科技进步有利于增强农产品供给能力，从而为我国工业化和城市化建设提供物资保障。伴随着工业化和城市化进程的加快推进，大量的农村剩余劳动力转移到非农产业或城镇，且以青壮年劳动力或农村“精英”为主。虽然农村劳动力所面临的二元劳动力市场
改革开放以来，伴随着农村剩余劳动力的大量转移，中国农户已逐渐成为一个集农业生产者和非农劳动者于一体的兼业农户，农业劳动力呈现老龄化与妇女化特征
2006年，中国51岁以上农业劳动力占农业从业人员的32.5%，大大超过了国际劳工组织所界定的15%的国际标准。1990年，女性农业劳动力占农业从业人员的比重为52.4%，2000年为61.6%，2006年该比重上升到73.4%。参见罗必良、何应龙、汪沙等《土地承包经营权：农户退出意愿及其影响因素分析——基于广东省的农户问卷》，载《中国农村经济》2012年第6期，第419页。。当农业生产更多地由老年人和妇女来完成的时候，将产生对适应性农业技术的更大需求，而兼业农户较高的非农收入又为这种农业资本的积累或服务的需求提供收入来源[26]。因此，理论上，中国农业科技进步与农民非农收入增长存在某种程度的联系。
由表5可以发现，基于VAR模型的Grange因果检验结果表明，在10%的显著性水平上，中国农业科技进步与农民非农收入增长互为Grange因果关系。因此，本文利用Sims提出的向量自回归（VAR）技术进行冲击反应分析，以进一步探索农业科技进步与农民非农收入增长之间的关系。为了避免VAR模型因变量顺序变化给冲击反应函数带来的敏感性，本文采取检验两个变量间关系的一般冲击反应作为回避正交化反应变量顺序依赖性的方法，建立lnFN与JS的VAR模型进行实证分析。
图4显示的是农业科技进步与农民非农收入对相关单一冲击的标准差动态反应。从中可以发现：（1）农业科技进步的正向冲击对农民非农收入一直表现为正向效应。（2）农民非农收入的正向冲击在滞后4期以前对农业科技进步表现为正向效应，滞后4期以后表现为负向效应，并趋于平稳。（3）农民非农收入、农业科技进步的正自向冲击均有利于自身的改善。研究结果显示，中国农业科技进步一定程度上促进了农民非农收入的增长。
这一结果表明，在我国农村，技术进步提高了农业生产率，不仅释放出大量的农村剩余劳动力，而且技术进步还可以通过促进农业产业化等影响增加新的经济增长点，就地吸收剩余劳动力[27]。此外，农业科技进步有利于增强农产品供给能力，从而为我国工业化和城市化建设提供物资保障。伴随着工业化和城市化进程的加快推进，大量的农村剩余劳动力转移到非农产业或城镇，且以青壮年劳动力或农村“精英”为主[28]。虽然农村劳动力所面临的二元劳动力市场结构使他们中的大部分不得不选择城市居民不愿从事的那些劳动强度大、环境污染重、职业病流行、危险性高的低端工作[29]，不能享受在城市正规部门就业所提供的工资和福利
根据国家统计局农村外出劳动力农民工统计监测调查，2009年，外出农民工仍以从事制造业、建筑业和服务业为主。在外出农民工中，从事制造业的农民工所占比重最大，占39.1%，其次是建筑业占17.3%，服务业占11.8%。从工资报酬看，虽然农民工外出务工收入不断增长，但总体水平仍然很低。2009年，外出农民工月平均收入为1 417元。参见农业部软科学委员会办公室《农村劳动力转移与农民收入》，（北京）中国财政经济出版社2010年版，第9页。，但是，相对于在土地经营规模狭小、较少土地承载较多农业劳动力背景下过低的农业劳动生产率，农业科技进步无疑在一定程度上促进了农民非农收入的增长。

四、 结论及政策建议

本文利用中国农村1981—2010年的相关统计数据，首先对“六五”至“十一五”期间中国农业科技进步率及贡献率进行了测算；随后在构建计量经济模型的基础上，实证检验了我国“七五”至“十一五”期间农业科技进步与农民收入增长的关系。结果显示：1986—2010年间，中国农业科技进步与农民的农业收入不仅存在着长期稳定的正向关系，且短期内也有利于农民农业收入的增长；Grange因果检验显示，中国农业科技进步与农民非农收入增长存在着双向的Grange因果关系；脉冲响应函数表明农业科技进步对农民非农收入增长起到一定的促进作用。因此，在中国“七五”至“十一五”期间，伴随着中国农产品市场由封闭逐步走向开放，农业科技进步有利于促进农民收入的增长。
这一研究结果显然否定了传统的关于“农业科技进步不利于农民收入提高”的论文导读：
观点，支持了现实中中国依靠农业科技进步促进农民收入增长的政策假设。其政策含义是：以农民收入增长为目标，加大农业科研投入以促进农业技术研发，完善农业科技创新体系以加快农业技术更新，优化农业推广体系以提升农业技术水平等，在进一步提升农业市场化和农业开放水平、提高农产品国际核心竞争力，进而稳定和提高农产品的前提下，将农民收入增长作为农业科技进步的政策目标丝毫不应动摇。
[参考文献]
W.W.Cochrane， Farm Prices： Myth and Reality， Minneapolis： University of Minnesota Press， 1958.
Y.Hayami & R.W.Herdt，″Market Price Effects of Technological Change on Income Distribution in Semisubsistence Agriculture，″ American Journal of Agricultural Economics， Vol.59， No.2（1977）， pp.245256.
[3]U.Koester， Grundzuege der landwirtschaftlichen Marktlehre，Münich：Vahlen， Germany， 1992.[U.Koester， Broad Outline of the Agricultural Market Theory，Münich：Vahlen， Germany， 1992.] [3]摘自：写毕业论文经典的网站www.7ctime.com
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