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摘 要：十几年来，广东的农业得到快速稳定的发展。农业技术的提高是推动广东农业发展的主要动力。农业技术进步主要有三种表现形式：农产品生产率的提高、农产品质量的改进以及农产品品种的多样性。以经济学视角从理论上分析了农业技术进步对农民农业经营收入的影响。同时，选取了广东2000-2013年相关农业统计数据，运用eviews软件构建VAR模型，对农业技术进步影响农民农业经营收入进行了实证分析。结果表明：广东农业技术进步与农民农业经营收入是正相关关系，能提高农民的收益。
关键词：农业技术进步；农民农业经营收入；VAR模型；实证分析
中图分类号：F323.3 文献标志码：A 文章编号：1008-2697（2015）04-0024-06
一、引言
广东一直以来是全国改革开放的排头兵，经济发展始终处在全国发展的前沿，广东农业的骄人成绩引人瞩目。广东农业生产总额36年间翻六番，从改革开放初期的55.31亿元增加到2013年3047.5亿元。据广东省农业厅2014年的政府报告中指出，2013年广东农业科技的进步对广东农业GDP的贡献率达到67%以上，正是由于广东农业技术的进步才使得广东的农业发展取得这么显著的成绩。技术进步与经济增长的关系早在亚当·斯密的《国富论》一书中已有暗示，他在书中写道，“知识的创新与积累对劳动效率的提高具有贡献作用”（亚当·斯密，2011）。“知识的创新与积累”就是指今天的“技术进步”一词。与此同时，广东农民的人均农业纯收入于1978年到2013年从其最初193.25元增加到11669.31元，36年间增长了近60倍。罗默与卢卡斯等人所提出内生增长理论也有涉及到技术进步，曾指出技术进步是经济增长的源泉（高鸿业，2011）。按这个经济逻辑，其中广东农民人均农业经营纯收入的迅速提升必有农业技术进步的一份功劳，探讨农业技术进步与农民农业经营收入关系，对“十二五”规划时期广东处理“三农”问题有着借鉴性的意义。
二、广东农业技术进步与农民农业经营收入的经济分析
（一）质量的提高与农民农业经营收入
农产品的质量在农产品交易市场上参差不齐，有高质量农产品与低质量农产品之分，不仅只有一种质量的产品，市场上高质量农产品的价格相对比低质量农产品价格要高，但高质量的农产品尤受消费者的青睐。现假设高质量农产品的需求为q1，低质量农产品的需求为q2，其中α代表消费者对高质量农产品的偏好程度，β代表消费者对对低质量农产品的偏好程度，消费者选择的效用函数为：
U（q1，q2）=q1αq2β
为使效用函数U（q1，q2）最大，根据拉格朗日因子乘法，最优解必是满足
=
（1）
所以可得最优比例
（2）
从（2）式可以知，消费者对高质量农产品或低质量农产品的需求是与其偏好系数α，β相关，并不是与农产品价格相关。在农产品交易市场上，消费者是极其偏好于高质量的农产品，需求量会增加，而对低质量农产品的偏好会降低，需求量会减少，即α>β，（2）式中的比例会大于1，预示着消费者用于购买高质量农产品的钱会增多，而用于购买低质量农产品的钱会变少。生产低质量农产品的农民因没采用新技术对农产品的质量进行改进便会蒙受损失，采用新技术生产高质量农产品的农民会从农业技术进步中获得利润。奥地利经济学家熊彼特曾提出了“创造性破坏”理论，认为技术进步是一个创造性破坏过程，高质量产品的出现必将伴随着低质量产品的淘汰（程秋莲，2007）。在农产品竞争市场中，率先采用新技术改进质量的农民会在农产品竞争市场中获得“先发优势”，获得超额利润，没采用新技术而继续循规蹈矩，采用传统技术的农民则会在农产品市场竞争中处于不利地位，甚至会被市场所淘汰，收入将会降低。
（二）农产品生产率的提高与农民农业经营收入提高
美国经济学家solow于1957年提出了索罗增长模型（刘树林，2008）：Y=A（t）P（K，L），其中Y代表产品总值，A（t）是关于技术进步的系数，P（K，L）是关于生产要素资本与所投入的劳动力的函数。产品的生产率的衡量可以界定为单位时间内所投入一定的生产要素所产生的产出量，产出量越多，产品生产率越高。由索罗增长模型可知，当所投入的生产要素资本与劳动力为一定时，P（K，L）是不变的，但技术的进步（即是A（t）提高）必会使得产品的增加值的增加；或技术的进步使得所投入的生产要素的成本较少，P（K，L）提高了，A（t）较为之前增加了，产品的增加值必是增加的，所以说，技术的进步必会导致生产率的提高。生产率的提高未必会使农民的收入的增加，还与该产品的需求弹性相关。
假设农产品的需求函数为Q=F（P），P为农产品价格，Q为农产品需求量，则需求价格弹性为：
图1 农产品需求曲线及其价格弹性
从图1可知，过C点画需求曲线Q=F（P）的切线EF，C点坐标为C（P0，Q0），则其切线斜率为：
C点的坐标：P0=AC，Q0=BC=AO所以：
因为△AEC∽△EOF，所以：
所以：
当一种商品的需求价格弹性大于1，该商品就富有弹性，价格下跌，该商品的需求量会增加，收益会上升，反之收益会下降；当该商品的需求价格弹性等于1，价格下跌或上升，购买该商品的数量没太大变化，收益均为不变；如果该商品的需求价格弹性少于1，就称该商品缺乏弹性，当该商品价格上升，生产者的收益就上升，反之生产者的收益会下降（李秉龙，薛兴利，2005）。由以上所阐述的，农产品的需求价格弹性ed<1，即是说该农产品缺乏弹性，意味着消费者对农产品价格的变动反应迟钝。农业技术的进步使得农产品的产量增加，其供给曲线向右移动，农产品的均衡价格下降，短期内农业技术进步所带来收益会被农产品价格的下降所抵消（黄祖辉，钱峰燕，2003），农民的总收入会下降。农业技术进步使得农产品的生产率提高，会对农民收入造成负向影响。 （三）产品多样性与农民农业经营收入
在农产品交易市场上，消费者希望能有更多的农产品让他们选择，偏好于产品的多样性。根据迪克西特和斯蒂格利茨于1977年所提出的产品多样性模型：
（3）
其中C代表消费指数函数，x（i）代表消费者对i品牌的喜好，n代表农产品品牌的种类，n为正整数
假设该农产品市场是对称均衡市场，农产品的投产是投入等量的中间品所产生的，x（i）可表示为x，（3）式可表示为：
C=nx
给定规模经济下，生产一组差异性农产品均投入等量的中间品资源，其所用中间品资源可用函数式表示为：B=nx
所以，全要素生产率（TFP）①为：
（4）
由（4）式可得，随着农产品品种多样化，即的值会增大，但不超过1，给定规模经济下的农产品全要素生产率会提高，农产品的多样化消费者选择可能性边界向外延伸，扩大了消费者的选择可能性，增加了消费者剩余，再加上不同农产品间的替代品会增多，其需求价格弹性会有所上升。另外，技术的进步会让农民熟练运用和掌握生产要素，投入等量或少量的生产要素，生产出的新产品所用来销售的边际价格比生产的边际成本要低，该新产品在产品市场竞争中与其他产品相比具有比较优势（萨缪尔森，诺德豪斯，2008），农民由受利润的驱动更有动力去研制与生产更新型的产品，扩大消费者的选择性边界，增加自己的收益，新产品的供给弹性变小，由给定资源下的全要素生产率会上升，其需求价格弹性的上升，会对农民的收入产生正向的影响。
三、广东农业技术进步与农民农业经营收入的实证分析
（一）指标选取
何延治（2009）采用最小二乘法（OLS）回归分析探讨吉林农业技术进步对农民收入的影响，得出人均农业机械总动力对农民收入是负向影响，而人均化肥用量对农民收入是正向影响，王爱民和李子联（2014）通过联立方程分析技术进步对农民收入影响机制，得出农业机械总动力和人均化肥用量均能促进农民收入的增长。人均化肥用量能提升农民收入是已定的，本文不再作此陈述，至于农业机械总动力对农民收入的影响究竟是正还是负，每个省份的情况不一样，在本文的探讨需将人均农业机械总动力作为自变量。程秋莲（2007）提出技术进步伴随着农业机械的用电量的增加，技术进步意味着农民主要通过科技产品进行农业作业，较少通过传统人工形式进行农业作业，但在实证分析没有将农业用电量考虑进主解释变量，只是在理论层面上作了阐述。本文依据程秋莲（2007）的理论表述观点将人均农村用电量作为衡量农民对农业科技产品使用程度的自变量，如果农民频繁使用农业科技产品，人均农村用电量自然会上升，反之则下降。农民经营收入不仅包括农业收入，还包括服务业及外出务工的收入。由以上理论分析得知农业技术进步与农民农业收入息息相关，本文主要采用农民农业经营收入作为因变量。因此，拟从《广东统计年鉴2001-2014》选取了因变量农民人均农业经营收入（Y），自变量人均农业机械总动力（X1）和人均农村用电量（X2）的相关数据，运用VAR模型探讨农业技术进步对农民农业经营收入的影响机制。
（二） VAR模型分析
1.单位根（ADF）检验
在进行单位根（ADF）检验之前，先对各变量取对数，取为lnY、lnX1与lnX2，形成一组新的时间序列变量，以防止检验过程中出现伪回归，消除异方差性。运用eviews6.0对各变量进行单位根（ADF）检验，以检验各变量是否为平稳的时间序列。如果一个变量的ADF统计检验值大于某显著水平的临界值，就接受原假设，该变量在该显著水平下存在单位根，为非平稳时间序列，反之，就拒绝原假设，不存在单位根，为平稳时间序列（李子奈，潘文卿，2010）。由表3可知，lnY与lnX1在1%、5%与10%显著水平下是非平稳时间序列，而lnX2只在10%显著水平下为平稳序列。经对三个变量一阶差分后，三个变量在1%、5%与10%显著水平下均是非平稳时间序列。二阶差分后，lnY、lnX1与lnX2在5%与10%显著水平下均平稳，而lnY与lnX2在1%水平下为平稳时间序列。
表1 变量的单位根（ADF）检验
变量 ADF统计值 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：*表示变量在该显著水平下为平稳时间序列。
2.协整检验
为探讨变量间是否为长期稳定关系，采用Johansen检验（即JJ检验）判断变量间是否存在协整关系。在进行协整检验，需确定变量的VAR模型的最优滞后期。根据AIC值、FPE值与SC值等滞后阶数值的确定准则，lnY、lnX1与lnX2的VAR模型的最优滞后期为3。然后，以变量的VAR（3）模型进行平稳性检验。由图2所示，所有变量的AR根模倒数都小于1，在单位圆内，没有根在单位圆外，所以lnY、lnX1与lnX2的VAR（3）模型是稳定的。在此基础上，再进行JJ检验，所得到的Johansen协整检验结果表4所示。从表4可知，在原假设的第一行与第二行中的无约束协整检验P值与极大特征根检验P值均小于显著性水平检验值5%，拒绝原假设，变量中存在协整关系且不只1个协整关系，而在至多存在两个协整关系中的无约束协整检验与极大特征根检验的P值均为0.1752，大于显著水平值0.05，接受原假设，lnY、lnX1与lnX2这三个变量间有2个协整关系存在，也说明了农民人均农业经营纯收入与人均农业机械总动力、人均农村用电量存在着长期稳定均衡的关系。 图2 变量VAR模型中AR根的图
表2 Johansen协整检验结果
原假设 特征值 无约束协整检验
迹统计量 5%临界值 Prob** 极大特征根检验
极大值特征根统计量 5%临界值 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与lnX2的协整方程如下：
lnY=0.801310lnX2-0.107278lnX1
s.e. （0.15784） （0.28148）
变量lnY与lnX1、lnX2之间存在长期变动趋势，保持其他变量不变，人均农业机械总动力增加1%，农民人均农业经营收入减少0.28148%，人均农业机械总动力与农民人均农业经营收入存在负相关关系；同理可知人均农村用电量每增加1%，农民人均经营收入增加0.15784%，两者间存在正相关。
3.Granger因果检验
经过平稳性检验与Johansen检验后，对变量lnY与lnX1、lnX2进行Granger因果检验。如表5所示，在10%显著水平，lnY与lnX1或lnX2是互为格兰杰因果关系，因为其P值均小于10%，拒绝原假设；而在5%显著水平下，lnY与lnX1的相关P值都小于0.05，拒绝原假设，lnY与lnX1存在双向格兰杰因果关系，而lnY是lnX2格兰杰的因（P=0.0297<0.05，拒绝原假设），lnX2不是lnY格兰杰的因（P=0.0893>0.05，接受原假设），两变量间只存在单向格兰杰因果关系。综合所得，农民人均农业经营收入（lnY）与人均农业机械总动力（lnX1）是双向格兰杰因果关系，而农民人均农业经营收入（lnY）与人均农村用电量（lnX2）只是单向格兰杰因果关系。
表3 Granger因果关系检验结果
原假设 样本数 F统计量 P值
lnX2不是lnY格兰杰的因 13 3.54130 0.0893
lnY不是lnX2格兰杰的因 1.21056 0.0297
lnX1不是lnY格兰杰的因 13 2.65625 0.0134
lnY不是lnX1格兰杰的因 0.59794 0.0457
4.脉冲响应分析
运用脉冲响应分析广东农业技术进步与农民农业经营收入的关系，由图3可知，人均农业机械总动力对农民人均农业经营纯收入的影响是正向的，在第4有一个冲击，达到顶峰，之后趋于平稳正向的过程；由图4可知，人均农村用电量对农民人均农业经营纯收入的影响在第四年之前一直趋于逐渐上升的状态，到第四年其影响指数达到最高点，之后呈现逐步平稳趋势。人均农业机械总动力或人均农村用电量对农民人均农业经营纯收入的影响均是正向平稳的，是需要一个逐步缓慢的过程，不是一蹴而就的。
图3 人均农业机械总动力对农民人均农业经营纯收入的脉冲响应图
图4 人均农村用电量对农民人均农业经营纯收入的脉冲响应图
四、结论
本文先以经济学的角度从理论上分析广东农业技术进步与农民农业经营收入之间的关系，后在《广东统计年鉴2001-2014》中选取2000-2013年的相关农业指标统计数据实证分析了广东农业技术进步与农民农业经营收入之间的关系。结果表明，经格兰杰因果检验，广东人均农业机械总动力与农民人均农业经营纯收入于2000-2013年间存在双向格兰杰因果关系，而人均农村用电量与农民人均农业经营纯收入在这期间是存在着单向格兰杰因果关系。通过脉冲响应分析，广东人均农业机械总动力或广东人均农村用电量对广东农民人均农业经营纯收入的影响均是缓慢正向的过程，从侧面印示着广东农业技术进步对广东农民农业经营收入的影响长期是趋于均衡稳定正向状态，广东农业技术进步对广东农民农业经营收入的增长有一定的促进作用。从长期来说，广东农业技术进步与农民农业经营收入之间存在着正相关，农业技术进步必会带来农民农业经营收入的提升。
为提升农民的收益，必须要加大对农业技术的推广力度及农民生产技能的培训力度，让农民能明白新型农业技术对其的好处，懂得运用新农业技术种植新农产品改善自己的收入，成为农业技术进步中的受益者。而且要加大对有重大外部正效应农业技术的新兴产业的资金扶持力度，重视农民农业收入问题，让农业技术进步所带来的效益能遍及每位农民。
参考文献：
[1]亚当·斯密.国富论[M].北京：中国华侨出版社，2011：139.
[2]高鸿业.西方经济学[M].北京：中国人民大学出版社，2011：
562-563.
[3]程秋莲.我国农业技术进步对农民收入的影响研究[D].武
汉：华中科技大学，2007：14.
[4]刘树林.数理经济学[M].北京：科学出版社，2008.
[5]李秉龙，薛兴利.农业经济学[M].北京：中国农业大学出版
社，2005：42.
[6]黄祖辉，钱峰燕.技术进步对我国农民收入的影响及对策分
析[J].中国农村经济，2003（12）：11-17 .
[7]萨缪尔森，诺德豪斯.经济学[M].北京：人民邮电出版社，
2008：371-375.
[8]何延治.吉林省农民收入与农业技术进步计量经济模型及
分析[J].安徽农业科学，2009（12）：5676-5677.
[9]王爱民，李子联.农业技术进步对农民收入的影响机制研
究[J].经济经纬，2014（04）：31-36.
[10]李子奈，潘文卿.计量经济学（第三版）[M].北京：高等教育
出版社，2010.
（责任编辑：陈 勇）
关键词：农业技术进步；农民农业经营收入；VAR模型；实证分析
中图分类号：F323.3 文献标志码：A 文章编号：1008-2697（2015）04-0024-06
一、引言
广东一直以来是全国改革开放的排头兵，经济发展始终处在全国发展的前沿，广东农业的骄人成绩引人瞩目。广东农业生产总额36年间翻六番，从改革开放初期的55.31亿元增加到2013年3047.5亿元。据广东省农业厅2014年的政府报告中指出，2013年广东农业科技的进步对广东农业GDP的贡献率达到67%以上，正是由于广东农业技术的进步才使得广东的农业发展取得这么显著的成绩。技术进步与经济增长的关系早在亚当·斯密的《国富论》一书中已有暗示，他在书中写道，“知识的创新与积累对劳动效率的提高具有贡献作用”（亚当·斯密，2011）。“知识的创新与积累”就是指今天的“技术进步”一词。与此同时，广东农民的人均农业纯收入于1978年到2013年从其最初193.25元增加到11669.31元，36年间增长了近60倍。罗默与卢卡斯等人所提出内生增长理论也有涉及到技术进步，曾指出技术进步是经济增长的源泉（高鸿业，2011）。按这个经济逻辑，其中广东农民人均农业经营纯收入的迅速提升必有农业技术进步的一份功劳，探讨农业技术进步与农民农业经营收入关系，对“十二五”规划时期广东处理“三农”问题有着借鉴性的意义。
二、广东农业技术进步与农民农业经营收入的经济分析
（一）质量的提高与农民农业经营收入
农产品的质量在农产品交易市场上参差不齐，有高质量农产品与低质量农产品之分，不仅只有一种质量的产品，市场上高质量农产品的价格相对比低质量农产品价格要高，但高质量的农产品尤受消费者的青睐。现假设高质量农产品的需求为q1，低质量农产品的需求为q2，其中α代表消费者对高质量农产品的偏好程度，β代表消费者对对低质量农产品的偏好程度，消费者选择的效用函数为：
U（q1，q2）=q1αq2β
为使效用函数U（q1，q2）最大，根据拉格朗日因子乘法，最优解必是满足
=
（1）
所以可得最优比例
（2）
从（2）式可以知，消费者对高质量农产品或低质量农产品的需求是与其偏好系数α，β相关，并不是与农产品价格相关。在农产品交易市场上，消费者是极其偏好于高质量的农产品，需求量会增加，而对低质量农产品的偏好会降低，需求量会减少，即α>β，（2）式中的比例会大于1，预示着消费者用于购买高质量农产品的钱会增多，而用于购买低质量农产品的钱会变少。生产低质量农产品的农民因没采用新技术对农产品的质量进行改进便会蒙受损失，采用新技术生产高质量农产品的农民会从农业技术进步中获得利润。奥地利经济学家熊彼特曾提出了“创造性破坏”理论，认为技术进步是一个创造性破坏过程，高质量产品的出现必将伴随着低质量产品的淘汰（程秋莲，2007）。在农产品竞争市场中，率先采用新技术改进质量的农民会在农产品竞争市场中获得“先发优势”，获得超额利润，没采用新技术而继续循规蹈矩，采用传统技术的农民则会在农产品市场竞争中处于不利地位，甚至会被市场所淘汰，收入将会降低。
（二）农产品生产率的提高与农民农业经营收入提高
美国经济学家solow于1957年提出了索罗增长模型（刘树林，2008）：Y=A（t）P（K，L），其中Y代表产品总值，A（t）是关于技术进步的系数，P（K，L）是关于生产要素资本与所投入的劳动力的函数。产品的生产率的衡量可以界定为单位时间内所投入一定的生产要素所产生的产出量，产出量越多，产品生产率越高。由索罗增长模型可知，当所投入的生产要素资本与劳动力为一定时，P（K，L）是不变的，但技术的进步（即是A（t）提高）必会使得产品的增加值的增加；或技术的进步使得所投入的生产要素的成本较少，P（K，L）提高了，A（t）较为之前增加了，产品的增加值必是增加的，所以说，技术的进步必会导致生产率的提高。生产率的提高未必会使农民的收入的增加，还与该产品的需求弹性相关。
假设农产品的需求函数为Q=F（P），P为农产品价格，Q为农产品需求量，则需求价格弹性为：
图1 农产品需求曲线及其价格弹性
从图1可知，过C点画需求曲线Q=F（P）的切线EF，C点坐标为C（P0，Q0），则其切线斜率为：
C点的坐标：P0=AC，Q0=BC=AO所以：
因为△AEC∽△EOF，所以：
所以：
当一种商品的需求价格弹性大于1，该商品就富有弹性，价格下跌，该商品的需求量会增加，收益会上升，反之收益会下降；当该商品的需求价格弹性等于1，价格下跌或上升，购买该商品的数量没太大变化，收益均为不变；如果该商品的需求价格弹性少于1，就称该商品缺乏弹性，当该商品价格上升，生产者的收益就上升，反之生产者的收益会下降（李秉龙，薛兴利，2005）。由以上所阐述的，农产品的需求价格弹性ed<1，即是说该农产品缺乏弹性，意味着消费者对农产品价格的变动反应迟钝。农业技术的进步使得农产品的产量增加，其供给曲线向右移动，农产品的均衡价格下降，短期内农业技术进步所带来收益会被农产品价格的下降所抵消（黄祖辉，钱峰燕，2003），农民的总收入会下降。农业技术进步使得农产品的生产率提高，会对农民收入造成负向影响。 （三）产品多样性与农民农业经营收入
在农产品交易市场上，消费者希望能有更多的农产品让他们选择，偏好于产品的多样性。根据迪克西特和斯蒂格利茨于1977年所提出的产品多样性模型：
（3）
其中C代表消费指数函数，x（i）代表消费者对i品牌的喜好，n代表农产品品牌的种类，n为正整数
假设该农产品市场是对称均衡市场，农产品的投产是投入等量的中间品所产生的，x（i）可表示为x，（3）式可表示为：
C=nx
给定规模经济下，生产一组差异性农产品均投入等量的中间品资源，其所用中间品资源可用函数式表示为：B=nx
所以，全要素生产率（TFP）①为：
（4）
由（4）式可得，随着农产品品种多样化，即的值会增大，但不超过1，给定规模经济下的农产品全要素生产率会提高，农产品的多样化消费者选择可能性边界向外延伸，扩大了消费者的选择可能性，增加了消费者剩余，再加上不同农产品间的替代品会增多，其需求价格弹性会有所上升。另外，技术的进步会让农民熟练运用和掌握生产要素，投入等量或少量的生产要素，生产出的新产品所用来销售的边际价格比生产的边际成本要低，该新产品在产品市场竞争中与其他产品相比具有比较优势（萨缪尔森，诺德豪斯，2008），农民由受利润的驱动更有动力去研制与生产更新型的产品，扩大消费者的选择性边界，增加自己的收益，新产品的供给弹性变小，由给定资源下的全要素生产率会上升，其需求价格弹性的上升，会对农民的收入产生正向的影响。
三、广东农业技术进步与农民农业经营收入的实证分析
（一）指标选取
何延治（2009）采用最小二乘法（OLS）回归分析探讨吉林农业技术进步对农民收入的影响，得出人均农业机械总动力对农民收入是负向影响，而人均化肥用量对农民收入是正向影响，王爱民和李子联（2014）通过联立方程分析技术进步对农民收入影响机制，得出农业机械总动力和人均化肥用量均能促进农民收入的增长。人均化肥用量能提升农民收入是已定的，本文不再作此陈述，至于农业机械总动力对农民收入的影响究竟是正还是负，每个省份的情况不一样，在本文的探讨需将人均农业机械总动力作为自变量。程秋莲（2007）提出技术进步伴随着农业机械的用电量的增加，技术进步意味着农民主要通过科技产品进行农业作业，较少通过传统人工形式进行农业作业，但在实证分析没有将农业用电量考虑进主解释变量，只是在理论层面上作了阐述。本文依据程秋莲（2007）的理论表述观点将人均农村用电量作为衡量农民对农业科技产品使用程度的自变量，如果农民频繁使用农业科技产品，人均农村用电量自然会上升，反之则下降。农民经营收入不仅包括农业收入，还包括服务业及外出务工的收入。由以上理论分析得知农业技术进步与农民农业收入息息相关，本文主要采用农民农业经营收入作为因变量。因此，拟从《广东统计年鉴2001-2014》选取了因变量农民人均农业经营收入（Y），自变量人均农业机械总动力（X1）和人均农村用电量（X2）的相关数据，运用VAR模型探讨农业技术进步对农民农业经营收入的影响机制。
（二） VAR模型分析
1.单位根（ADF）检验
在进行单位根（ADF）检验之前，先对各变量取对数，取为lnY、lnX1与lnX2，形成一组新的时间序列变量，以防止检验过程中出现伪回归，消除异方差性。运用eviews6.0对各变量进行单位根（ADF）检验，以检验各变量是否为平稳的时间序列。如果一个变量的ADF统计检验值大于某显著水平的临界值，就接受原假设，该变量在该显著水平下存在单位根，为非平稳时间序列，反之，就拒绝原假设，不存在单位根，为平稳时间序列（李子奈，潘文卿，2010）。由表3可知，lnY与lnX1在1%、5%与10%显著水平下是非平稳时间序列，而lnX2只在10%显著水平下为平稳序列。经对三个变量一阶差分后，三个变量在1%、5%与10%显著水平下均是非平稳时间序列。二阶差分后，lnY、lnX1与lnX2在5%与10%显著水平下均平稳，而lnY与lnX2在1%水平下为平稳时间序列。
表1 变量的单位根（ADF）检验
变量 ADF统计值 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：*表示变量在该显著水平下为平稳时间序列。
2.协整检验
为探讨变量间是否为长期稳定关系，采用Johansen检验（即JJ检验）判断变量间是否存在协整关系。在进行协整检验，需确定变量的VAR模型的最优滞后期。根据AIC值、FPE值与SC值等滞后阶数值的确定准则，lnY、lnX1与lnX2的VAR模型的最优滞后期为3。然后，以变量的VAR（3）模型进行平稳性检验。由图2所示，所有变量的AR根模倒数都小于1，在单位圆内，没有根在单位圆外，所以lnY、lnX1与lnX2的VAR（3）模型是稳定的。在此基础上，再进行JJ检验，所得到的Johansen协整检验结果表4所示。从表4可知，在原假设的第一行与第二行中的无约束协整检验P值与极大特征根检验P值均小于显著性水平检验值5%，拒绝原假设，变量中存在协整关系且不只1个协整关系，而在至多存在两个协整关系中的无约束协整检验与极大特征根检验的P值均为0.1752，大于显著水平值0.05，接受原假设，lnY、lnX1与lnX2这三个变量间有2个协整关系存在，也说明了农民人均农业经营纯收入与人均农业机械总动力、人均农村用电量存在着长期稳定均衡的关系。 图2 变量VAR模型中AR根的图
表2 Johansen协整检验结果
原假设 特征值 无约束协整检验
迹统计量 5%临界值 Prob** 极大特征根检验
极大值特征根统计量 5%临界值 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与lnX2的协整方程如下：
lnY=0.801310lnX2-0.107278lnX1
s.e. （0.15784） （0.28148）
变量lnY与lnX1、lnX2之间存在长期变动趋势，保持其他变量不变，人均农业机械总动力增加1%，农民人均农业经营收入减少0.28148%，人均农业机械总动力与农民人均农业经营收入存在负相关关系；同理可知人均农村用电量每增加1%，农民人均经营收入增加0.15784%，两者间存在正相关。
3.Granger因果检验
经过平稳性检验与Johansen检验后，对变量lnY与lnX1、lnX2进行Granger因果检验。如表5所示，在10%显著水平，lnY与lnX1或lnX2是互为格兰杰因果关系，因为其P值均小于10%，拒绝原假设；而在5%显著水平下，lnY与lnX1的相关P值都小于0.05，拒绝原假设，lnY与lnX1存在双向格兰杰因果关系，而lnY是lnX2格兰杰的因（P=0.0297<0.05，拒绝原假设），lnX2不是lnY格兰杰的因（P=0.0893>0.05，接受原假设），两变量间只存在单向格兰杰因果关系。综合所得，农民人均农业经营收入（lnY）与人均农业机械总动力（lnX1）是双向格兰杰因果关系，而农民人均农业经营收入（lnY）与人均农村用电量（lnX2）只是单向格兰杰因果关系。
表3 Granger因果关系检验结果
原假设 样本数 F统计量 P值
lnX2不是lnY格兰杰的因 13 3.54130 0.0893
lnY不是lnX2格兰杰的因 1.21056 0.0297
lnX1不是lnY格兰杰的因 13 2.65625 0.0134
lnY不是lnX1格兰杰的因 0.59794 0.0457
4.脉冲响应分析
运用脉冲响应分析广东农业技术进步与农民农业经营收入的关系，由图3可知，人均农业机械总动力对农民人均农业经营纯收入的影响是正向的，在第4有一个冲击，达到顶峰，之后趋于平稳正向的过程；由图4可知，人均农村用电量对农民人均农业经营纯收入的影响在第四年之前一直趋于逐渐上升的状态，到第四年其影响指数达到最高点，之后呈现逐步平稳趋势。人均农业机械总动力或人均农村用电量对农民人均农业经营纯收入的影响均是正向平稳的，是需要一个逐步缓慢的过程，不是一蹴而就的。
图3 人均农业机械总动力对农民人均农业经营纯收入的脉冲响应图
图4 人均农村用电量对农民人均农业经营纯收入的脉冲响应图
四、结论
本文先以经济学的角度从理论上分析广东农业技术进步与农民农业经营收入之间的关系，后在《广东统计年鉴2001-2014》中选取2000-2013年的相关农业指标统计数据实证分析了广东农业技术进步与农民农业经营收入之间的关系。结果表明，经格兰杰因果检验，广东人均农业机械总动力与农民人均农业经营纯收入于2000-2013年间存在双向格兰杰因果关系，而人均农村用电量与农民人均农业经营纯收入在这期间是存在着单向格兰杰因果关系。通过脉冲响应分析，广东人均农业机械总动力或广东人均农村用电量对广东农民人均农业经营纯收入的影响均是缓慢正向的过程，从侧面印示着广东农业技术进步对广东农民农业经营收入的影响长期是趋于均衡稳定正向状态，广东农业技术进步对广东农民农业经营收入的增长有一定的促进作用。从长期来说，广东农业技术进步与农民农业经营收入之间存在着正相关，农业技术进步必会带来农民农业经营收入的提升。
为提升农民的收益，必须要加大对农业技术的推广力度及农民生产技能的培训力度，让农民能明白新型农业技术对其的好处，懂得运用新农业技术种植新农产品改善自己的收入，成为农业技术进步中的受益者。而且要加大对有重大外部正效应农业技术的新兴产业的资金扶持力度，重视农民农业收入问题，让农业技术进步所带来的效益能遍及每位农民。
参考文献：
[1]亚当·斯密.国富论[M].北京：中国华侨出版社，2011：139.
[2]高鸿业.西方经济学[M].北京：中国人民大学出版社，2011：
562-563.
[3]程秋莲.我国农业技术进步对农民收入的影响研究[D].武
汉：华中科技大学，2007：14.
[4]刘树林.数理经济学[M].北京：科学出版社，2008.
[5]李秉龙，薛兴利.农业经济学[M].北京：中国农业大学出版
社，2005：42.
[6]黄祖辉，钱峰燕.技术进步对我国农民收入的影响及对策分
析[J].中国农村经济，2003（12）：11-17 .
[7]萨缪尔森，诺德豪斯.经济学[M].北京：人民邮电出版社，
2008：371-375.
[8]何延治.吉林省农民收入与农业技术进步计量经济模型及
分析[J].安徽农业科学，2009（12）：5676-5677.
[9]王爱民，李子联.农业技术进步对农民收入的影响机制研
究[J].经济经纬，2014（04）：31-36.
[10]李子奈，潘文卿.计量经济学（第三版）[M].北京：高等教育
出版社，2010.
（责任编辑：陈 勇）