導(dǎo)語(yǔ)：農(nóng)業(yè)技術(shù)運(yùn)用及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

一、引言

我國(guó)已進(jìn)入加快改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)、走中國(guó)特色農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化道路的關(guān)鍵時(shí)刻?？萍歼M(jìn)步對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率從“一五”時(shí)期的19•9%,提高到目前的51%,已成為推動(dòng)農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的決定性力量。然而,現(xiàn)階段我國(guó)農(nóng)業(yè)科技成果應(yīng)用水平仍然不高,農(nóng)業(yè)科技成果轉(zhuǎn)化率僅有30%-40%,遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)國(guó)家65%-85%的水平,很多成果不能轉(zhuǎn)變?yōu)楝F(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力(孫政才,2009)[1]。這說明,與新時(shí)期農(nóng)業(yè)發(fā)展面臨的形勢(shì)和承擔(dān)的任務(wù)相比,我國(guó)農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率仍然偏低;與億萬(wàn)農(nóng)民迫切的科技需求相比,農(nóng)業(yè)科技服務(wù)供給能力仍然不足;與走中國(guó)特色農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化道路的要求相比,農(nóng)業(yè)科技支撐能力仍然不強(qiáng);與世界發(fā)達(dá)國(guó)家相比,農(nóng)業(yè)科技整體水平的差距仍然較大(張憲法,2009)[2-4]。究其根源,主要是由于我國(guó)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)技術(shù)的需求和政府及科研、推廣機(jī)構(gòu)農(nóng)業(yè)技術(shù)的供給之間在對(duì)接上存在較大差距,以至造成農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用率偏低,導(dǎo)致農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用時(shí)存在有效需求不足和有效供給不足的雙重矛盾。因此,對(duì)當(dāng)前我國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)需求和應(yīng)用的主體———農(nóng)戶農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用行為的研究就顯得尤為迫切和重要。進(jìn)入新世紀(jì)以來,我國(guó)農(nóng)民收入保持了年均6%以上的增長(zhǎng)速度,但這一增長(zhǎng)與城鎮(zhèn)居民收入提高速度相比還有很大的差距(韓俊,2009)[5],因此,農(nóng)民收入增長(zhǎng)問題仍是當(dāng)前我國(guó)農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展中最突出的問題之一。由于農(nóng)民收入增長(zhǎng)問題對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展的意義特別重要而受到黨和政府的高度重視,國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)此也作了許多有益和深入的探討和研究。雖然農(nóng)民收入增長(zhǎng)問題的研究表現(xiàn)出明顯的多元化特征,但是,大多研究者都得出基本一致的結(jié)論,即改革開放30多年來,農(nóng)民收入來源多元化、市場(chǎng)化和非農(nóng)化的基本格局已經(jīng)形成,農(nóng)民非農(nóng)收入的增長(zhǎng)是主要的推動(dòng)力量,這是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新階段后農(nóng)民收入增長(zhǎng)格局的新變化,是市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和結(jié)構(gòu)調(diào)整的必然結(jié)果(黃季焜,2000;張曉山,2002;溫鐵軍,2002;盛來運(yùn),2005;姜長(zhǎng)云,2008等)[6-10]。因此,現(xiàn)階段對(duì)我國(guó)農(nóng)民收入增長(zhǎng)問題的研究具有十分重大的戰(zhàn)略意義,尤其是對(duì)農(nóng)民非農(nóng)收入增長(zhǎng)的研究顯得更有突出的現(xiàn)實(shí)價(jià)值。對(duì)于農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用問題的研究一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注和討論的熱點(diǎn)問題,國(guó)內(nèi)外研究者圍繞農(nóng)戶是否應(yīng)用、為何應(yīng)用、應(yīng)用制約、應(yīng)用程度、應(yīng)用效果等基本經(jīng)濟(jì)主題進(jìn)行了廣泛而深入的研究。

其中,對(duì)于農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用與農(nóng)戶收入之間關(guān)系的研究相當(dāng)豐富,主要圍繞農(nóng)戶收入是農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用重要的影響因素展開理論與實(shí)證分析。如國(guó)外研究者普遍認(rèn)為,農(nóng)戶收入是其應(yīng)用農(nóng)業(yè)新技術(shù)的資金保障(Blasé,1960;Feder,1980;Ervin和Ervin,1982;Herath和Takeya,2003)[11-13]。Thir-tle等(2003)通過對(duì)南非部分區(qū)域棉花新技術(shù)的應(yīng)用實(shí)證分析得出,非農(nóng)收入與技術(shù)應(yīng)用存在顯著正相關(guān),能夠成為技術(shù)應(yīng)用的重要資金支持。Smale等(2001)利用匯款(remittances)作為農(nóng)戶收入的衡量指標(biāo),研究指出,農(nóng)戶匯款的數(shù)額直接影響到其農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用的決策,這與之前的研究是基本相似的(Gerhar,t1975;Rochin和Wit,t1975;Demir,1976;Perrin,1976)[14]。國(guó)內(nèi)學(xué)者研究也進(jìn)行了大量卓有成效的研究,所得出的共同結(jié)論是,農(nóng)戶收入水平或其富裕程度是影響農(nóng)戶農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用的主要因素。如袁飛等(1993)以浙江省樂清縣為例分析認(rèn)為,高收入的農(nóng)民在技術(shù)選擇上愿意選擇節(jié)約勞動(dòng)力的新技術(shù)[15]。宋軍等(1998)研究發(fā)現(xiàn),農(nóng)戶的富裕程度會(huì)影響農(nóng)戶的技術(shù)選擇行為,富裕農(nóng)戶往往會(huì)選擇優(yōu)質(zhì)技術(shù)和小型技術(shù)[16]。廖西元等(2006)按水稻生產(chǎn)環(huán)節(jié)對(duì)16個(gè)省5228個(gè)農(nóng)戶采用水稻機(jī)械化生產(chǎn)技術(shù)應(yīng)用情況調(diào)查與分析表明,農(nóng)戶人均收入影響稻農(nóng)采用機(jī)械化生產(chǎn)技術(shù)[17]。李海明(2007)分析我國(guó)7省28縣420農(nóng)戶對(duì)不同類型農(nóng)業(yè)技術(shù)的需求,表明農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)實(shí)力是影響農(nóng)戶技術(shù)服務(wù)需求的主要因素[18]。然而,上述國(guó)內(nèi)外研究中存在一個(gè)共同問題,即大都是圍繞農(nóng)戶收入影響農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用這一分析路徑考查兩者關(guān)系,而反之,從農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用影響農(nóng)戶收入增長(zhǎng)這一分析路徑探討兩者關(guān)系的研究相對(duì)缺乏。雖然農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用促進(jìn)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)是一個(gè)傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)學(xué)命題,但是,基于農(nóng)業(yè)發(fā)展新階段的特點(diǎn),此經(jīng)濟(jì)命題有了新的內(nèi)含,尤其是其傳導(dǎo)機(jī)制發(fā)生了重要的新變化。因此,探討現(xiàn)階段農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)的影響及其傳導(dǎo)機(jī)制更具有重大的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。

本文旨在利用實(shí)證分析方法研究現(xiàn)階段農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)的影響,并給出更為精確的估計(jì)。文中將采用中部農(nóng)業(yè)大省江西11村939個(gè)固定跟蹤觀察農(nóng)戶2003-2007年的面板數(shù)據(jù)(paneldata),構(gòu)建個(gè)體和時(shí)間雙向固定效應(yīng)模型(entityandtmiefixedeffectsregressionmod-el)[19],其中,個(gè)體固定效應(yīng)模型用于消除解釋變量之外的自然環(huán)境、資源條件、村莊文化等不可觀測(cè)的個(gè)體差異對(duì)農(nóng)戶收入的影響;時(shí)間固定效應(yīng)模型采用年度時(shí)間變量控制宏觀經(jīng)濟(jì)政策、農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)環(huán)境等因素對(duì)農(nóng)戶收入的影響。同時(shí),通過引入反映農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用狀況的虛擬變量用于考查農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)的平均影響和動(dòng)態(tài)效應(yīng),其中,動(dòng)態(tài)效應(yīng)主要是分析不同年份農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用的影響和變化趨勢(shì)以反映農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用的時(shí)間效應(yīng)。進(jìn)而,本文還利用個(gè)體和時(shí)間雙向固定效應(yīng)模型分析農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶非農(nóng)收入增長(zhǎng)的影響,以驗(yàn)證農(nóng)戶通過農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用節(jié)省時(shí)間和精力,促進(jìn)其更好地從事非農(nóng)就業(yè)以提高非農(nóng)收入水平,從而促進(jìn)農(nóng)戶家庭總收入增長(zhǎng)這一間接傳導(dǎo)新機(jī)制的存在和有效。選擇江西農(nóng)戶作為本文的研究對(duì)象,主要基于兩方面的考慮:第一,江西是中部地區(qū)典型的農(nóng)業(yè)大省,也是種植水稻的主產(chǎn)區(qū)之一,該省的農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用與農(nóng)戶收入增長(zhǎng)問題越來越引起國(guó)內(nèi)外學(xué)者們的關(guān)注。究其原因,主要在于經(jīng)歷了30年的以市場(chǎng)導(dǎo)向?yàn)橹骶€的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)體制改革,江西農(nóng)村社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)生了歷史性的變化,但是,農(nóng)業(yè)目前仍處于先進(jìn)的生產(chǎn)手段與落后的生產(chǎn)手段并存、機(jī)械化作業(yè)與人畜力作業(yè)并存、現(xiàn)代適用技術(shù)與傳統(tǒng)耕作方式并存的格局。與此同時(shí),隨著農(nóng)村產(chǎn)業(yè)開始向多元化方向發(fā)展,外出務(wù)工經(jīng)濟(jì)已經(jīng)成為江西農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要支柱,成為農(nóng)民收入增長(zhǎng)的主要渠道。因此,研究江西農(nóng)戶農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用促進(jìn)其收入增長(zhǎng),尤其是促進(jìn)其非農(nóng)收入增長(zhǎng)問題,不僅是江西農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重大戰(zhàn)略問題,更是反映我國(guó)糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展極其重要的典型案例。第二,筆者來自江西,且一直從事江西農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展相關(guān)問題的研究,對(duì)江西農(nóng)業(yè)和農(nóng)村具有較為深刻的認(rèn)識(shí),與江西相關(guān)政府調(diào)查和決策部門也有良好的合作研究基礎(chǔ),擁有江西省2003-2007年連續(xù)5年11個(gè)固定跟蹤觀察村、近1000個(gè)固定跟蹤觀察農(nóng)戶生產(chǎn)、生活情況的面板數(shù)據(jù)資料。因此,通過對(duì)江西省農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用影響農(nóng)民收入增長(zhǎng)的實(shí)證研究,可以更加精確地估計(jì)和驗(yàn)證農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響程度,從而為政府相關(guān)部門進(jìn)一步完善農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣服務(wù)和促進(jìn)農(nóng)民增收提供有益的決策參考。

二、數(shù)據(jù)來源和變量選取

本文采用的數(shù)據(jù)來自國(guó)家農(nóng)村固定跟蹤觀察系統(tǒng)①,此系統(tǒng)是1986年正式確立的,在全國(guó)各地均設(shè)有觀察點(diǎn)[20]。跟蹤觀察系統(tǒng)以村為單元,對(duì)村域中的農(nóng)戶實(shí)行抽樣調(diào)查,以村域中的農(nóng)戶為個(gè)體,對(duì)其進(jìn)行跟蹤觀察。數(shù)據(jù)庫(kù)主要包括農(nóng)戶特征、土地和固定資產(chǎn)、家庭生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)、家庭收支和家庭消費(fèi)等方面的詳細(xì)資料。此系統(tǒng)中涉及江西省的共有13個(gè)觀察村(本文所用數(shù)據(jù)缺失2個(gè)村),覆蓋江西省所有地級(jí)市,具體包括興國(guó)縣的回龍村,上高縣的下林村,九江縣的明閘村,崇仁縣的桃里村,南昌縣的甫下村,余江縣的蘭田村,新余市的灣里村,浮梁縣的柏林村,上饒縣的橋下村,泰和縣的龍洲村,萍鄉(xiāng)市安源區(qū)等,總計(jì)約1000個(gè)農(nóng)戶樣本。

江西,在經(jīng)濟(jì)發(fā)展上,屬于中國(guó)的欠發(fā)達(dá)地區(qū),在糧食生產(chǎn)上,則屬于主產(chǎn)區(qū),是國(guó)家的糧食主要供給地區(qū)。該省大多數(shù)農(nóng)戶都是兼業(yè)戶,即既從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn),又從事工業(yè)、商業(yè)等非農(nóng)生產(chǎn)活動(dòng),選擇江西農(nóng)戶為研究對(duì)象分析農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用和農(nóng)戶收入增長(zhǎng)問題,具有較強(qiáng)代表性。另外,本文所用數(shù)據(jù)時(shí)間跨度是2003-2007年,這個(gè)時(shí)間跨度正是我國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用和農(nóng)民收入增長(zhǎng)的關(guān)鍵時(shí)期,恰好可以反映出農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用和農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間的現(xiàn)實(shí)關(guān)系[21]?；跀?shù)據(jù)整理過程中產(chǎn)生的誤差考慮,筆者對(duì)出現(xiàn)異常值的樣本予以了剔除,同時(shí),考慮到個(gè)別年份少數(shù)農(nóng)戶會(huì)出現(xiàn)數(shù)據(jù)缺失,筆者經(jīng)過篩選,最終組成一個(gè)包括939個(gè)農(nóng)戶、共4603個(gè)有效樣本的面板數(shù)據(jù),因此,所獲得的面板數(shù)據(jù)是非平衡數(shù)據(jù)。研究農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)的影響及其動(dòng)態(tài)效果,首先需要衡量農(nóng)戶農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用具體的時(shí)點(diǎn)和時(shí)期,但已有研究指出,農(nóng)戶應(yīng)用農(nóng)業(yè)技術(shù)存在自我選擇性(self-selection,JorgeFer-nandez-Cornejo等,2002)[22],即農(nóng)戶應(yīng)用農(nóng)業(yè)技術(shù)的時(shí)機(jī)和程度具有較強(qiáng)主觀性,無(wú)法準(zhǔn)確推知所觀察各村農(nóng)戶農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用的具體時(shí)間和程度,因此,筆者以“是否受過農(nóng)業(yè)技術(shù)教育或培訓(xùn)”虛擬變量為中間變量來近似反映農(nóng)戶農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用狀況,即如果農(nóng)戶受過農(nóng)業(yè)技術(shù)教育或培訓(xùn),則認(rèn)為其具有應(yīng)用農(nóng)業(yè)技術(shù)較強(qiáng)的可能性和可行性,而其動(dòng)態(tài)效果則通過不同年份農(nóng)業(yè)技術(shù)教育或培訓(xùn)后所形成的影響差異來衡量。其次,農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)動(dòng)態(tài)影響的研究,所采用數(shù)據(jù)的可比性是一個(gè)關(guān)鍵問題,筆者所采用的是來自全國(guó)農(nóng)村固定觀察點(diǎn)連續(xù)跟蹤調(diào)查的數(shù)據(jù),自2003年修改與完善以來,這套數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)口徑是保持一致的,各年間的數(shù)據(jù)也具有可比性(文中所有價(jià)值量的數(shù)據(jù)均依2000年不變價(jià)指數(shù)進(jìn)行了轉(zhuǎn)換)。再則,全國(guó)固定跟蹤觀察系統(tǒng)以村為單元,對(duì)村域中的農(nóng)戶實(shí)行抽樣調(diào)查并進(jìn)行跟蹤觀察,加之,江西省農(nóng)戶在應(yīng)用農(nóng)業(yè)技術(shù)的具體時(shí)間上是相對(duì)獨(dú)立的,因此,利用這套數(shù)據(jù)資料進(jìn)行計(jì)量分析能夠避免選擇性偏差問題。

一般而論,影響農(nóng)戶收入增長(zhǎng)的因素包含國(guó)家宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境、自然環(huán)境和農(nóng)戶個(gè)體差異等眾多方面,為了分析農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)的影響,需要對(duì)其它影響農(nóng)戶收入增長(zhǎng)的因素加以控制。對(duì)于其中可觀測(cè)的部分,結(jié)合江西農(nóng)戶水稻生產(chǎn)的特點(diǎn),筆者選取了反映農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)特征的一組解釋變量,包括農(nóng)戶年末經(jīng)營(yíng)耕地面積、年末擁有生產(chǎn)性固定資產(chǎn)原值、種稻投工量、購(gòu)買化肥金額、購(gòu)買農(nóng)藥金額、家庭經(jīng)營(yíng)主業(yè)、交通通訊支出(此變量考查其對(duì)農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)決策的影響)等。而因變量則選取農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)收入和外出打工收入(所選取的變量主要統(tǒng)計(jì)特征見表1)。而對(duì)于其中不可觀測(cè)的部分,筆者通過采用農(nóng)戶個(gè)體和時(shí)間雙向固定效應(yīng)的方式控制,即采用個(gè)體固定效應(yīng)模型來控制自然環(huán)境、資源條件、村莊文化等不可觀測(cè)個(gè)體差異對(duì)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)的影響;采用年度固定效應(yīng)模型來控制不同年度的宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境、農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)環(huán)境等因素對(duì)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)的影響,同時(shí)把2003年未受過農(nóng)業(yè)技術(shù)教育或培訓(xùn)的農(nóng)戶作為參照組,研究2003-2007年間農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)的影響[23-24]。

三、計(jì)量模型和實(shí)證結(jié)果

面板數(shù)據(jù)(paneldata)也稱時(shí)間序列截面數(shù)據(jù)(tmieseriesandcrosssectiondata)或混合數(shù)據(jù)(pooldata),它是指在一定時(shí)間跨度內(nèi)對(duì)相同的個(gè)體每年進(jìn)行重復(fù)測(cè)量得到的數(shù)據(jù),它允許各橫截面之間存在一定的相關(guān)性。由于本文采用的是江西11村固定跟蹤觀察農(nóng)戶2003-2007年面板數(shù)據(jù),因此,筆者將構(gòu)建個(gè)體與時(shí)期固定效應(yīng)模型(entityandtmiefixedeffectsregressionmodel),并通過STATA10.0統(tǒng)計(jì)分析軟件進(jìn)行估計(jì)。個(gè)體與時(shí)期固定效應(yīng)模型(entityandtmiefixedeffectsregressionmode,lHsiaoCheng,2002)的基本表達(dá)式為:yit=C+αi+βitxit+γt+εiti=1,…,N;t=1,…,T(1)其中yit表示被解釋變量,xit表示解釋變量,i表示橫截面數(shù)據(jù),t表示時(shí)間序列數(shù)據(jù),βit為解釋變量的回歸系數(shù);截距項(xiàng)為C+αi+γt,其中C為常數(shù)項(xiàng),αi度量個(gè)體效應(yīng)差異,γt度量時(shí)間效應(yīng)差異,且截距項(xiàng)αi隨個(gè)體i變化,且γt也隨時(shí)間變化;隨機(jī)誤差項(xiàng)εit代表模型中被忽略的隨橫截面和時(shí)間而變化的因素的影響。為了分析農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)的平均影響,筆者構(gòu)建個(gè)體和年份雙向固定效應(yīng)模型,具體如下:LnYit=αi+βitXit+θAdopit+γt+εiti=1,…,N;t=1,…,T(2)其中Yit是反映第i個(gè)農(nóng)戶第t年收入的因變量(i=1,2,…,939;t=2003,2004,…,2007),筆者在計(jì)量分析中采用了家庭經(jīng)營(yíng)收入;αi是農(nóng)戶i的固定效應(yīng);Xit是一組反映農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)特征的解釋變量,βit為Xit的回歸系數(shù);Adopit是反映農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用狀況的虛擬變量(以是否受過農(nóng)業(yè)技術(shù)教育或培訓(xùn)表示,即當(dāng)年受過農(nóng)業(yè)技術(shù)教育或培訓(xùn)為“1”,否則為“0”);γt為年份t的固定效應(yīng);εit表示隨機(jī)誤差項(xiàng);筆者所關(guān)心的是Adopit的系數(shù)θ,它度量了農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)的平均影響[25]。

本模型選取的解釋變量有農(nóng)戶年末經(jīng)營(yíng)耕地面積、年末擁有生產(chǎn)性固定資產(chǎn)原值、種稻投工量、購(gòu)買化肥金額和購(gòu)買農(nóng)藥金額等。其選取依據(jù)在于,農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)耕地面積與其農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)往往存在正相關(guān)關(guān)系,即耕地面積越大,其農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)越高;基于規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)考慮,農(nóng)戶擁有生產(chǎn)性固定資產(chǎn)與其收入增長(zhǎng)也呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系,即固定資產(chǎn)越大的農(nóng)戶往往其收入增長(zhǎng)越快;現(xiàn)階段種稻收入雖然不是江西稻農(nóng)經(jīng)營(yíng)收入的主要來源,但仍然占其總收入的一定份額,因此,種稻投工量對(duì)江西農(nóng)戶收入增長(zhǎng)也是正向的影響;而對(duì)于化肥和農(nóng)藥的支出費(fèi)用則與農(nóng)戶收入呈負(fù)相關(guān)關(guān)系(具體說明見表2)。

傳統(tǒng)觀點(diǎn)認(rèn)為,農(nóng)業(yè)技術(shù)的應(yīng)用能夠提高農(nóng)業(yè)技術(shù)生產(chǎn)效率,從而增加農(nóng)戶收入,這是直接的傳導(dǎo)機(jī)制。然而,筆者認(rèn)為,隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的發(fā)展,農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)影響的傳導(dǎo)機(jī)制發(fā)生了重要變化,已由原來的直接傳導(dǎo)機(jī)制轉(zhuǎn)變?yōu)楝F(xiàn)在的間接傳導(dǎo)機(jī)制,此間接傳導(dǎo)機(jī)制即是農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用能夠節(jié)省農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間和精力,便于農(nóng)戶從事非農(nóng)就業(yè)從而增加其非農(nóng)收入,最終增加其家庭總收入。因此,本模型中選取的因變量是農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)收入,主要分析農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶收入的平均影響程度(模型的估計(jì)結(jié)果見表3),而后文實(shí)證模型解釋時(shí),選取的因變量則是農(nóng)戶外出打工收入,主要分析農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶外出打工收入的平均影響程度(模型的估計(jì)結(jié)果見表4)。基于表3中的估計(jì)結(jié)果可以得出,農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)收入的平均影響是正向的,且影響顯著,即在其它條件不變的條件下,農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用能夠促進(jìn)農(nóng)戶收入平均增長(zhǎng)6•5%②。這與JorgeFernandez-Cornejo(2007)[26]的研究結(jié)論是一致的,他研究得出,耕地保護(hù)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)收入增長(zhǎng)的彈性系數(shù)是0•46,抗蟲害技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)收入增長(zhǎng)的彈性系數(shù)是0•97,影響尤為顯著。需要指出的是,本模型估計(jì)出的彈性值與其估計(jì)出的彈性值存在差異,原因在于其選取了具體技術(shù)應(yīng)用作為研究對(duì)象,而且選取了具體技術(shù)應(yīng)用的概率來衡量農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用狀況。如前所述,結(jié)合實(shí)際考慮,運(yùn)用農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用提高農(nóng)業(yè)效率以增加農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入,從而促進(jìn)農(nóng)戶家庭總收入增長(zhǎng)這一直接傳導(dǎo)機(jī)制已經(jīng)很難解釋本模型的估計(jì)結(jié)果。然而,農(nóng)戶通過應(yīng)用農(nóng)業(yè)新技術(shù)以節(jié)省勞動(dòng)時(shí)間和精力,更好地促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)以提高其非農(nóng)收入,從而促進(jìn)農(nóng)戶家庭總收入增長(zhǎng)這一間接傳導(dǎo)新機(jī)制卻能夠解釋上述實(shí)證結(jié)果(本文將在第四部分進(jìn)一步驗(yàn)證此判斷)。

與此同時(shí),表3中的估計(jì)結(jié)果還表明,除農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用變量之外的其他解釋變量的估計(jì)結(jié)果與筆者預(yù)期的情況基本保持一致。經(jīng)營(yíng)耕地面積與農(nóng)戶收入增長(zhǎng)之間是正相關(guān)關(guān)系,即在其它條件不變的情況下,它能夠促進(jìn)農(nóng)戶收入平均增長(zhǎng)6•3%,與農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用的影響程度十分相似;生產(chǎn)性固定資產(chǎn)對(duì)農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)收入的影響也是正向的,但其影響程度相對(duì)較小,即平均影響為0•2%;種稻投工量對(duì)農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)收入也是正面的影響,且其影響度也很小,即平均影響為0•4%;而購(gòu)買化肥和農(nóng)藥的支出費(fèi)用雖然沒有與筆者預(yù)期的負(fù)相關(guān)關(guān)系相一致,但其估計(jì)系數(shù)均為零,表明購(gòu)買化肥和農(nóng)藥的支出費(fèi)用很可能已經(jīng)不是現(xiàn)階段影響農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)收入的主要因素。為了保證計(jì)量模型運(yùn)行的正確性,筆者進(jìn)行了相關(guān)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn),即F檢驗(yàn)值為8•07,表明構(gòu)建個(gè)體和年份雙向固定效應(yīng)模型是成立的;LM檢驗(yàn)值為61•96,表明構(gòu)建個(gè)體和年份雙向隨機(jī)效應(yīng)模型也是成立的;而Hausman檢驗(yàn)值為160•46,表明構(gòu)建個(gè)體和年份雙向固定效應(yīng)模型比個(gè)體和年份雙向隨機(jī)效應(yīng)模型更合理、有效。

為了考察農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)影響,筆者將農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用虛擬變量拆分為一組農(nóng)戶受過農(nóng)業(yè)技術(shù)教育或培訓(xùn)的年份虛擬變量,即Adop-1(2003年農(nóng)戶受過農(nóng)業(yè)技術(shù)教育或培訓(xùn));Adop-2(2004年農(nóng)戶受過農(nóng)業(yè)技術(shù)教育或培訓(xùn));Adop-3(2005年農(nóng)戶受過農(nóng)業(yè)技術(shù)教育或培訓(xùn));Adop-4(2006年農(nóng)戶受過農(nóng)業(yè)技術(shù)教育或培訓(xùn));Adop-5(2007年農(nóng)戶受過農(nóng)業(yè)技術(shù)教育或培訓(xùn))。如果農(nóng)戶2003年受過農(nóng)業(yè)技術(shù)教育或培訓(xùn),則Adop-1為1,而Adop-2;Adop-3;Adop-4;Adop-5均為0,依此類推[27]。將此組年份虛擬變量加入個(gè)體和年份雙向固定效應(yīng)模型中,可得:LnYit=αi+βitXit+θ1(Adop-1)it+θ2(Adop-2)it+θ3(Adop-3)it+θ4(Adop-4)it+θ5(Adop-5)it+γt+εiti=1,…,N;t=1,…,T(3)其中θI(I=1,2,3,4,5)考察農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)動(dòng)態(tài)的平均影響。通過模型(3)的估計(jì)可得出農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)收入增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)影響程度,也能夠驗(yàn)證農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)收入增長(zhǎng)影響的持久性。模型(3)的估計(jì)結(jié)果見表3。從表3中可以看出,所選解釋變量與模型(2)是相同的,且顯著性水平與模型(2)保持一致,解釋變量的估計(jì)結(jié)果也與模型(2)的估計(jì)結(jié)果基本吻合,而Adop-1;Adop-2;Adop-3;Adop-4;Adop-5前面的系數(shù)則反映了農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)收入增長(zhǎng)動(dòng)態(tài)的平均影響。具體而言,在受過農(nóng)業(yè)技術(shù)教育或培訓(xùn)后的前兩年,農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)收入的影響是負(fù)值,其彈性系數(shù)分別為-0•026和-0•037,而從隨后的第三年開始,農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)收入的影響轉(zhuǎn)為正值,且逐步增強(qiáng),其彈性系數(shù)分別為0•033、0•037和0•057。這表明,農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)收入增長(zhǎng)的影響既有短期的,更有中長(zhǎng)期的,即短期內(nèi)對(duì)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)呈現(xiàn)負(fù)面影響,但從總體趨勢(shì)而言,對(duì)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)的影響卻是正向的。本模型的F檢驗(yàn)植和Hausman檢驗(yàn)值分別為8•52和36•15,說明構(gòu)建個(gè)體和年份雙向固定效應(yīng)模型對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用動(dòng)態(tài)影響進(jìn)行分析是更合理且有效的。

四、農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用促進(jìn)收入增長(zhǎng)的實(shí)證解釋

從上述研究結(jié)論可知,無(wú)論是農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)收入增長(zhǎng)的平均影響,還是農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)收入增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)影響,都呈現(xiàn)出較高的顯著性,且影響的總體趨勢(shì)是正向的。若深入探究此問題的經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋,即農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)的影響究竟是通過傳統(tǒng)的直接傳導(dǎo)機(jī)制實(shí)現(xiàn)的,還是通過新的間接傳導(dǎo)機(jī)制實(shí)現(xiàn)的[28-29]?筆者更傾向于后者,為此,仍然運(yùn)用同樣的計(jì)量方法來驗(yàn)證[30]。

如前所述,新的間接傳導(dǎo)機(jī)制是指農(nóng)戶通過應(yīng)用農(nóng)業(yè)新技術(shù)以節(jié)省勞動(dòng)時(shí)間和精力,更好地從事非農(nóng)就業(yè)以提高其非農(nóng)收入,從而促進(jìn)其家庭總收入的增長(zhǎng)。因此,筆者仍然借鑒模型(2)和模型(3)的方式,構(gòu)建個(gè)體和年份雙向固定效應(yīng)模型分析農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶非農(nóng)收入增長(zhǎng)的影響。但是,此時(shí)選取的因變量是農(nóng)戶外出打工收入,同時(shí)選取年末經(jīng)營(yíng)耕地面積、家庭經(jīng)營(yíng)主業(yè)和交通通訊支出等為解釋變量。其選取依據(jù)在于,經(jīng)營(yíng)耕地面積與農(nóng)戶外出打工收入增長(zhǎng)往往呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系,即耕地面積越大越會(huì)制約農(nóng)戶外出打工,尤其是水稻生產(chǎn)領(lǐng)域,此種負(fù)相關(guān)關(guān)系體現(xiàn)地更為明顯;家庭經(jīng)營(yíng)主業(yè)則直接決定了農(nóng)戶外出打工的收入水平,其與農(nóng)戶外出打工收入增長(zhǎng)是正相關(guān)關(guān)系;而交通通迅支出通常是農(nóng)戶外出打工決策時(shí)需要考慮的重要因素,且其與農(nóng)戶外出打工收入的增長(zhǎng)往往是負(fù)相關(guān)關(guān)系。其它變量的設(shè)定、解釋與模型(2)、模型(3)保持一致,筆者所關(guān)心的仍然是Adopit的系數(shù)和(Adop-i)it的系數(shù)θi,只是此時(shí)它衡量地分別是農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶外出打工收入增長(zhǎng)的平均影響和動(dòng)態(tài)影響(此模型的估計(jì)結(jié)果見表4)。

從表4可知,正如筆者所預(yù)期的一樣,農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶外出打工收入增長(zhǎng)具有重大的影響,農(nóng)業(yè)技術(shù)的應(yīng)用能夠促進(jìn)農(nóng)戶外出打工收入平均增長(zhǎng)9%。這表明,農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)的影響有極大可能是通過促進(jìn)農(nóng)戶非農(nóng)收入增長(zhǎng)這一新的間接傳導(dǎo)機(jī)制實(shí)現(xiàn)的。這與JorgeFernan-dez-Cornejo(2007)的研究結(jié)論也是一致的,他研究指出,耕地保護(hù)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶非農(nóng)收入增長(zhǎng)的彈性系數(shù)是0•98,抗蟲害技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶非農(nóng)收入增長(zhǎng)的彈性系數(shù)是1•59,影響尤為顯著③。

基于動(dòng)態(tài)視角分析,在農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用的初期,其影響尤為明顯,如受過農(nóng)業(yè)技術(shù)教育或培訓(xùn)后前兩年的影響彈性系數(shù)分別高達(dá)為0•110和0•174。然而,從總體趨勢(shì)分析,農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶外出打工收入的影響則是由強(qiáng)變?nèi)醯?如受過農(nóng)業(yè)技術(shù)教育或培訓(xùn)后第三、第四和第五年的彈性系數(shù)分別為0•047、0•078和0•001。這可能預(yù)示著農(nóng)戶需要更先進(jìn)的農(nóng)業(yè)新技術(shù),即新一輪更先進(jìn)農(nóng)業(yè)新技術(shù)應(yīng)用的開始。本模型中其他解釋變量的估計(jì)結(jié)果與筆者的預(yù)期也是基本一致的,只是交通通迅支出的影響估計(jì)系數(shù)為零,這可能在于其已經(jīng)不是影響現(xiàn)階段農(nóng)戶外出打工收入的主要因素。本模型的F檢驗(yàn)值和Hausman檢驗(yàn)值也都較為顯著,說明本模型構(gòu)建也是合理而有效的。因此,本模型估計(jì)結(jié)果能夠說明,農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用通過促進(jìn)農(nóng)戶非農(nóng)收入增長(zhǎng)最終促進(jìn)農(nóng)戶家庭總收入增長(zhǎng)這一新的間接傳導(dǎo)機(jī)制是客觀存在的,且作用尤為顯著。

五、主要結(jié)論

本文利用江西11村固定跟蹤觀察農(nóng)戶連續(xù)5年的面板數(shù)據(jù),構(gòu)建個(gè)體和年份雙向固定效應(yīng)模型,并運(yùn)用此模型分析農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)的平均影響和動(dòng)態(tài)效應(yīng)。實(shí)證結(jié)果表明,在控制了自然特征、社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征和農(nóng)戶個(gè)體特征等變量后,農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)具有顯著的正效應(yīng)。一方面,農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用能夠促進(jìn)農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)收入平均增長(zhǎng)6•5%,雖然應(yīng)用過程中可能會(huì)負(fù)面影響農(nóng)戶收入增長(zhǎng),但從總體趨勢(shì)考慮,農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用最終會(huì)促進(jìn)農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)收入增長(zhǎng)。另一方面,農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用之所以能夠促進(jìn)農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)收入增長(zhǎng),主要是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用能夠節(jié)省勞動(dòng)時(shí)間和精力,使農(nóng)戶能夠更好地從事非農(nóng)就業(yè)以提高其非農(nóng)收入,從而促進(jìn)其家庭總收入的增長(zhǎng)。實(shí)證解釋充分驗(yàn)證了這一間接傳導(dǎo)新機(jī)制的存在,即農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用促進(jìn)農(nóng)戶外出打工收入平均增長(zhǎng)9%,影響尤為顯著。

綜上所述,農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用能夠有效地促進(jìn)農(nóng)戶收入增長(zhǎng),且影響是長(zhǎng)久的,同時(shí),現(xiàn)階段其傳導(dǎo)機(jī)制主要是通過節(jié)省勞動(dòng)時(shí)間和精力,促進(jìn)農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)以提高其非農(nóng)收入這個(gè)間接方式來實(shí)現(xiàn)。這一研究結(jié)論的得出,給政府農(nóng)業(yè)科研與推廣相關(guān)部門政策決策提供了一個(gè)有益的政策信號(hào),即現(xiàn)階段農(nóng)戶對(duì)省時(shí)省力農(nóng)業(yè)技術(shù)的需求尤為迫切。究其經(jīng)濟(jì)學(xué)的根源,即是隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的深入發(fā)展,我國(guó)農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)決策已經(jīng)不僅僅是考慮單純的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)問題,更重要的是應(yīng)該綜合考慮從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與非農(nóng)就業(yè)二者一體化決策的范圍經(jīng)濟(jì)問題。這與JorgeFernandez-Cornejo(2007)對(duì)農(nóng)戶范圍經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的實(shí)證研究結(jié)論是一致的,其研究表明,農(nóng)戶既從事玉米、大豆等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)又從事服務(wù)、營(yíng)銷等非農(nóng)就業(yè)的范圍經(jīng)濟(jì)效應(yīng)平均為0•24,即相比單獨(dú)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或非農(nóng)就業(yè),農(nóng)戶能夠平均節(jié)省24%的家庭成本。