农民收入会促进农业生产技术效率吗？——基于劳动力价格扭曲和科技创新的路径分析

○曾明耀 宋山梅

（1贵州大学经济学院，贵州 贵阳 550025；2贵州大学管理学院，贵州 贵阳 550081）

一、引言

随着农业稀缺性与资本投入的增加，以“量”衡量的农业粗犷式增长难以为继[1]。正如粮食丰收并不意味着粮食安全，仅从供给和需求上来衡量粮食供给是远远不够的[2]。产量不再是衡量农业安全的唯一标准，提高农业生产技术效率、降低农业资源消耗，向高质量发展才是当务之急。习近平总书记在党的二十大报告中指出“要加快构建新发展格局，着力推动高质量发展”。农业作为关系国计民生的基础性产业，对经济发展具有全局性的支撑作用，如何实现农业高质量发展已成为现阶段我国经济社会面临的重大时代命题。我国农业劳动生产率低下，难以与工业发展速度并肩[3]，是制约农业高质量发展进程中的一大阻碍。而促进农业生产技术效率能有效提升劳动生产率以及全要素生产率，为以上困境寻得破解之道[2,4]。对于农民而言，收入的稳定性是其生活和产业发展的保障。如今，农户因收入机会成本逐渐向非农产业转移，工资性收入已成为农民总收入的主导力量[5]，劳动力资源配置也因此受到偏移。再加上农业收益低下造成的经营性收入比例下降和大量的农业政策扶持，农民收入结构的变动已严重影响农业生产布局和要素投入。为此，研究农民收入对农业生产技术效率的影响及机制路径，对实现我国共同富裕目标及农业高质量发展有着重要的启示作用。

二、文献综述

与农民收入和农业生产技术效率相关的研究，可分为以下几类。第一类是基于农业生产技术效率的测算及影响因素研究。现有学者多采用数据包络法（DEA）对地区间农业生产技术效率进行测算[6-8]，也有少数使用随机前沿（SFA）方法[9]及创新性的使用集成学习方法[10]对生产技术效率进行评价。此外很大一部分对农业生产技术效率的测算是通过分解全要素生产率（TFP）增长率得到的，如甘天琦[11]将TFP 增长率划分为技术进步、技术效率、规模效率及配置效率四个部分，并得出我国总体技术效率偏低是导致农业全要素生产率下降的重要原因。关于农业生产技术效率的影响要素，主要从农业生产性服务[12]、农户信贷[13]、农业社会化服务[14]等服务性视角和农业机械化[15-16]、人口老龄化[17-18]、农地流转[1,19]等要素投入视角两方面展开，如匡远配[1]研究得出，农地流转对农业技术效率有显著影响，应以适度规模为原则引导农地流转来提高农业生产技术效率。第二类文献主要集中于农业生产技术对农民收入的影响分析，如有研究得出农业技术进步对提高农业经营性收入及缩小城乡收入差距具有显著的促进作用[20-22]。第三类文献主要分析劳动力成本及劳动力转移对农业生产的关系，间接说明工资性收入促进农户增收对农业的影响[23]。第四类文献为农业生产补贴政策对生产技术效率的影响，如江东坡[24]分析了粮食收入性补贴增加农民收入对小麦生产技术效率的影响，并深层次探讨了两者之间的非单调效应和地区异质性。

以上文献从不同角度探讨了农民收入和农业生产技术效率的影响因素，并测算了我国区域间农业生产技术效率的增长态势，对促进农民增收和农业高质量发展提供了夯实的理论基础。但仍存在以下不足：第一，鲜有文献研究收入结构视角下农民增收对农业生产技术效率的影响，第四类文献虽与本文主题相似，但缺少了农民收入对农业生产技术效率的路径机制分析。在当前共创共同富裕与高质量发展主题下，探究农民增收与农业生产技术效率之间存在何种关系，并且如何影响至关重要。第二，现有研究多利用DEA方法测算技术效率，但DEA 并没有考虑随机因素对生产及效率的影响，为此本文使用更完善的SFA 方法计算农业生产技术效率，并结合Tobit 模型构建技术效率方程。第三，本文将要素价格扭曲与科技创新纳入分析框架，在研究农业生产技术效率的同时也进一步分析了我国农业劳动力价格扭曲的状况与态势，为要素市场资源配置优化提供了经验证据。

三、理论机制与研究假设

（一）农民收入与农业生产技术效率

在收入与生产技术效率的因果关系辩证中，现有研究多将生产技术效率看作是因，收入看作为果，即生产技术效率能促进收入的提高。但农业具有特殊性，“脆性”农户为满足生活需求，时常贯穿于三个产业之间，在兼顾农业经营的同时，还会通过外出务工获取额外收入，加之国家政策对农业弱势群体的帮扶，农民收入结构呈现波动性。收入结构的变化实质上是资本与劳动力的流动，因此，农民收入反过来也会对农业生产技术效率产生影响。大体来说，收入增长会促进农业要素替代与科研投入，进而激励农业科技创新推动农业生产技术的提升。但同时农民收入的增加，也暗含着劳动力与资本的流动，可能导致劳动力价格扭曲进而抑制农业生产技术效率，如图1所示。

图1 农民收入对农业技术效率的影响路径

结合以上分析，本文提出研究假说H1：农民增收与农业技术增效间存在非线性关系。

（二）农民收入、劳动力价格扭曲与农业生产技术效率

林毅夫[25]曾指出我国要素市场扭曲现象普遍存在，导致要素市场化明显滞后于产品市场。而要素市场的不公正引起的劳动力非自由流动和政府对要素市场的干预行为，是导致劳动力价格扭曲的重要原因[26]，这也是农民收入影响农业劳动力价格扭曲的两个渠道。

需明晰的是，文中的价格是指农业劳动力雇佣价格，即反映劳动力雇佣成本。根据技术效率测算公式：农业生产技术效率等于要素投入的实际产出除以生产前沿面（所投入要素的最大产值），当农业劳动力价格正向扭曲时，说明雇佣单位劳动力的价格成本大于其边际产出，劳动力价格上升直接增加了农业资本的投入，而这部分增加的费用并不会带来额外的产出，存在资源的浪费。反映到公式上，在等量劳动力的投入下，劳动力价格正向扭曲降低了要素投入的实际产出，为此会抑制农业生产技术效率。

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在过去市场分割背景下，我国重工轻农的发展战略将劳动力市场分割成了城乡二元结构，农业部门作为次级劳动力市场，农业经营比较收益远不如外出务工。为缓解生活压力，农民纷纷选择向城镇及非农部门转移[27]。而随着经济水平的发展，在劳动力从农业部门向非农部门转移的过程中，往往只有高人力资本的劳动力才会被其他部门吸纳，农业部门所留下的大多为老年人、女性及儿童，这也是农村人口空心化的重要原因。在农村劳动力缺失以及人力资本薄弱的情况下，除了利用资本购置机械化肥农药替代农业劳动力外，农业部门只有通过提高农业雇佣价格，才能进一步的吸引农业劳动力，因此可能造成农业劳动力价格正向扭曲，即农业雇佣价格有抬高的倾向。针对农业劳动力外流的情况，我国政府在考量农业部门的就业和生活环境后出台了一系列三农政策。自2004 年起，中国政府先后推出粮食直补、农资综合补贴、目标价格补贴等一系列补贴政策，以促进农业生产，增添农业部门的留存度。但是许多研究表明我国某些政策补贴是种“脱钩”性补贴，没有任何激励作用，或者影响极小[24,28]。也有学者指出政府对农业部门政策倾斜带来的转移性收入是造成劳动力价格偏移的一大因素[29]。这说明在农业政策制定方面，存在着部分不合理的政策，并没有真正解决农业劳动力外流的问题，最好的解释为工资性收入对农民增收的贡献率逐年上升，外出务工成为近年间提高农民总收入的主导力量[5]。因此农业经营性收入低下与部分不合理的政策性收入都可能会加剧农业劳动力雇佣成本上升，即劳动力价格正向扭曲，进而抑制农业生产技术效率。

综上所述，本文提出研究假说H2：农民收入会通过加剧劳动力价格扭曲途径抑制农业技术增效。

（三）农民收入、科技创新与农业生产技术效率

农业现代化的关键在于科技创新，即通过对种子、农药、肥料和机械的开发提高农业产量，改善要素投入结构促进农业生产技术效率[30]。农民增收可以从以下两方面激励科技创新：一是工资性收入带来的倒逼效应。工资性收入增加意味着农业劳动力向二三产业转移，而劳动力的流失可引起渐进累计的资本偏向性技术创新[31]。此外时间限制决定了农民必须在务农与务工之间权衡时间分配[32]，基于诱致性技术变迁理论，农民往往会增加机械要素投入替代劳动力运作[23]，倒逼农业生产提高技术效率，另外农户也会选择增加化肥农药等投入，节约管控时间。二是总收入带来的流动性约束缓解。农民总收入增加尤其是农资综合补贴、农机具购置补贴带来的收入上升，会进一步释放农户对农业科技的利用，其次资金也可用于农业科研投入，激励科技创新研发。

综上所述，本文提出研究假说H3：农民收入可通过激励科技创新途径促进农业技术增效。

由此可知，根据收入结构来源的不同，农民收入对农业生产技术效率有着差异化影响，增收能否促进增效主要取决于劳动力价格扭曲效应和科技创新效应的大小。为此，本文利用2004—2019 年省级面板数据，使用SFA 测算农业生产技术效率（TE），构建Tobit 技术效率方程分析农民收入对农业生产技术效率的影响，并使用劳动力价格扭曲与科技创新作为中介变量研究增收对农业技术增效的机制路径，最后再深层次探讨收入结构比例、收入增长阶段、地区差异的影响，为促进农民增收和农业高质量发展提供经验建议。

四、模型方法与数据来源

（一）随机前沿模型基本形式

现阶段效率测算主要分为参数法和非参数法，而以数据包络法（DEA）为主的非参数法无须设定模型基本形式，且未考虑随机误差的干扰，从而导致测算结果缺乏有效性。当前我国农业正处于经济转型、由量转质的非平稳阶段，个体时空的差异皆会导致样本数据的波动，在此，本文选择包含随机误差项的随机前沿分析（SFA）测算农业生产技术效率，结果更加稳健，模型基本形式为：

式（1）中，yit为第i省第t年农业的实际产出；f(·)表示生产函数；xit和β分别代表第i省第t年的投入变量和待估参数；vit随机扰动项假设服从正态分布vit～N(0,)，且与uit独立不相关；uit≥0，代表技术非效率项，假定服从截尾正态分布uit～N(0,)，用以反映省份i离效率前沿的距离。因此，当uit=0 时，it=f(xit,β)exp(vit)，此时农业到达最大产出前沿且具有随机性。假设非效率项uit随省份和时间变化，设立式（2）时变衰减模型，其中，Ti为省份时间跨度，可以使用最大似然估计法MLE检验是否为0，判断技术效率是否随时间而变。

当TEit=1时，即不存在技术非效率，为此可以通过计算，判断SFA 模型是否适合测算农业生产技术效率，δ越趋向1，代表技术非效率占扰动项比例越高，SFA模型越适用。

（二）基于SFA的生产函数设定

本文选取超越对数生产函数估计农业生产技术效率，相较于简单的C-D函数，超越对数生产函数可引入投入要素的交互项与平方项分析变弹性系数，能更有效地处理非平衡与异质类数据，拟合现实生产状况，模型具体形式如下：

其中，xjit与xkit代表第i省第t年投入的第j、k种要素，基于农业生产特征，在此选取五类投入变量：土地x1（耕地面积）、劳动力x2（第一产业就业人数）、机械x3（农机总动力）、化肥x4（化肥施用量）、农药x5（农药投入量），yit为农业产值。

（三）技术效率方程构建

考虑到针对此类归并数据，技术效率方程采用面板Tobit 模型更为合适，由于固定效应Tobit 无法找到个体异质性的充分统计量，即使加入类似于LSDV 法的虚拟变量以控制固定效应，所得的估计量也是不一致的[33]，为此选取随机效应Tobit 模型，具体形式为：

其中，核心解释变量wage表示农村居民家庭人均可支配收入，是农民向外务工赚取的工资性收入、农业耕种经营性收入、政策补贴等转移性收入之和。控制变量包括：老龄化程度（old）、农村文化水平（edu）、农业受灾率（disaster）、灌溉率（water）、农村开发力度（finance）和农业重要程度（agri）。其中，老龄化程度采用农村65 岁及以上人口的比值表示；由于农村劳动力教育程度统计数据截止至2012 年，本文采用乡镇文化站个数与第一产业就业人数之比替代农村文化水平；农业受灾率用受灾面积除以播种面积表示；灌溉率等于有效灌溉面积除以耕地面积；农村开发力度采用农村综合开发投入资金除以财政支出的比值表示；农业重要程度采用第一产业生产总值占三产业比值表示。

为分析农民收入对农业生产技术效率的影响路径，中介变量科技创新使用各省年末总专利授权数表示；要素价格扭曲程度反映要素边际产出与实际价格的偏差，需对（4）式中x2的求偏导得到劳动力边际产出值:

再利用边际产出除以实际价格求得劳动力价格扭曲程度distort=MPL/price。其中，实际价格用全国农业统一劳动日工价×365 替代。如果取值小于1，说明劳动应有产出小于所得收入，要素价格存在正向扭曲；反之取值大于1，要素价格存在负向扭曲。

（四）数据来源及说明

由于数据可得性限制，采用2004—2019 年31省农业生产面板数据，数据主要来源于EPS三农数据库、中国宏观经济数据库、中国财政税收数据库、中国国土资源数据库及中国科技数据库等，少量来源于《中国人口和就业统计年鉴》及各省统计年鉴，部分缺失值利用线性插值法补齐。考虑通货膨胀影响，农业总产值和农民收入分别按照农业生产指数和GDP 指数平减处理成2004 年基期不变价格。变量描述性统计分析见表1所示。

表1 描述性统计

五、农业生产技术效率及劳动力价格扭曲测度

（一）随机前沿结果分析

表2汇报了SFA超越对数生产函数回归结果。首先θ显著为正，说明技术非效率时变衰减模型的设定是合理的，即技术效率会随时间改变；其次δ=0.761，表示生产函数中76.1%的误差来自效率的损失，技术非效率项是构成合成扰动项的主要成分，也就是说使用SFA测算农业生产技术效率是可靠的。

表2 基于MLE的随机前沿生产函数回归结果

在五类投入要素中，除农药外其余四种产出弹性都显著通过T 检验：耕地面积产出弹性为负，与匡远配[1]的研究结果一致，可能的原因在于，城镇化进程推进和“退耕还林”政策导致农村耕地面积大量减少，而农户可通过农耕机械、化肥农药、良种的使用弥补土地资源的损失，提高复种比增加播种面积，进而造成耕地面积减少而农业总产值提高的相悖现象；第一产业就业人数产生弹性β2为正，说明在样本期内我国农业生产还是以劳动密集型为主，且随着农业劳动力向二三产业转移，农村剩余劳动力不断减少，局部劳动力供需失衡现象频繁发生，预示着刘易斯拐点逐渐显露[34]；机械投入产出弹性β3为负，揭示了我国农业机械化发展过程中仍存在短板：农业机械化主要分布于平原地区，且主要应用在三大主粮作物，丘陵地区及某些规模化程度较低的小品种作物难以推进[23]，仍需大量劳动力参与耕种，这也解释了第一产业就业人数产生弹性为β2正的原因。一味地投入农机总动力并不能有效地提高农业产值，正如徐建玲[35]以玉米为研究对象，得出农业机械化具有区域异质性,在东北平原和西北灌溉区农业机械化能提高单产效率增加总产量,而在丘陵地区农业机械化会抑制玉米单产，因此因地制宜投入要素才能发挥最大效用；化肥投入产出弹性β4为正，表明化肥对农业生产具有正效应，化肥通过提供营养成分改善种植环境，有效地提高了贫瘠土地的利用率，在农业生产中发挥了重要的作用。此外，通过交互项系数可以看出，要素间搭配组合对农业生产具有不同的效应，例如化肥与农药交互项系数β45为负，说明农药和化肥同时施用会掩盖化肥原有的促进作用，反而抑制农业产值提升。

（二）农业生产技术效率

图2描述了全国、东中西三地区测算的农业生产技术效率。样本期内全国平均农业生产技术效率仅为0.463。总体来看，农业生产技术效率逐年递增，由2004年0.354上升至2019年0.567，年平均增长4.01%，速度较为缓慢且技术效率损失严重，存在明显的提升空间。分地区看，东中西部走势具有高度协调性，环比增长率一直保持为正。但区域间生产技术效率发展极度不平衡，东部地区技术效率远高于中西两地；中部地区增长曲线与全国平均水平高度拟合且高于西部地区。区域资源禀赋是造成以上异质性的重要原因。东部地区以平原为主，土地肥沃，气候湿润，适合发展种植业，且东部经济增长较快，有利于农业技术研发，提高生产技术效率；中部地区虽居于承东启西的区位，且人力资源丰富，但人均资源占有量不多，生态环境极为脆弱；西部地区以高原为主，具有广阔的土地资源，但气候环境对农业种植造成了严重约束，经济落后也是农业发展的一大困扰，为此农业生产技术效率偏低。

图2 2004—2019年分地区农业生产技术效率

（三）农业劳动力价格扭曲

表3 评估了2004—2019 年全国各省农业劳动力价格扭曲程度，其中天津、内蒙古、宁夏、新疆、吉林、黑龙江6 个省份劳动力呈现负向扭曲，即以上地区平均农业劳动力价格并未达到应有的报酬；还有17 个省份价格扭曲程度为负数，即农业劳动力边际产出小于0，说明大部分地区仍存在农业劳动力过剩与要素资源不匹配的情况，需加大力度提高资源配置效率。无论东中西部还是全国，平均价格扭曲指数都小于1，表明样本期内农业劳动力边际产出小于劳动力价格，即应有产出小于所得收入，符合前文理论分析，即劳动力外流获取的工资性收入与不合理的农业政策性扶持抬高了劳动力价格，整体存在正向扭曲。

表3 全国农业劳动力价格扭曲测算结果

六、农民收入对农业生产技术效率的影响

（一）基准回归

农民收入对农业生产技术效率影响的基本回归结果详见表4。表4中列（1）和列（2）中展示的是面板Tobit随机效应模型，经LR检验认为存在个体效应，故拒绝混合Tobit 回归，采用Tobit 随机效应更为合适。回归结果显示，农民收入整体上对农业生产技术效率起促进作用，在加入收入平方项后，农民收入一次项系数为负，平方项系数为正，且均在1%水平上显著，这说明农民收入和农业生产技术效率之间的确存在非线性关系。当农民增收时，技术效率先下降后上升，表现为一条“U 型”曲线，假设1 成立。同时为检验回归结果的稳健性，表4中列（3）和列（4）分别使用广义线性回归、固定效应进行验证，结果显示农民收入与农业生产技术效率之间的“U”型曲线关系仍然存在。

表4 农民收入对农业生产技术效率影响的基准回归

表4 中列（2）和列（4）控制变量的显著性水平与影响方向基本一致。农村人口老龄化回归系数显著为正，可促进农业技术增效。而一般认为，老龄化程度加深会重置农村人口结构，整体上降低农业劳动力体能素质，抑制农业生产。但这并不是必然的，有研究发现，农村人口老龄化可倒逼农业新型生产技术人员流入，积累人力资本进而促进农业全要素生产率提升[36]。此外从上文分析可知，我国农业机械化进程存在巨大短板，丘陵等地势复杂区域难以实现机耕—人力替代，规模化、产业化发展明显滞后于平原地区，为此老农的丰富经验在小规模种植中显得尤为重要，老龄化程度加剧也可能在整体上促进农业生产技术效率。农村文化程度和灌溉率回归系数显著为正，说明增加农村文化教育、提高灌溉水平对农业产出具有积极作用。“去农村化”是农业发展中面临的严峻问题，农村作为国民之基，对其开发并不仅仅是缩减农村的内部配置，也不是简单地将农村变为城市，而是要将农村建设成农业现代化生产基地，从农村开发力度回归系数显著为负来看，我国农村开发进程正偏离这一轨迹，已对农业生产技术效率产生了严重的负向影响。

（二）路径中介分析

通过理论分析可知劳动力价格扭曲效应和科技创新效应是影响农民增收对农业技术增效的两条路径，接下来利用中介模型进行检验。常用的逐步回归法在中介效应较弱的时候难以检测出显著性，可能会错过实际存在的中介效应，在此使用更稳健的Sobel Test 法与Bootstrap 法进行回归，具体结果见表5。

表5 基于劳动力价格扭曲及科技创新的中介效应

表5中列（1）至列（5）展示的是Sobel 检验三阶段回归结果。列（2）中农民收入对价格扭曲的回归系数显著为正，结合测算的价格扭曲程度主要为负数，说明农民增收会加剧农业劳动力价格正向扭曲。可能的原因在于，外出务工比较收益大于农业经营，工资性收入逐渐成为农民增收的主要来源，劳动力不断外流使得农业劳动力雇佣成本上升，再加上一系列不合理的政策性补贴进一步扩大了劳动力扭曲程度。列（3）中价格扭曲对农业生产技术效率的回归系数显著为负，即价格扭曲会抑制农业技术增效。系数相乘得到价格扭曲的间接效应为-0.009，经Sobel 检验P 值小于0.05，代表价格扭曲的确在农民收入与农业生产技术效率间存在机制作用，假说H2成立，即农民收入增加一定程度上会加剧劳动力价格扭曲进而抑制农业生产技术效率的提升。列（4）中农民收入与科技创新的回归系数显著为正，说明农民收入增加会激励科技创新。劳动力外出务工获取工资性收入的同时并不会完全抛弃原有的农业运作，大部分农民处于一种半工半农的状态，为弥补务工时花费的时间及劳动力，他们会引入更多的要素投入，如化肥、农药和机械，最终可引起渐进累计的资本偏向性技术创新。此外资金是科技创新的血液，工资性收入、农业收入、政策性补贴的增加会给农业部门带来巨大的流动性约束缓解，促进农业科研投入。列（5）中科技创新对农业生产技术效率的影响显著为正，科技作为第一生产力，科技创新会直接促进农业技术增效，两者系数相乘得到科技创新的间接效应为0.025，经Sobel 检验P 值小于0.05，说明农民增收可通过激励科技创新这一路径促进农业技术增效，假说H3成立。Bootstrap方法中得到的间接效应系数与SobelTest 一致，且P、BC、Bca 检验的置信区间都不包含0，说明价格扭曲与科技创新的中介效应的确存在，稳健性得到保证。

（三）收入增长阶段分析

前文已知增收与农业技术增效间存在“U”型非线性关系，即农民收入对农业生产技术效率的影响是先抑制后促进。为进一步考察收入增长期农民收入对农业生产技术效率的整体影响趋势，在此将基准回归中的收入平方项剔除，并将收入增长期划分为以下三阶段，三时段回归结果详见表6。（1）2004—2007 年收入增长前期。2004 年沿海地区“民工荒”现象导致大量农村剩余劳动力向非农产业转移，劳动力收入在短期内激增，此外国家颁布的《关于促进农民增加收入若干政策的意见》进一步加快了农民减负增收的改革进程。此期间农民收入对农业生产技术效率的回归系数不显著但为负，在收入增长前期劳动力价格扭曲效应强于科技创新效应，收入激增带来的劳动力资源配置紊乱难以在短期内利用科技创新弥补。（2）2008—2011 年收入增长中期。此阶段中农业技术在广度层面上普及，机械技术和化学技术的引入进一步促进了农民增收，科技创新效应逐渐明显。回归结果显示2008—2011 年收入增长中期农民收入回归系数为0.170，显著为正，说明随着科技创新的发展，劳动力价格扭曲效应逐渐劣势，农民收入对农业生产技术效率的影响由抑制转为促进。（3）2012—2019 年收入增长后期。原农业部于2013 年初公布的《关于促进企业开展农业科技创新的意见》将农业技术研究从广度转入深度层面，重点关注农业短板补缺，科技创新效应在收入增长后期愈发明显，对农业生产技术效率的推动也更为显著。在2012—2019年收入增长后期，农民收入回归系数为0.272，大于收入增长前期，表明科技创新效应的作用愈发明显，鼓励科技创新是当前提升农业生产技术效率的有效途径。

表6 收入增长期分段回归

（四）地区异质性分析

在农业生产技术效率测算中，呈现东部、中部、西部阶梯排序，因此，农民增收对农业技术增效很可能存在地区差异。分地区回归结果如表7所示。在不加入平方项的情况下，三个地区农民收入整体上都对农业生产技术效率起促进作用，但促进效果东部大于中西部。加入平方项后，东部地区农民收入与农业生产技术效率之间仍存在“U”型非线性关系，和全国整体回归结果一致；而中西两部地区表现为倒“U”型，即农民收入增加先会促进农业技术增效再而抑制。以上结果说明东部地区农业耕作是影响全国平均水平的主要原因，而中西部地区在农民总收入增长后期更需注重劳动力价格扭曲问题，以防阻碍农业生产技术效率提升。

表7 地区异质性分析

（五）稳健性分析

本文将农民总收入中的财产性收入剔除，对以上模型重新进行回归，得到的结果均稳健。又考虑到农民收入与农业技术增效间可能存在双向因果关系，具有潜在的内生性问题，将解释变量和控制变量全部滞后一期重新回归。回归结果如表8 所示，农民收入与农业技术效率间仍表现为“U型”曲线关系，结果仍然稳健。

表8 稳健性检验

七、结论与建议

本文采用2004—2019 年农业省级面板数据，测算了农业生产技术效率，通过理论与实证分析，从收入结构视角分析了农民增收对农业技术增效的影响，并论证了劳动力价格扭曲和科技创新两条影响路径。研究发现：中国农业生产技术效率保持逐年上升趋势，但样本期内平均效率仅有0.463，存在严重的效率损失，且地区间发展不平衡，东部地区农业生产技术效率明显高于中西部及全国平均水平，在要素投入中耕地面积、机械投入产出弹性为负，农业劳动力、化肥产出弹性为正；农民收入与农业生产技术效率间呈现“U”型曲线关系；全国平均农业劳动力价格扭曲系数为0.236，整体表现为正向扭曲，农民增收可加剧劳动力价格扭曲进而抑制农业技术增效，同时也可通过激励科技创新促进农业技术增效，为此劳动力价格扭曲效应与科技创新效应的大小决定了农民收入对农业生产技术效率的最终影响；在收入增长前期，劳动力价格扭曲效应小于科技创新效应，农民增收会抑制农业技术增效，而到收入增长中后期，劳动力价格扭曲效应逐渐减弱，农民收入对农业生产技术效率的影响由负转正并不断增强；区域间存在异质性，东部地区农民收入与农业技术效率间的关系和全国总体一致，且影响效果大于中西部。以上结论对于实现全国农业现代化发展，由量向质转变提供了有力的经验证据。

基于上述研究结果，提出以下建议：第一，因地制宜开展农业耕作，农业生产技术效率与地区资源禀赋相关，应充分考虑地区资源环境、资本、劳动力等因素的差异，合理分配种植结构；在丘陵及地势复杂地区需弥补机械化短板，大力推进中小型农机应用。第二，劳动力价格扭曲会使劳动力资源偏离最优配置，影响农业生产，为此需要从根本上消除造成农业劳动力价格扭曲的不合理因素。解决二三产业打压农业部门、市场分割造成的负向扭曲，以及合理保留政府支农补贴带来的正向扭曲，总而言之要缓解要素价格扭曲优化劳动力资源配置，加速推进农村剩余劳动力转移，促进三产融合，同时设立合理的政策补贴以保障农业生产积极性；农业要素间存在交互作用，合理搭配最大化利用资源。第三，促进农业技术人才培养，加大农业技术创新研发力度，坚持科技是第一生产力，人才是第一资源的理念，以促进农业生产技术效率提升。