李莉萍　王鵬程

摘 要： 【目的/意義】農(nóng)業(yè)機(jī)械化是促進(jìn)農(nóng)民增收的重要方式，農(nóng)民增收是縮小城鄉(xiāng)收入差距的重要途徑，而縮小城鄉(xiāng)收入差距是實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要路徑?！痉椒?過程】選取 2004—2020 年中國 31 個省份的面板數(shù)據(jù)建立固定效應(yīng)面板回歸模型，深入分析農(nóng)業(yè)機(jī)械化對農(nóng)民增收以及城鄉(xiāng)收入差距間的影響作用?！窘Y(jié)果/結(jié)論】從全國來看，提高農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平對促進(jìn)農(nóng)民增收及減緩城鄉(xiāng)收入差距具有積極作用。分地區(qū)看，農(nóng)業(yè)機(jī)械化對東、中、西部三大地區(qū)作用效果不同，其中對中、西部地區(qū)提高農(nóng)民收入及縮小城鄉(xiāng)收入差距有積極作用，且對西部地區(qū)的效果較為顯著；在東部地區(qū)，農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展會減少農(nóng)民收入而加大城鄉(xiāng)收入差距。最后，對如何提高農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平提出合理建議，以提高農(nóng)民收入進(jìn)而縮小城鄉(xiāng)收入差距。

關(guān)鍵詞： 農(nóng)業(yè)機(jī)械化；農(nóng)民收入；城鄉(xiāng)收入差距；固定效應(yīng)

中圖分類號： F327；F323.3 文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A 文章編號： 1673 5617 （2023） 02 0071 08

在全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的背景下，城鄉(xiāng)收入分配問題已成為我國重點關(guān)注的民生話題。習(xí)近平總書記在黨的二十大報告中提出“全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興，實現(xiàn)全體人民共同富裕”。而如何縮小城鄉(xiāng)收入差距是實現(xiàn)人民共同富裕的重點問題之一。改革開放以來，經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，人們的收入顯著提升，生活水平不斷提高。據(jù)統(tǒng)計，2021 年全國居民人均可支配收入35128 元，比 2012 年增加了 18618 元；2021 年城鄉(xiāng)人均可支配收入之比為 2.50，比 2012 年下降 0.38，即在過去 10 年，我國農(nóng)民收入逐漸提升，城鄉(xiāng)居民收入相對差距持續(xù)縮小。雖說目前城鄉(xiāng)收入差距是縮小的，但城鎮(zhèn)居民收入水平明顯高于農(nóng)村，即我國城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡問題依然嚴(yán)峻，這對于目前實現(xiàn)共同富裕目標(biāo)依舊有很長的距離。要解決城鄉(xiāng)之間發(fā)展不均衡不充分的問題，需縮小城鄉(xiāng)收入差距；要實現(xiàn)這一目標(biāo)，須從影響城鄉(xiāng)收入差距的因素出發(fā)。因此，研究影響城鄉(xiāng)收入差距的原因及促進(jìn)農(nóng)民增收的路徑顯得尤為重要。農(nóng)業(yè)機(jī)械化是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化水平的標(biāo)志，對農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要意義。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中農(nóng)業(yè)機(jī)械的應(yīng)用能夠提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，節(jié)省生產(chǎn)成本，增加產(chǎn)出；農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的提高對于釋放農(nóng)村勞動力，有效提高農(nóng)民收入以及縮小城鄉(xiāng)差距具有重要作用[1]。

1 文獻(xiàn)綜述

隨著我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，縮小城鄉(xiāng)收入差距已成為我國實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的關(guān)鍵所在，我國學(xué)者已對該領(lǐng)域的相關(guān)問題做出不少探討。從已有文獻(xiàn)看，大多學(xué)者主要從基礎(chǔ)設(shè)施[2 8]、稅收政策[9 12]、財政支出”[13 16]、人力資本[17 21]、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)[22 24]、農(nóng)村金融[25 26]、戶籍制度[27 30]、城鎮(zhèn)化[31 34] 等方面去研究和分析影響城鄉(xiāng)收入差距的因素和作用機(jī)理，從“二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)”的角度直接或間接地去分析影響城鄉(xiāng)收入的因素；而少有學(xué)者直接從“鄉(xiāng)”的角度去分析其影響因素。黃祖輝等[35] 的研究表明，城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大對農(nóng)村地區(qū)的未來發(fā)展起著消極的影響。農(nóng)民作為“鄉(xiāng)村”的主體組成部分，實現(xiàn)農(nóng)民增收是縮小城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)鍵。農(nóng)業(yè)機(jī)械化是直接促進(jìn)農(nóng)民增收的重要方式，李谷成等[36] 通過研究農(nóng)業(yè)機(jī)械化、勞動力轉(zhuǎn)移與農(nóng)民收入增長之間的關(guān)系，得出農(nóng)業(yè)機(jī)械化可以直接提高農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入，也可作用于勞動力轉(zhuǎn)移間接促進(jìn)農(nóng)民非農(nóng)收入；陳濤等[37] 通過研究在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)中農(nóng)業(yè)機(jī)械化對農(nóng)民增收的影響，研究可得農(nóng)業(yè)機(jī)械化主要作用于勞動力轉(zhuǎn)移和提高農(nóng)產(chǎn)品價格來促進(jìn)農(nóng)民增收；陳林生等[38] 得出農(nóng)業(yè)機(jī)械化對農(nóng)民可支配收入、工資性收入和家庭經(jīng)營性收入等具有正向的促進(jìn)作用。即諸多學(xué)者已驗證農(nóng)業(yè)機(jī)械化對提高農(nóng)民收入起著積極的作用，但對農(nóng)業(yè)機(jī)械化與城鄉(xiāng)收入差距之間的影響研究缺乏，且對二者關(guān)系持有不同態(tài)度。有學(xué)者認(rèn)為農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展對縮小城鄉(xiāng)收入差距具有顯著作用[39]；也有學(xué)者認(rèn)為農(nóng)業(yè)機(jī)械化的投入并不能縮小城鄉(xiāng)收入差距[40]；還有學(xué)者認(rèn)為農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展在短時間內(nèi)會加大城鄉(xiāng)收入差距，但較長時間內(nèi)可以縮小城鄉(xiāng)收入差距[41]。

縱觀已有研究，學(xué)者們從不同角度分析城鄉(xiāng)收入差距的影響因素，大多學(xué)者基于“城”的角度分析城鄉(xiāng)收入差距的影響因素，而引起城鄉(xiāng)收入差距最直接的因素是城鎮(zhèn)居民收入增長速度快于農(nóng)村居民，且農(nóng)村居民收入增長速度較緩慢；縮小城鄉(xiāng)收入差距最直接的方式是提高農(nóng)民收入，即需從“鄉(xiāng)”的角度研究縮小城鄉(xiāng)收入差距的因素。盡管農(nóng)業(yè)機(jī)械化能夠提高農(nóng)民收入的觀點已成為學(xué)術(shù)界共識，但對農(nóng)業(yè)機(jī)械化與城鄉(xiāng)收入差距二者關(guān)系存在不同觀點，且鮮有學(xué)者研究農(nóng)業(yè)機(jī)械化在提高農(nóng)民收入的同時對城鄉(xiāng)收入差距有何影響以及兩者之間的關(guān)系。因此，本文研究農(nóng)業(yè)機(jī)械化在促進(jìn)農(nóng)民增收的同時對城鄉(xiāng)收入差距的影響作用具有一定的現(xiàn)實意義和理論意義。

2 模型與數(shù)據(jù)

2.1 模型設(shè)定

雙向固定效應(yīng)模型既包含“個體效應(yīng)”又包含“時間效應(yīng)”的模型。為研究農(nóng)業(yè)機(jī)械化對農(nóng)民收入及城鄉(xiāng)收入差距的影響，本文選取中國 31 個省份 2004 2020 年的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，平衡的短面板數(shù)據(jù)一般選擇固定效應(yīng)模型。不同省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r特征不同，可能存在不隨時間而變的“個體效應(yīng)”，也可能存在不隨個體特性所變化的“時間效應(yīng)”。針對該問題，嘗試構(gòu)建農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平對農(nóng)民收入及城鄉(xiāng)收入差距的雙固定效應(yīng)模型，以下為實證計量模型。模型 1：本文研究的城鄉(xiāng)差距主要從“鄉(xiāng)”的角度進(jìn)行分析，首先研究農(nóng)業(yè)機(jī)械化對農(nóng)民收入的直接效應(yīng)，即建立農(nóng)業(yè)機(jī)械化對農(nóng)民收入影響的回歸模型：

模型 2：為研究農(nóng)業(yè)機(jī)械化與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系，同時驗證模型的穩(wěn)健性，即建立農(nóng)業(yè)機(jī)械化對城鄉(xiāng)收入差距影響的回歸模型。

式中： 表示省份， 表示年份， 和 分別表示農(nóng)民收入和城鄉(xiāng)收入差距， 和 為常數(shù)項，表示農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平， 表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)， 表示開放程度， 表示政府投入， 表示財政農(nóng)業(yè)支出， 表示財政教育支出， 表示科技創(chuàng)新水平；分別代表各變量對農(nóng)民收入邊際效應(yīng)， 分別代表各變量對城鄉(xiāng)收入差距的邊際效應(yīng)， 表示各地區(qū)農(nóng)業(yè)機(jī)械化對農(nóng)民收入以及城鄉(xiāng)收入差距的個體固定效應(yīng)， 表示各地區(qū)農(nóng)業(yè)機(jī)械化對農(nóng)民收入以及城鄉(xiāng)收入差距的時間固定效應(yīng)， 表示隨機(jī)擾動項。

2.2? 變量選擇

被解釋變量：由于本文主要是從“鄉(xiāng)”的角度研究農(nóng)業(yè)機(jī)械化對農(nóng)民收入及城鄉(xiāng)收入差距的影響，即以農(nóng)民收入為被解釋變量 1，用農(nóng)村居民人均可支配收入表示，記為 inc，研究農(nóng)業(yè)機(jī)械化對農(nóng)民收入的直接效應(yīng)；同時為了探究農(nóng)業(yè)機(jī)械化對城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)，選取城鄉(xiāng)收入差距為被解釋變量 2，用城鄉(xiāng)居民人均可支配收入表示，記為 incr。最后將 2種效應(yīng)模型的實證結(jié)果進(jìn)行比較，驗證回歸結(jié)果的準(zhǔn)確性與實證結(jié)果的穩(wěn)健性。

核心解釋變量：農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平作為本文的核心解釋變量，以平均每公頃播種面積的農(nóng)業(yè)機(jī)械動力（kW/hm2）表示，利用農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力與農(nóng)業(yè)總播種面積比值計算，記為 mc。

控制變量：參考已有文獻(xiàn)[42]，本文選取 6 個控制變量。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，用二三產(chǎn)業(yè)的 GDP 之和（億元）與 GDP 總量（億元）的比值表示，記為 is；對外開放程度，用對外進(jìn)出口總額（億元）與 GDP 總量（億元）的比值表示，記為 open，其中將其對外貿(mào)易總出口額根據(jù)同期的平均美元匯率折算成人民幣數(shù)額進(jìn)行計算；政府投入，用地方財政一般公共預(yù)算支出（億元）與 GDP 總值（億元）的比值表示，記為 gov；財政農(nóng)業(yè)支出，用地方農(nóng)林水事務(wù)財政支出（億元）與一般公共預(yù)算支出（億元）的比值表示，記為 fa；財政教育支出，用教育財政支出（億元）與一般公共預(yù)算支出（億元）的比值表示，記為 fee；科技創(chuàng)新水平，用國內(nèi)專利申請授權(quán)數(shù)（項）表示，記為 ti。

2.3? 數(shù)據(jù)來源

本文選取的中國除港澳臺外的31個省份2004 2020 年期間的指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局官網(wǎng)、《中國統(tǒng)計年鑒》（2005 2021 年）及各?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）的統(tǒng)計年鑒等。少量缺失值采用平均值替代法與線性插值法進(jìn)行補(bǔ)全，為消除異方差問題增加數(shù)據(jù)平滑性，對所有變量進(jìn)行取對數(shù)處理和縮尾處理。各變量描述性統(tǒng)計如表 1 所示。

3? 實證結(jié)果與分析

3.1 模型的確定首先進(jìn)行 OLS 混合回歸，用 Stata 17 檢驗?zāi)Ｐ褪欠翊嬖趪?yán)重的多重共線性，經(jīng)過驗證各個指標(biāo)的 VIF 小于 5，即該模型不存在嚴(yán)重的多重共線性。

為確定模型是采用固定效用模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，運用 Stata 17.0 軟件對隨機(jī)模型和固定模型進(jìn)行Hausman 檢驗。如表 2 所示，農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平（mc）對農(nóng)民收入（inc）檢驗結(jié)果的 P 值小于 0.05；農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平（mc）對城鄉(xiāng)收入差距（incr）檢驗結(jié)果的 P 值小于 0.05，表明農(nóng)業(yè)機(jī)械化對二者均具有強(qiáng)顯著性，故強(qiáng)烈拒絕隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)，選擇固定效應(yīng)回歸模型。

為檢驗該模型是否存在時間效應(yīng)，加入年度時間虛擬變量再進(jìn)行固定效應(yīng)回歸檢驗，通過對回歸的顯著性進(jìn)行判斷，時間虛擬變量較多，因此表中只展示核心解釋變量與控制變量對被解釋變量的回歸結(jié)果，雙固定回歸中的時間虛擬變量大部分是顯著的，即存在時間效應(yīng)。表 3 表示 OLS 混合回歸、固定效應(yīng)回歸以及雙固定效應(yīng)回歸結(jié)果，雙固定效應(yīng)回歸結(jié)果中核心解釋變量對被解釋變量的 F 檢驗所對應(yīng)的 P 值都為 0，農(nóng)業(yè)機(jī)械化對農(nóng)民收入的擬合優(yōu)度系數(shù) R2 為0.828，農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平（mc）對城鄉(xiāng)收入差距（incr）的擬合優(yōu)度系數(shù) R2為 0.995。擬合優(yōu)度均強(qiáng)于固定效應(yīng)模型與混合回歸模型，故本文選擇建立帶年度時間虛擬變量的雙固定效應(yīng)模型是合理的。

3.2? 模型結(jié)果分析

由上述結(jié)果可知，本文選擇雙固定效應(yīng)模型。由表 3 可知：核心解釋變量農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平（mc）對被解釋變量農(nóng)民收入（inc）的回歸系數(shù)為正數(shù)，且在 1% 的顯著性水平下顯著，說明農(nóng)業(yè)機(jī)械化對農(nóng)民增收具有顯著的促進(jìn)作用；農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平（mc）對農(nóng)民收入（inc）的系數(shù)為 0.07，在其他條件不變的前提下，農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平（mc）每提高 1%，相應(yīng)的農(nóng)民收入（inc）會增加 0.07%，即農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的提高能促進(jìn)農(nóng)民增收。可能原因有：（1）農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平提高是農(nóng)業(yè)資本要素代替勞動力要素的過程，即減少勞動力要素投入，增加農(nóng)業(yè)資本要素投入，提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出效率，進(jìn)而提高農(nóng)民經(jīng)營性收入；（2）農(nóng)業(yè)機(jī)械設(shè)備大量運用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，投入勞動力要素減少，釋放出一部分農(nóng)業(yè)部門勞動力從事非農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)，增加農(nóng)戶非經(jīng)營性收入，而提高農(nóng)民收入[36， 43]。由控制變量回歸結(jié)果知，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（is）對農(nóng)民收入（inc）的系數(shù)為正（0.309），在 1% 顯著性水平下顯著，表明二三產(chǎn)業(yè)占比對農(nóng)民收入促進(jìn)作用呈正相關(guān)，可能因為二三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展帶動農(nóng)民從事非農(nóng)生產(chǎn)而增加農(nóng)民的非農(nóng)收入；開放程度（open）對農(nóng)民收入（inc）系數(shù)為正（0.019），在 1% 顯著性水平下顯著，對外開放程度每提升 1% 農(nóng)民收入（inc）提升 0.019%，可能是對外開放程度提升會增加農(nóng)民在非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的就業(yè)機(jī)會而提高農(nóng)民收入；科技創(chuàng)新水平（ti）對農(nóng)民收入（inc）的系數(shù)為正（0.042），在 1% 顯著性水平下顯著，科技水平每提升 1% 促進(jìn)農(nóng)民增收 0.042%，可能是科技水平提升為農(nóng)業(yè)提供了更多機(jī)械化智能化設(shè)備應(yīng)用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，減少農(nóng)業(yè)投入而增加農(nóng)民收入；政府投入（gov）和財政教育支出（fee）對農(nóng)民收入（inc）的系數(shù)為正，但促進(jìn)效應(yīng)不顯著，說明政府參與以及財政教育支出在一定程度上能促進(jìn)農(nóng)民收入的提高；財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)民收入（inc）的系數(shù)為負(fù)（－0.012），但抑制作用不明顯，可能的原因是地方財政農(nóng)業(yè)支出的資金投入比例不協(xié)調(diào)，對于農(nóng)業(yè)中農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)性建設(shè)、農(nóng)業(yè)項目投入以及農(nóng)業(yè)科技等實質(zhì)建設(shè)性的資金投入比重較低。

表 3 中核心解釋變量農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平（mc）對被解釋變量城鄉(xiāng)收入差距（incr）的回歸系數(shù)為負(fù)，在 1% 的顯著性水平下顯著，說明農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平（mc）對城鄉(xiāng)收入差距（incr）具有減緩作用。農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平（mc）對城鄉(xiāng)收入差距（incr）的系數(shù)為－0.049，其他條件不變的前提下，農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平（mc）每提高 1%，相應(yīng)的城鄉(xiāng)收入差距（incr）會減少 0.049%，故農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的提升會縮小城鄉(xiāng)收入差距?？赡芙忉層校海?）農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度提高意味著農(nóng)業(yè)部門中資本要素的投入增加，勞動要素投入減少，資本和勞動兩要素在農(nóng)業(yè)部門中相互轉(zhuǎn)化，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率增加而提高農(nóng)民生產(chǎn)收入；（2）隨著農(nóng)業(yè)機(jī)械化廣泛應(yīng)用，一些資本要素從非農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)移到農(nóng)業(yè)部門，兩部門中資本和勞動要素投入結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化而提高農(nóng)民收入水平，農(nóng)業(yè)部門、非農(nóng)部門的要素結(jié)構(gòu)優(yōu)化均能提高農(nóng)民收入，進(jìn)而縮小城鄉(xiāng)收入差距[39， 44]。由控制變量回歸結(jié)果可知，對外開放程度（open）對城鄉(xiāng)收入差距（incr）系數(shù)為負(fù)（－0.037），說明在 1% 顯著性水平下對外開放程度提升對城鄉(xiāng)收入差距有明顯的減緩作用，可能是對外開放程度提升為農(nóng)民提供了更多的就業(yè)機(jī)會而增加農(nóng)民的非農(nóng)收入，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距；政府投入（gov）對城鄉(xiāng)收入差距（incr）的系數(shù)為負(fù)（－0.057），說明在 1% 顯著性水平下政府參與對城鄉(xiāng)收入差距具有明顯的減緩作用。可能是政府參與為農(nóng)戶提供更多農(nóng)業(yè)上的支持，以及為農(nóng)戶提供更多在非農(nóng)部門的生產(chǎn)機(jī)會，讓農(nóng)村勞動力在城市發(fā)展，進(jìn)而縮小城鄉(xiāng)收入差距；科技創(chuàng)新水平（it）對城鄉(xiāng)收入差距（incr）的系數(shù)為負(fù)（－0.01），在 10%顯著性水平下有抑制作用，說明科技水平提升會減緩城鄉(xiāng)收入差距；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（is）、財政農(nóng)業(yè)支出（fa）和財政教育支出（fee）對城鄉(xiāng)收入差距（incr）的系數(shù)為正，但促進(jìn)效應(yīng)不顯著，說明二三產(chǎn)業(yè)占比越高、財政農(nóng)業(yè)以及財政教育支出的增加在一定程度上會加大城鄉(xiāng)收入差距。

3.3??? 穩(wěn)健性檢驗

由表 3 回歸結(jié)果可知，OLS 回歸結(jié)果、固定效應(yīng)回歸結(jié)果以及雙固定效應(yīng)回歸結(jié)果中核心解釋變量農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平（mc）對被解釋變量農(nóng)民收入（inc）都具有顯著的正向效應(yīng)，即 3 種回歸模型都驗證出農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平（mc）能夠促進(jìn)農(nóng)民增收的結(jié)論；相對應(yīng)的回歸結(jié)果中核心解釋變量農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平（mc）對被解釋變量城鄉(xiāng)收入差距（incr）都有顯著的負(fù)向效應(yīng)，即 3 種回歸模型都驗證出農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平（mc）對城鄉(xiāng)收入差距（incr）具有減緩作用的結(jié)論。經(jīng)過更換模型進(jìn)行多次回歸得出的回歸系數(shù)和作用方向趨于一致，故可證明本文所采用雙固定效應(yīng)模型估計出的結(jié)果是穩(wěn)健的。

4 異質(zhì)性檢驗

每個地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r在地理、社會、經(jīng)濟(jì)環(huán)境的影響下會具有較強(qiáng)的區(qū)域性，故各地區(qū)的農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展水平、農(nóng)民收入和城鄉(xiāng)居民收入差距會存在一定程度的異質(zhì)性特點。為驗證模型與結(jié)果的平穩(wěn)性，根據(jù)國家統(tǒng)計局的劃分標(biāo)準(zhǔn)將我國 31 個省份劃分為東部地區(qū)（北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南）、中部地區(qū)（山西、內(nèi)蒙、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南）、西部地區(qū)（廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆）三大地區(qū)，分地區(qū)進(jìn)行區(qū)域異質(zhì)性檢驗。

對農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平（mc）、農(nóng)民收入（inc）與城鄉(xiāng)收入差距（incr）影響的區(qū)域異質(zhì)性進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表 4 所示。三大地區(qū)回歸擬合優(yōu)度均在 0.82 以上，說明本文所選的解釋變量農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平（mc）能較好地解釋農(nóng)民收入（inc）以及城鄉(xiāng)收入差距（incr）間的關(guān)系。

由表 4 可知，三大地區(qū)的核心解釋變量農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平（mc）對農(nóng)民收入（inc）的系數(shù)均具有很強(qiáng)的顯著性，中部和西部地區(qū)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平系數(shù)分別為 0.05 和 0.095，均在 1% 顯著性水平下顯著，表明在中部和西部地區(qū)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平發(fā)展能提升農(nóng)民收入，且農(nóng)業(yè)機(jī)械化對西部地區(qū)農(nóng)民收入促進(jìn)效果更為明顯，再次證明了上文中農(nóng)業(yè)機(jī)械化能夠促進(jìn)農(nóng)民增收的結(jié)論；東部地區(qū)核心解釋變量農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平（mc）的系數(shù)為負(fù)（－0.037），說明對于東部地區(qū)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平對農(nóng)民收入具有負(fù)向效應(yīng)，會減少農(nóng)民收入。這可能是因為東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為迅速，東部地區(qū)農(nóng)業(yè)相比較中、西部地區(qū)發(fā)展較快，農(nóng)業(yè)機(jī)械化早已普遍運用廣泛，且由于工業(yè)化和城市化占用了大量的耕地，導(dǎo)致東部地區(qū)的耕地面積在減少，耕地細(xì)碎化程度較高，現(xiàn)農(nóng)民收入增加主要以非農(nóng)生產(chǎn)為主，即提高農(nóng)業(yè)機(jī)械化只會增加農(nóng)民對機(jī)械設(shè)備成本投入，因此農(nóng)業(yè)機(jī)械化的提高會減少農(nóng)民收入。

東、中、西部地區(qū)中核心解釋變量農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平（mc）對被解釋變量城鄉(xiāng)收入差距（incr）均通過顯著性水平檢驗，中部和西部地區(qū)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平系數(shù)分別為－0.028 和－0.115，即農(nóng)業(yè)機(jī)械化對中、西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的縮小作用，其中農(nóng)業(yè)機(jī)械化對西部地區(qū)減緩城鄉(xiāng)收入差距作用更為明顯，再次證明上文中農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展對縮小城鄉(xiāng)收入差距具有積極作用的結(jié)論；東部地區(qū)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平（mc）對城鄉(xiāng)收入差距（incr）差距的系數(shù)為正（0.039），即農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展會加大東部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，這與表 4 中東部地區(qū)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的提高能減少農(nóng)民收入結(jié)論效應(yīng)一致。這可能是由于東部地區(qū)二三產(chǎn)業(yè)較中西部地區(qū)發(fā)展迅速，東部地區(qū)城市整體經(jīng)濟(jì)化、機(jī)械化程度較高，而出現(xiàn)邊際效應(yīng)；又因耕地細(xì)碎化較嚴(yán)重，故農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平提高會加大農(nóng)民成本投入而加劇城鄉(xiāng)收入的差距。

5 結(jié)論和建議

5.1? 結(jié)論

（1）由全國整體回歸看，核心解釋變量農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平（mc）對農(nóng)民收入（inc）呈現(xiàn)正效應(yīng)，對城鄉(xiāng)收入差距（incr）呈現(xiàn)負(fù)效應(yīng)，即農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的提升對促進(jìn)農(nóng)民增收及縮小城鄉(xiāng)收入有積極作用；其中二三產(chǎn)業(yè)占比越高、開放程度以及科技創(chuàng)新水平的提高對增加農(nóng)民收入有顯著作用；對外開放程度提升、政府的積極參與以及科技創(chuàng)新水平提高對城鄉(xiāng)收入差距有明顯的減緩作用。（2）不同地區(qū)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平存在地域差異，由異質(zhì)性回歸結(jié)果可知，中部和西部地區(qū)農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展水平的提高具有增加農(nóng)民收入、減緩城鄉(xiāng)收入差距的作用，其中西部地區(qū)農(nóng)業(yè)機(jī)械化對促進(jìn)農(nóng)民增收及減緩城鄉(xiāng)收入差距的效果更為顯著。對東部地區(qū)而言，農(nóng)業(yè)機(jī)械化對農(nóng)民收入呈現(xiàn)負(fù)效應(yīng)，對城鄉(xiāng)收入差距具有正效應(yīng)，即農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的提升對農(nóng)民收入具有減少作用，對城鄉(xiāng)收入差距有加大作用。

5.2 建議

通過以上結(jié)果分析可以看出，農(nóng)業(yè)機(jī)械化對促進(jìn)農(nóng)戶增收、縮小城鄉(xiāng)收入差距具有積極作用。為進(jìn)一步推動我國農(nóng)業(yè)機(jī)械化的發(fā)展而實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興，提出以下建議：（1）由于農(nóng)業(yè)機(jī)械化對促進(jìn)農(nóng)民增收及縮小城鄉(xiāng)收入差距作用顯著，應(yīng)大力推動農(nóng)業(yè)機(jī)械化，積極推進(jìn)落實“機(jī)械強(qiáng)農(nóng)”。加大農(nóng)機(jī)購置補(bǔ)貼，鼓勵農(nóng)戶在農(nóng)機(jī)設(shè)備方面的投入，加大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件的投資力度、耕地平整優(yōu)化和水利建設(shè)的興修投資；積極落實農(nóng)機(jī)具購置、報廢更新及有關(guān)補(bǔ)貼政策，給予農(nóng)戶更多扶持性政策；加強(qiáng)農(nóng)機(jī)人才建設(shè)與教育投資，提高農(nóng)機(jī)人員隊伍整體素質(zhì)，同時加強(qiáng)高校與企業(yè)合作平臺建設(shè)，定期開展有關(guān)農(nóng)機(jī)知識培訓(xùn)及與外界農(nóng)機(jī)技術(shù)的交流合作，提升農(nóng)機(jī)人員技能。（2）農(nóng)業(yè)機(jī)械化在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外開放程度、政府投入、財政農(nóng)支出、財政教育支出及科技創(chuàng)新等共同作用下促進(jìn)農(nóng)民增收，縮小城鄉(xiāng)收入差距。其中對外開放程度、科技創(chuàng)新水平的提升對提高農(nóng)民收入及減緩城鄉(xiāng)收入差距具有顯著作用。加大對外開放程度，政府積極推動農(nóng)村勞動力向城市轉(zhuǎn)移，為農(nóng)戶提供更多就業(yè)機(jī)會；加強(qiáng)農(nóng)機(jī)設(shè)備研發(fā)與創(chuàng)新，及時對農(nóng)機(jī)設(shè)備更新升級，大力推動智能化農(nóng)機(jī)設(shè)備應(yīng)用，以促進(jìn)農(nóng)村農(nóng)業(yè)機(jī)械化生產(chǎn)由量向質(zhì)、由市場驅(qū)動向技術(shù)創(chuàng)新帶動的高質(zhì)量轉(zhuǎn)變，完成低端機(jī)械設(shè)備向高端創(chuàng)新機(jī)械設(shè)備的轉(zhuǎn)型。（3）因地制宜發(fā)展農(nóng)業(yè)機(jī)械化。在中、西部地區(qū)加大農(nóng)業(yè)機(jī)械化應(yīng)用，以農(nóng)業(yè)機(jī)械富農(nóng)為抓手，政府加大購機(jī)補(bǔ)貼力度，鼓勵農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)進(jìn)行機(jī)械化生產(chǎn)；加強(qiáng)農(nóng)機(jī)人員創(chuàng)新研發(fā)農(nóng)機(jī)設(shè)備和提升農(nóng)機(jī)人員技能培訓(xùn)，強(qiáng)化農(nóng)機(jī)人才創(chuàng)新理念培養(yǎng)，提升農(nóng)機(jī)技能，積極推動農(nóng)村新型農(nóng)用機(jī)械化裝備的研制創(chuàng)新和農(nóng)機(jī)裝備的生產(chǎn)經(jīng)營。在東部地區(qū)，由于經(jīng)濟(jì)化發(fā)展迅速，耕地細(xì)碎化程度較高，農(nóng)業(yè)機(jī)械化的運作會加大農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)上的投入，根據(jù)自身地域優(yōu)勢合理發(fā)展農(nóng)業(yè)機(jī)械化運作，為農(nóng)業(yè)機(jī)械化長期發(fā)展奠定基礎(chǔ)；同時，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)較中、西部地區(qū)發(fā)達(dá)，二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展較為迅速，鼓勵大型企業(yè)對農(nóng)機(jī)創(chuàng)新和研發(fā)投入，適當(dāng)降低農(nóng)業(yè)機(jī)械成本，加大農(nóng)機(jī)宣傳，推動農(nóng)業(yè)機(jī)械化生產(chǎn)和應(yīng)用。

綜上所述，本文研究也存在著一些不足之處：（1）本文數(shù)據(jù)研究的時段較短（2004 2020 年），不能充分考慮到各個地區(qū)農(nóng)業(yè)機(jī)械化的動態(tài)變化對農(nóng)民收入以及城鄉(xiāng)收入差距的動態(tài)影響；（2）本文研究的區(qū)域為省、市、自治區(qū)級，且只從全國和東、中、西部地區(qū)來進(jìn)行研究，不能夠精細(xì)地了解到每個省及縣域地區(qū)農(nóng)業(yè)機(jī)械化運用對農(nóng)戶收入及城鄉(xiāng)收入差距的影響情況；（3）未能考慮到各個地區(qū)農(nóng)業(yè)機(jī)械化對農(nóng)民收入及城鄉(xiāng)收入差距的空間溢出效應(yīng)的影響。以上問題會在后續(xù)的研究中進(jìn)一步加強(qiáng)研究和完善。

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