智慧農業政策對地區農民收入的影響分析、表現、機制與識別

萬晶，李茂，李雪，王曉容

（江西財經大學，江西 南昌 330000）

智慧農業，顧名思義，就是使得農業更加有“智慧”，具體體現在農民在生產、經營、管理和服務中所遇到的傳統農業方式無法解決的問題，智慧農業或許可以給出更好的答案。它通過利用云計算、物聯網、大數據、移動互聯網等現代信息技術，使得農業生產更高效，更加活力。可以說，智慧農業，就是在現代信息技術與農業生產、經營、管理和服務的結合。

發展智慧農業意義重大。從古至今，農業在我國都有著及其重要的戰略意義，國家多次強調解決三農問題，從各個維度探尋農業、農村、農民的更多可能性。而今，我們正處于農業生產的轉型時期，應該讓智能化生產、數字化經營管理，精準化服務重新定義農業。

早在2012年，中共中央國務院就頒發文件，強調我們不僅要重視農業科技創新，同時應該找準重點，推進前沿技術的發展，讓先進技術助力農民增收。2014年頒布文件強調，用先進的互聯網、物聯網和優良精準的農業生產設備在技術層面支持農業發展。2018年則頒布文件從支持遙感技術的應用到支持智慧農業全面發展。

1 文獻綜述

近些年來，智慧農業成了熱門話題，不少學者一直在研究智慧農業對于農民增收的影響，但這個問題比較復雜，不能單純地認為農業技術進步就一定會帶來收入的增長。

林毅夫（2003）指出，從20世紀60年代以來，技術進步實現了我國糧食等大宗農產品的增產，他還認為，未來我國所增加的糧食需求需要技術進步來滿足。Yang D T、Zhu X（2013）認為，農業技術進步對農民增收的影響不是立竿見影的，農業科技的投入具有累積效應，投入的力度越大，時間越長，對農業經濟的發展和農民增收的影響也就越積極。陸文聰、余新平（2013）通過實驗得出技術進步短期內對農民增收有促進作用，長期也會產生正向效應。

也有一小部分學者認為農業技術進步、智慧農業的發展對農民增收影響不大甚至是消極影響。劉進寶、劉宏輝（2004）認為，技術進步對于農產品的產量提升有很大作用，促進經濟增長。但數據顯示，技術進步與農民收入增長之間表現出來的相關性很弱。熊彼特（1979）所提到的“創造性破壞”，技術不斷創新、不斷擴散、不斷發展，最終，農民會遭到低價市場產品和高額生產成本兩方面的消極后果。根據Cochrane（1958）所提出的“技術踏車效應”，俞培果、蔣葵（2006）研究得出技術進步不但不能提升農民的整體收入，甚至進一步拉大城鄉差距。張志新、林立、黃海蓉（2020）認為技術進步對農民收入的影響到底如何，不能從單一的角度來解釋。

參考已有文獻，本文將以全國60個縣域2004年—2017年的數據，研究智慧農業對農民可支配收入的影響。考慮到研究的真實性和可行性，我們將一般公共預算支出、地區生產總值和糧食產量設為控制變量。

2 理論分析

對智慧農業實施與農民收入問題相關已有文獻進行梳理后，本文將進一步討論他們之間的作用機制。農業技術的進步對農民收入的影響一直是相關領域的熱點問題。在理論上，智慧農業帶來新的技術可以通過農業資本、勞動和土地等要素的生產效率，實現規模經濟，增加農民的收入。

智慧農業帶來先進的技術，這些信息化的技術，提高了勞動生產率，一方面又改進了傳統的機械設備，提高了農業的生產能力，同樣的生產可以帶來更多的產量；另一方面，農業生物化的水平也得到了提高，將更多的農業知識，氣象檢測、通信技術、土壤分析、先進的管理理念在農業中應用，都將提高農業的資源利用率，從而實現更高的產量，進一步提高農民收成，增加農民收入。同時，智慧農業可以對市場進行分析，依據市場需求進行科學生產，獲得超額報酬。

3 實證分析

3.1 模型構建

本文使用雙重差分模型作為分析工具來分析實行智慧農業和未實行智慧農業農民收入增長的差異。我們將在一定時期進行智慧農業發展的農民設為處理組I組，而將同市的或情況相似的但未采用智慧農業的農戶作為對照組II組，以克服可能的內生性問題。

本文采用個體固定效應單期DID方法，構建模型如下：

Yit代表農戶i在t年的人均可支配收入，Tit是時間虛擬變量，實施智慧農業前，T值為0，實施智慧農業后，值為1。Ait是二值虛擬變量，對于實施智慧農業的農戶其值為1，對于沒有實施智慧農業的其值為0。AT是一個交叉項，其系數是我們要重點考察的對象，即去除了時間因素，農民收入受到智慧農業發展的凈影響，μit為隨機干擾項。Xk表示控制變量，包括各區縣生產總值，各區縣一般公共預算支出，各區縣糧食產量，N表示加入的控制變量的總個數。

3.2 變量與數據來源

參考已有文獻，本文選取的具體變量描述和定義見表1。

lnbudget 一般公共預算支出對數值 縣（區）一般公共預算支出取對數lnrice 糧食產量對數值 縣（區）糧食產量取對數time 時間變量 虛擬變量，政策發布前為0，發布后為1 treated 地區變量 虛擬變量，實驗組為1，控制組為0 did 政策變量 虛擬變量，time與treated的交互項

本文使用2004年—2017年中國各縣區的面板數據來評估智慧農業政策對農民收入增長的政策效果，數據來自中經網統計數據庫的縣域年度庫，缺失數據通過各縣區統計年鑒補足。

按照2015年關于加大改革創新力度加快農業現代化建設的若干意見，提出智慧農業的政策，本文選取2015年為政策實施年。由于研究年限較長，為使研究具有代表性，盡量對每個區域如東部、中部、西部、華南都選擇典型縣市進行研究。分別選取30個縣區作為研究對象以及控制對象，選取依據為中華人民共和國農業農村部下發的正式文件。

3.3 描述性統計

從表2可以看出，我國各縣區生產總值波動值最大，人均可支配收入變動最小。一般公共預算支出以及糧食產量平均值和中值差異不大，說明這兩個變量大致符合正態分布。

表2 主要變量描述性統計

4 實證結果

4.1 平行趨勢檢驗

雙重差分模型有效的前提條件是平行趨勢假設成立。為了驗證平行趨勢假設，本文借助LI ZHIGANG 等做法，若平行趨勢假設成立，則智慧農業政策對農民收入的影響只會發生在各縣區智慧農業政策實施后，而在智慧農業政策實施之前，實施智慧農業政策與未實施智慧農業的縣區農民收入及結構變動趨勢不存在顯著差異。使用Stata軟件處理，無論是對于控制組還是處理組。

表 3 智慧農業政策對農民可支配收入的影響

4.2 政策效應的估計結果

在實驗組和對照組農民可支配收入符合平行趨勢假設的基礎上，通過通過雙重差分模型能有效分離出實驗組和對照組的時間變動趨勢效應以及其他因素的影響。本文運用DID方法對兩組縣區農民可支配收入的對數進行估計。表3是面板數據回歸的檢驗結果。

第（1）列是僅有智慧農業政策實施前后對農民可支配收入的影響結果；第（2），（3），（4）列是依次加入縣區一般公共預算支出，地區生產總值，糧食產量這三個控制變量加入后的估計結果。第（1）列交互項did系數顯著為正，說明實驗組在政策實施后農民可支配收入有較為明顯的增長，在加入控制變量之后，估計結果的交互項did系數仍然顯著為正，進一步證明智慧政策推動了農民收入的快速增長，離全面奔小康的目標更近一步。第（2）（3）列的控制變量回歸結果表明在農民可支配收入提高過程中，一般公共預算支出以及地區生產總值起到了明顯的促進作用。觀察第（4）列可得，糧食產量的增加會阻礙農民收入的增長。

總而言之，智慧農業在促進第一產業農民的可支配收入和加快農業發展方面發揮了重要作用。

5 結語

農業作為我國基礎產業，存在分布廣、從業人員教育程度低、低技術、低效率等問題，在與互聯網接軌過程中容易出現難適應、難推廣、難升級等現象，以致智慧農業優勢無法在農業產業鏈中體現，進而難以發揮”互聯網+”等新技術的實際作用，因此，需要在推廣實踐智慧農業過程中加強引導與支撐、推進智慧農業在精準扶貧中的效用，本文提出以下建議：

5.1 加大科技創新投入農業成本

盡管平均農民收入逐年上升，收入結構單一，從事于農業生產收入逐年減少，收入增長不具有穩定性。將科技應用在農業中，為現代農業注入新鮮的元素。但在部分貧困落后地區，由于配套的設施建設跟不上，農民知識水平接不上，造成了極大的資源浪費。研究智慧農業的發展現狀，有利于當地政府更好地投入相關技術，真正惠于農。

5.2 完善農業科研體系，加快培育高復合型人才和新型職業農民

深化基層農技推廣體系改革，促進農業科研成果的實用性，加快農業生產問題的解決，必須充分發揮運營成功的智慧農業示范基地和示范區的帶頭作用，組織職業農民定期實際參與智慧農業生產系統的培訓，深入學習如何建設管理智慧農業，并將智慧農業運用到農業生產過程中。

5.3 建立智慧農業實施方案

農村信息化建設不能完全照抄城市信息化建設，必須根據當地農村經濟發展需要和發展狀況，因地制宜，盡快推廣和研發符合農村和農民的信息發展需要終端技術。其次，制定有關智慧農業的發展計劃，營造有利于智慧農業發展的氛圍，建議各地區借助國家發展策略建設農村信息網絡系統。各地科研部門和技術部門應該相互協調，促進有關智慧農業信息和資源服務體系的開發，發展和完善農村信息服務體系，提高農村信息發展水平。