鮑洪杰,劉德光,陳 巖

（1.西北民族大學 管理學院，蘭州 730030;2中南財經政法大學，武漢 400430;3.中國人民銀行白銀市中心支行，甘肅 白銀 730900）

1 問題的提出

當前，我國正處于從傳統農業(yè)向現代農業(yè)轉變的關鍵時期，加快推進農業(yè)機械化和農機工業(yè)發(fā)展，對于提高農業(yè)裝備水平、改善農業(yè)生產條件、增強農業(yè)綜合生產能力、拉動農村消費需求等具有重要意義。農業(yè)機械化是一個系統工程，它不僅涉及農業(yè)設施設備，還涉及農業(yè)機械化的從業(yè)人員素質、經費投入、組織保障、農機技術推廣、農機技術研究等方方面面。甘肅省是一個西部農業(yè)大省，農業(yè)人口占總人口的比重高達80%，農業(yè)增加值占GDP的15%，農業(yè)機械化發(fā)展的要求更為迫切，具有十分典型的地區(qū)代表意義；為此，本文通過界定農業(yè)機械化與農業(yè)經濟增長之間的關系，通過面板實證檢驗，因果檢驗分析，利用甘肅1978-2010年的數據，實證檢驗農業(yè)機械化的相關因素對農業(yè)經濟增長的影響，找出主要的薄弱因素，提出解決對策，以促進農業(yè)機械化更好的服務農業(yè)經濟的發(fā)展。

2 模型的構建與數據處理

根據國內相關農業(yè)機械化與經濟發(fā)展的文獻結合面板數據模型的特征，農業(yè)經濟受到農業(yè)機械化、機耕面積、農機投入、農村科技規(guī)模要素的影響，它們之間的關系存在著一定的函數關系，即：

Z為農業(yè)產值，M為機耕面積、D為農機總動力（代表農業(yè)機械化）、T為農機投入、R為人員規(guī)模（指培訓過的科技人員數量）。

結合指標的基本走勢，根據已有研究，設定農業(yè)經濟發(fā)展與農業(yè)產值，機耕面積（M）、農機總動力（D）、農機投入（T）、人員規(guī)模（R）的基本關系為：

同時，為了確定農業(yè)經濟發(fā)展與農業(yè)產值，機耕面積、農機總動力、農機投入、人員規(guī)模的因果關系，建立M機耕面積、D農機總動力、T農機投入、R人員規(guī)模為因變量的基本模型：

本文采取面板單位根、協整和因果方法實證分析農業(yè)機械化與農民收入間的關系?；舅悸肥鞘紫冗M行面板單位根檢驗，驗證面板數據的穩(wěn)定性，為協整分析奠定基礎；其次，面板協整分析，檢驗農業(yè)機械化及相關因素是否與農業(yè)經濟增長存在長期的均衡關系；最后，一旦確立了農業(yè)機械化和農業(yè)經濟增長的長期均衡關系，運用面板誤差糾正模型檢驗短期和長期的因果關系。

在農民收入指標的選擇上,鑒于數據的來源和可獲得性,本文選取第一產業(yè)產值入來表示，單位為元；農業(yè)機械化總動力，單位為萬千瓦；機耕面積，單位為畝；農機投入，單位為元；人員規(guī)模包括農技培訓人員，單位為人次。所有數據來自于《中國農村統計年鑒》，《甘肅農村統計年鑒》樣本區(qū)間為1978—2010年。為消除指標單位的不一致，對所有指標進行歸一化處理，使之在一個量綱下比較。

3 實證結果與分析

3.1 面板單位根檢驗

對農業(yè)產值（Z），為機耕面積（M）、為農機總動力（D）、T為農機投入（T）、R為人員規(guī)模（R），五個變量分別進行LLC單位根檢驗、ADF單位根檢驗和PP－F單位根檢驗。經檢驗發(fā)現上述五個變量存在時間趨勢，所以在進行單位根檢驗時選用固定效應且具有時間趨勢的面板數據模型。檢驗結果見表1，農業(yè)產值（Z），為機耕面積（M）、為農機總動力（D）、T為農機投入（T）、R為人員規(guī)模（R），經過1階差分以后，在1%的顯著水平下都是一階單整序列，可以進行面板數據的協整檢驗。

表1 單位根檢驗結果

3.2 面板協整檢驗

關于協整關系的檢驗主要采用Engle和Granger(1987)提出的基于協整回歸殘差的ADF檢驗的EG兩步法，本文采用第一種方法分別基于式（3）、式（4）、式（5）和式（6）就人力資本、科技投入高新技術產業(yè)發(fā)展的長期均衡關系予以檢驗。對四方程的殘差序列Eit進行單位根檢驗，表2的結果表明，機耕面積（M）、農機總動力（D）、農機投入（T）、人員規(guī)模（R）與農業(yè)經濟增長展之間存在著穩(wěn)定的長期均衡關系。用方法估計，得出以下協整方程：。使用Eviews軟件，用OLS法對農業(yè)產值（Z）與機耕面積（M）、農機總動力（D）、農機投入（T）、人員規(guī)模（R）進行協整回歸，將標準化系數進行整理，得到以下協整方程：

Zit=C+0.0513Mit+0.0867Dit+0.526Tit-0.103658Rit

Mit=C+0.8213Zit-0.7542Dit-1.8916Tit+1.6000Rit

Dit=C+0.6567Zit-0.3559Mit-0.9811Tit+0.2912Rit

Tit=C+0.3033 Zit-0.0681Mit-0.0749Dit+0.2905Rit

Rit=C+0.0619Zit+0.0597Mit+0.023Dit+0.3009Tit

表2 協整檢驗結果

在1%的置信水平下，殘差項et的ADF值顯著性水平下拒絕原假設，接受不存在單位根的結論，表明殘差項為平穩(wěn)的時間序列。這表明農業(yè)產值（Z）與機耕面積（M）、農機總動力（D）、農機投入（T）、人員規(guī)模（R）存在協整關系，即它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。

3.3 面板數據誤差修改模型及短期因果檢驗

為了檢驗這些變量的長期均衡關系是否是通過短期動態(tài)過程的誤差修正來維持的，引入

長期關系模型產生的殘差序列EC，分別建立以下四個基于式（7）（8）（9）（10）（11）的一階差分誤差修正模型，用以檢驗誤差修正機制是否產生，增強長期均衡模型的可靠性。

首先，根據（7）式檢驗機耕面積（M）、農機總動力（D）、農機投入（T）、人員規(guī)模（R）是否是農業(yè)經濟增長的短期原因。作為滿足誤差量法參數估計，估計結果見表3。

表3 （7）式誤差修正模型檢驗結果

檢驗結果顯示ECit的回歸系數為1.047861，通過檢驗且顯著不為零，系統存在誤差修正機制，即機耕面積（M）、農機總動力（D）、農機投入（T）、人員規(guī)模（R）是農業(yè)經濟增長的長期原因進一步得到證實。而△Mt-1、△Mt-2、△Dt-1、△Dt-2、△Tt-1、△Tt-2、△Rt-1、△Rt-2的回歸系數均未能通過顯著性檢驗，說明機耕面積（M）、農機總動力（D）、農機投入（T）、人員規(guī)模（R）短期內并未對農業(yè)經濟增長發(fā)展有影響。

根據式（8）、（9）、（10）和（11）分別檢驗農業(yè)經濟增長是否是機耕面積（M）、農機總動力（D）、農機投入（T）、人員規(guī)模（R）短期原因。

表4 （8）（9）式誤差修正模型檢驗結果

表5 （10）（11）式誤差正模型檢驗結果

由表4和表5的檢驗結果可以得出，機耕面積、農機投入為因變量時ECit的回歸系數分別是1.065303、0.986689且顯著不為零，系統存在誤差修正機制，農業(yè)經濟增長是機耕面積增長、農機投入增加的長期原因；農機總動力ECit的回歸系數為0.265217，概率為0.0143，即至少在95%的情況下，農業(yè)經濟增長是農機總動力的長期原因。人員規(guī)模投入ECit的回歸系數為0.579508，概率為0.2786，未通過顯著性檢驗，這說明農業(yè)經濟增長不是是農業(yè)人員投入的長期原因。從短期來看，解釋變量農業(yè)經濟增長，T統計量對機耕面積、農機投入、農業(yè)機械總動力不太顯著，農業(yè)經濟增長僅對人員投入有短期影響產生因果關系（因變量人員投入的解釋變量△Zt-2的T統計量為2.880620，概率值0.0100，顯著）。

4 結論與建議

4.1 基本結論分析

基于西部甘肅省際數據，運用面板數據單位根檢驗和面板數據協整檢驗對農業(yè)產值（Z）與機耕面積（M）、農業(yè)機械總動力（D）、農機投入（T）、人員規(guī)模（R）的長期因果關系進行經驗分析，再運用面板數據誤差糾正模型對此長期關系的可靠性進行考察，同時對其短期因果關系進檢驗。結果顯示，從長期來看，機耕面積（M）、農業(yè)機械總動力（D）、農機投入（T）、人員規(guī)模（R）與農業(yè)經濟增長之間存在長期穩(wěn)定的因果關系，表示西部甘肅的農業(yè)機械化和相關影響因素能有效促進農業(yè)經濟發(fā)展，因此通過加大農機的政策投入、加大農機人員培訓和人力支持促進西部地區(qū)農業(yè)經濟的發(fā)展具有可行性，對優(yōu)化產業(yè)結構具有強大的戰(zhàn)略效益；許廣月（2011）實證出西部地區(qū)是貧困落后地區(qū)，農民收入低下。農業(yè)機械化與農民收入間存在長期協整關系，并且兩者存在雙向因果關系；本文也同樣驗證出農業(yè)機械化與西部甘肅地區(qū)農業(yè)經濟增長存在著長期協整關系，并且二者存在著因果關系這一結論。

在短期內，農業(yè)機械化并不是西部地區(qū)甘肅農業(yè)經濟發(fā)展的短期原因，盲目的農業(yè)機械化的增長短期并不能有效地促進西部農業(yè)經濟增長，這在一定程度上表明農業(yè)機械化在直接促進技農業(yè)經濟增長的過程中存在一定的時滯，即西部省份甘肅農業(yè)機械化增長尚不能迅速增加農業(yè)收入。

在研究影響西部農業(yè)機械化、與農業(yè)經濟增長關系的其它機耕面積（M）、農機投入（T）、人員規(guī)模（R）因素時，本文發(fā)現農業(yè)經濟增長關系是機耕面積、農機投入長期相互因果關系；西部甘肅農業(yè)經濟增長促進機耕面積、農機投入的增加，機耕面積、農機投入推動農業(yè)經濟的增長；這說明適合機耕的地理面積、中央、地方及農民對機械資金的投入會制約影響農業(yè)機械化的實現。而西部甘肅農業(yè)經濟增長與農機人員投入的規(guī)模沒有長期因果關系，而短期中農業(yè)經濟增長能促進對農機人員的投入。

4.2 政策與建議

(1)首先大力發(fā)展社會經濟、增加農機經費投入；（2）建立健全農業(yè)機械化的政策扶持體系；（3）加強對外交流，提高農業(yè)機械本土化水平；（4）加大農機技術培訓和推廣的力度。

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