摘 要：當(dāng)前我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)不斷取得新的突破，但糧食供求局面偏緊，近兩年糧食進口大幅增加，糧食對外依存度提高。同時，傳統(tǒng)的勞動密集型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式粗放，農(nóng)民收入不高，導(dǎo)致農(nóng)民放棄農(nóng)業(yè)生產(chǎn)而轉(zhuǎn)向進入城市，農(nóng)業(yè)勞動力正在逐漸減少，農(nóng)村出現(xiàn)“空心化”現(xiàn)象。隨著農(nóng)業(yè)勞動力的減少，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)將面臨勞動力短缺的局面，糧食安全將面臨嚴峻的問題，解決這個問題的途徑是減少農(nóng)業(yè)對勞動力的依存度，發(fā)展技術(shù)密集型和投入密集型的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)。在這個背景下，本文在不考慮勞動力要素的情況下，研究了代表農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料和農(nóng)業(yè)綜合技術(shù)水平要素的農(nóng)業(yè)機械化、農(nóng)業(yè)水利建設(shè)和化肥使用三個非勞動力要素與我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)之間的量化關(guān)系。

關(guān)鍵詞：柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)；協(xié)整檢驗；勞動力短缺；非勞動力要素；農(nóng)業(yè)發(fā)展

中圖分類號：F320.3 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1003-9031（2014）05-0083-06 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2014.05.18

一、引言

我國作為世界人口最多的國家，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對于支持我國社會經(jīng)濟發(fā)展作用至關(guān)重要，其中糧食供應(yīng)問題更是關(guān)乎到民生社稷的重中之重。通常，在國內(nèi)供給不足的情況下，國家會通過進口的方式滿足國內(nèi)糧食需求。我國在糧食進口上一直采取較為保守的政策，在2011年以前我國僅允許進口少量的優(yōu)質(zhì)大米和小麥，玉米進口量近乎為零。然而，情況在2011年以后發(fā)生了變化。國務(wù)院發(fā)展研究中心的統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，截至2012年11月，我國對三大谷物（稻谷、玉米、小麥）的凈進口量已達到940.4萬噸，三大主糧全部出現(xiàn)凈進口，而且進口均出現(xiàn)大幅增長。僅2012年上半年我國糧食進口就達4085萬噸，比上年增長41.2%，增長主要來自于玉米、小麥等谷物的大幅進口，其中玉米進口240.54萬噸，比上年增長6535.2%。這和2012年糧食增產(chǎn)量1836萬噸相比已十分可觀，盡管口糧進口量占國內(nèi)生產(chǎn)量不足2%，但新增供給已經(jīng)越來越難以滿足新增需求，這也意味著未來中國糧食對外依存度將逐步上升。2011年，我國進口大豆數(shù)量達5264萬噸，2012年大豆進口量約為6000萬噸，我國大豆對外依存度過高的負面影響早已凸顯。隨著玉米和小麥進口的大幅增加，對外依存度上升的風(fēng)險進一步提高。

進口糧食大增將直接損害農(nóng)民的利益，會進一步打擊農(nóng)民種糧的積極性，形成我國糧食對外依賴的惡性循環(huán)。此外，在工業(yè)化、城鎮(zhèn)化加快的情況下，占地過多過快問題日益突出，不僅影響農(nóng)村穩(wěn)定，而且影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，威脅糧食安全。在耕地被占用的同時，收益過低也可能迫使農(nóng)民將耕地轉(zhuǎn)作他用。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本快速增長、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格持續(xù)攀升、農(nóng)業(yè)土地租金和融資成本不斷上漲的大背景下，農(nóng)業(yè)比較效益持續(xù)下降。

值得擔(dān)憂的是，城鎮(zhèn)化背景下的農(nóng)村勞動力正在迅速縮減，大量農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)出，農(nóng)業(yè)勞動力呈現(xiàn)老齡化、女性化及“空心化”趨勢，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)經(jīng)營方式粗放型，對我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)帶來了極大影響?？陀^來看，農(nóng)村空心化的加速蔓延是市場機制配置資源的直接體現(xiàn)，是我國現(xiàn)代化的必然結(jié)果，但也應(yīng)看到，農(nóng)村空心化給我國現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展帶來了空前挑戰(zhàn)，其最嚴重的后果是“農(nóng)民荒”的逐漸顯現(xiàn)。隨著農(nóng)村勞動力的轉(zhuǎn)出，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)將逐漸面臨后繼無人的嚴峻局面，農(nóng)村勞動力的缺乏將對我國農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展和糧食安全帶來了嚴重挑戰(zhàn)。

在經(jīng)濟領(lǐng)域中著名的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型中，決定工業(yè)系統(tǒng)發(fā)展水平的要素是投入的勞動力數(shù)、固定資產(chǎn)和綜合技術(shù)水平。這一模型同樣適用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)系統(tǒng)，即可以通過增加勞動力數(shù)，增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料和改進農(nóng)業(yè)綜合技術(shù)水平的方式提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平。但當(dāng)前農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量正在縮減，更為可行的方式是增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料和改進農(nóng)業(yè)綜合技術(shù)水平，如改善土地灌溉水利狀況、增加土壤肥力，提高土地單產(chǎn)，尤其應(yīng)當(dāng)提高農(nóng)業(yè)機械化水平，增加農(nóng)機的使用，提高單位勞動力的生產(chǎn)效率，能夠有效對沖農(nóng)業(yè)勞動力縮減帶來的影響。在這樣的背景下，本文在不考慮勞動力要素的情況下，研究代表農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料和農(nóng)業(yè)綜合技術(shù)水平要素的農(nóng)業(yè)機械化、農(nóng)業(yè)水利建設(shè)和化肥使用三個要素與我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)之間的量化關(guān)系，以為后續(xù)的研究和應(yīng)用提供借鑒。

二、文獻綜述

農(nóng)業(yè)機械化、農(nóng)業(yè)水利建設(shè)和化肥的使用這三個生產(chǎn)要素與農(nóng)業(yè)發(fā)展水平和農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)有著極其密切的關(guān)系，前三者發(fā)展水平的提高對農(nóng)業(yè)的發(fā)展有著極大的推動作用。Turner（2010）從人口城市化角度研究農(nóng)業(yè)機械化對城市化的作用，認為隨著城鎮(zhèn)化進程的推進，農(nóng)業(yè)人口減少，需要不斷提高單位土地面積的生產(chǎn)力，工業(yè)技術(shù)，特別是機械化，也很大程度上提高了人類勞動生產(chǎn)率，從而實現(xiàn)前所未有的城市人口數(shù)量，人口的急劇增長帶來的食物需求也沒有被轉(zhuǎn)化為對耕地的需求[1]。Ikerd（1993）研究認為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機械化一直是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的一個基本戰(zhàn)略，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化能夠?qū)崿F(xiàn)大規(guī)模工業(yè)化生產(chǎn)所固有的經(jīng)濟效率、專業(yè)化和常規(guī)化[2]。Altieri（1992）研究發(fā)現(xiàn)，拉丁美洲政府補貼旨在通過補貼和信貸提高高粱種植的機械化程度，使得種植高粱所需的勞動力少于玉米但產(chǎn)量卻高于玉米，使得個人生產(chǎn)者和大中型生產(chǎn)者獲益[3]。在水利建設(shè)問題上，Deng等（2006）認為中國的水資源短缺，特別是在中國的北部和西北部，是非常嚴重的，增加農(nóng)業(yè)用水利用效率是緩解水資源短缺和減少環(huán)境問題的重要途徑[4]。對于這類情況，Pretty（2003）認為提高自然資源利用率，尤其是水資源的收集和灌溉調(diào)度，可以新增旱地作物或增加新的水灌溉作物，提高種植密度，從而增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)量[5]。齊麟（2013）認為，我國作為農(nóng)業(yè)大國，人多地少、水資源短缺、降雨時空分布不均、水旱災(zāi)害頻繁的基本國情都突出了農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施體系建設(shè)在農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)中舉足輕重的地位，農(nóng)田水利建設(shè)，直接關(guān)系農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特別是糧食生產(chǎn)，直接關(guān)系農(nóng)民增收[6]。就化肥使用對農(nóng)業(yè)產(chǎn)量增長的作用而言，Kelly（2007）列舉了非洲的例子，認為化肥一直對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力的增長影響占了非常重要份額，并引述了相關(guān)的研究，發(fā)現(xiàn)化肥促進良種高達50%的產(chǎn)量增長，1995年糧農(nóng)組織指出全球范圍內(nèi)谷物產(chǎn)量增長的三分之一是使用肥料的結(jié)果[7]。高祥照等人（2004）研究了從1981年開始布置的52個10年以上長期肥料定位試驗點的試驗資料統(tǒng)計結(jié)果表明，施用化肥對糧食產(chǎn)量的貢獻率全國平均40.8%。全國化肥用量與作物產(chǎn)量兩者之間有著良好的相關(guān)性[8]。

三、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明

（一）模型

根據(jù)經(jīng)典的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)有如下模型：

Y=AK？琢L？茁

其中，Y表示生產(chǎn)總值，A表示技術(shù)進步推動因子，K表示固定資產(chǎn)投資，L表示勞動力投入。參照該模型建立農(nóng)業(yè)生產(chǎn)系統(tǒng)模型，考慮本文研究對象的實際需要，不考慮農(nóng)業(yè)勞動力要素，在柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)中導(dǎo)入農(nóng)業(yè)機械化、水利建設(shè)和化肥使用三個因子與農(nóng)業(yè)發(fā)展，本文的農(nóng)業(yè)發(fā)展模型可以表述為：

AO=TPAM？琢EIA？茁CF？酌

其中，AO表示農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值，TPAM表示農(nóng)業(yè)機械化水平，EIA表示水利建設(shè)量，CF表示化肥使用量。

對上式進行對數(shù)化處理后，模型可以進一步變化為：

lnAO=c+？琢lnTPAM+？茁lnEIA+？酌lnCF

本文將以上式模型為基礎(chǔ)，運用經(jīng)濟計量學(xué)技術(shù)，構(gòu)造協(xié)整方程和脈沖響應(yīng)函數(shù)等進行分析。

（二）數(shù)據(jù)

本文選擇的被解釋變量為農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值（Agricultural Output，單位億元），以此來衡量農(nóng)業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r。而本文的解釋變量有農(nóng)業(yè)機械化、水利建設(shè)和化肥使用量。農(nóng)業(yè)機械化程度多使用人均農(nóng)用機械占有量來衡量，但鑒于農(nóng)機種類和型號差別難以綜合考量，故用能夠衡量農(nóng)機使用程度的農(nóng)用機械總動力（Total Power of Agricultural Machinery，單位萬千瓦）來作為農(nóng)業(yè)機械化程度的替代變量。水利建設(shè)采用有效灌溉面積（Effective Irrigation Area，單位千公頃）來衡量水利建設(shè)的發(fā)展程度，因為有效灌溉面的擴大代表著水利建設(shè)的成效?；适褂昧浚‵ertilizer Use，單位萬噸）直接采用全國化肥施用總量來衡量。除化肥使用量來自《中國統(tǒng)計年鑒》以外，其他變量數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)庫。為配合模型的建立，將所有數(shù)據(jù)AO、TPAM、EIA和CF取自然對數(shù)。在實證過程中，將以TPAM、EIA和CF這三個解釋變量共同對被解釋變量AO進行回歸分析。數(shù)據(jù)期間為1978年至2012年。

四、實證與分析

（一）平穩(wěn)性檢驗

由于實際應(yīng)用中大多數(shù)經(jīng)濟時間序列是非平穩(wěn)的，直接運用變量的水平值研究經(jīng)濟變量間的均衡關(guān)系容易導(dǎo)致偽回歸的謬誤結(jié)論。因此，在利用回歸分析方法討論經(jīng)濟變量有意義的經(jīng)濟關(guān)系之前，必須對經(jīng)濟變量時間序列的平穩(wěn)性進行判斷，檢驗結(jié)果見表1。

由表1可知，在顯著性10%水平下，所有變量原序列的ADF統(tǒng)計量均大于t統(tǒng)計量，表示所有變量原序列是非平穩(wěn)序列。因此，需對其一階差分序列作單位根檢驗。檢驗結(jié)果表明，dlnAO、dlnTPAM在顯著性5%的水平下為平穩(wěn)序列，dlnEIA在10%的水平下為平穩(wěn)序列，dlnCF在1%的水平下為平穩(wěn)序列。因此上述序列為一階單整，即I（1），可能存在協(xié)整關(guān)系，可繼續(xù)構(gòu)造協(xié)整方程。

（二）協(xié)整檢驗

1987年Engle和Granger提出的協(xié)整理論及其方法，為非平穩(wěn)序列的建模提供了一種有效的途徑。雖然一些經(jīng)濟變量本身是非平穩(wěn)序列，如果時間序列為單整性，各變量之間就可能存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，這種平穩(wěn)的線性方程被稱為協(xié)整方程，變量之間的長期穩(wěn)定關(guān)系稱為協(xié)整關(guān)系。關(guān)于協(xié)整關(guān)系的檢驗和估計有許多具體的技術(shù)模型，本文采用Johansen極大似然估計法進行估計。在構(gòu)造協(xié)整方程時要確定滯后階數(shù)，根據(jù)AIC和SC最小原則，由于AIC最小值位于4階，SC最小值位于2階，折中選擇最優(yōu)滯后階數(shù)P為3階；Johansen協(xié)整檢驗和滯后的VAR模型的滯后階數(shù)應(yīng)取P-1階，故本文估計過程中的滯后階數(shù)取1—2。滯后階數(shù)檢驗表見表2，協(xié)整檢驗見表3。

從協(xié)整檢驗結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，跡統(tǒng)計量和最大特征根統(tǒng)計量均在5%顯著水平下拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)，各序列之間至少存在一個協(xié)整關(guān)系。相應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整方程為：

ln AO=-27.15+0.41ln TPAM+1.53ln EIA+1.87lnCF

（-3.523） （0.1065） （0.413） （0.0923）（1）

所列協(xié)整關(guān)系表達式中協(xié)整系數(shù)下圓括號中的數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)誤。式（1）表明，長期來看，農(nóng)業(yè)發(fā)展主要受水利建設(shè)和化肥使用的影響，農(nóng)業(yè)機械化、水利建設(shè)和化肥使用量的彈性系數(shù)為0.41、1.53和1.87，即這三個變量每增加1%，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值分別增長0.41%、1.53%和1.87%，三個變量均對農(nóng)業(yè)發(fā)展有正向作用。機械化程度的提高對農(nóng)業(yè)發(fā)展的推動作用相對偏小，可能與我國農(nóng)村收入低，機械使用成本高和農(nóng)業(yè)勞動力尚較為充足有關(guān)。水利建設(shè)和化肥使用的推動作用較強，原因應(yīng)該在于我國農(nóng)業(yè)以精耕細作和勞動密集型生產(chǎn)方式為主，輔以水利建設(shè)和化肥的使用，改良了土壤水肥狀況，更適合農(nóng)作物生長，能夠較快的提高單產(chǎn)。

（三）誤差修正模型

前面通過協(xié)整分析驗證了農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值與三個生產(chǎn)要素之間長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但是短期內(nèi)各變量之間可能存在失衡關(guān)系，為此本文利用向量誤差修正模型來考察各個時間序列間的短期動態(tài)關(guān)系，擬合誤差修正模型如式（2）所示

lnNAOt-1=0.19+0.34lnTPAMt-1-0.61lnEIAt-1+1.34ln CFt-1

（1.01） （3.69） （1.56） （1.03）

-0.21ECM（-1）

（2.15） （2）

誤差修正項的系數(shù)表示各變量向長期均衡的調(diào)整速度。如果變量系數(shù)在t統(tǒng)計上是顯著的，意味著變量在一個時期里的失衡有多大比例可在下一期里得到修正。從式（2）可以看出，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的誤差修正項的系數(shù)符號為負且在統(tǒng)計上是顯著的，表明在每一個期間里的實際值與長期均衡值的差距約有21%得到修正，說明受到如自然災(zāi)害、價格波動等短期干擾后能以較快的速度調(diào)整到長期均衡的路徑上。

（四）基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)能夠描述一個內(nèi)生變量對誤差沖擊的反應(yīng)，即在隨機誤差項上施加一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的新息沖擊后對內(nèi)生變量的當(dāng)期值和未來值帶來的影響，由此來判斷變量間的動態(tài)關(guān)系。通過建立VAR模型，用脈沖函數(shù)來刻畫機械化、水利建設(shè)和化肥使用對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的動態(tài)影響，同時運用方差分解的方法來確定機械化、水利建設(shè)和化肥使用三種生產(chǎn)要素變化對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值變化的貢獻率。

通過圖1中l(wèi)nTPAM的脈沖響應(yīng)值軌跡可以看出農(nóng)業(yè)機械化的一個沖擊在第6期會對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值負的影響，響應(yīng)值約為-0.02，其后第10期開始影響轉(zhuǎn)為正向，響應(yīng)值約為0.02，并且這種正向的沖擊將一直持續(xù)下去，這說明農(nóng)業(yè)機械化水平的提高會滯后引起農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的變化，這種影響隨著時間推移而穩(wěn)定持續(xù)。在lnEIA的脈沖響應(yīng)值軌跡中，水利建設(shè)在第2期會對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值負的影響，響應(yīng)值約為-0.015，其后第6期開始轉(zhuǎn)為正向，響應(yīng)值約為0.005，之后水利建設(shè)的沖擊收斂，水利建設(shè)能夠滯后引起農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的變化，這種變化隨著時間推移會收斂趨于平穩(wěn)。lnCF的脈沖響應(yīng)函數(shù)軌跡顯示化肥的使用一直對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值產(chǎn)生正向沖擊，并在第4期達到最大，響應(yīng)值約為0.04，之后化肥使用量的沖擊在較長的一段時間內(nèi)逐漸趨于收斂，表明化肥使用能夠較長時間地對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的增加產(chǎn)生影響。

（五）方差分解

為了考察各解釋變量對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的貢獻度，本文引入方差分解分析方法分析機械化、水利建設(shè)和化肥使用三種生產(chǎn)要素變化共同作用下對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值變化貢獻率的相對比例。方差分解就是通過將一個變量沖擊的均方誤差分解成各個變量沖擊對內(nèi)生變量的貢獻度，用于衡量各變量沖擊的相對重要性。方差分解結(jié)果如表4所示。

從表4可以發(fā)現(xiàn)，在本文所討論的要素和變量范圍中，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值自身的變化解釋了農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增加的大部分，隨著時間地推移，其解釋能力所占的比例從逐漸從95%向71.5%遞減。而三種生產(chǎn)要素對農(nóng)民農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的影響初期很小，農(nóng)業(yè)機械化水平和化肥使用量的解釋能力在隨后幾期開始逐步增加，農(nóng)業(yè)水利建設(shè)的解釋能力較為穩(wěn)定。農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值變動來自農(nóng)業(yè)機械化水平的擾動逐年上升，在長期均衡時機械化水平的沖擊能解釋農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值變動的10%；農(nóng)業(yè)水利建設(shè)對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的解釋比例始終維持在1.5%上下，對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增加的貢獻較小；化肥使用量對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的擾動在迅速上升后穩(wěn)定在17%～19%之間，在三個生產(chǎn)要素中解釋能力最強?？傮w而言，三種生產(chǎn)要素對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的貢獻隨著時間的推移而增加，貢獻比例最大時能達到近30%。

（六）格蘭杰因果檢驗

以上實證分析表明，機械化、水利建設(shè)和化肥使用對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)存在數(shù)量上的動態(tài)關(guān)系，但并不明確因果方向和引起變化的方向，為進一步證實結(jié)論和確認引起數(shù)量變化的方向，采用基于向量自回歸（VAR）模型的格蘭杰因果關(guān)系檢驗法進行檢驗，檢驗結(jié)果見表5。

由格蘭杰因果檢驗可以看出，農(nóng)業(yè)機械化是造成農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增長的原因；水利建設(shè)和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增長之間存在雙向的促進關(guān)系，二者互為因果；化肥使用量不是農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增長的原因，但農(nóng)業(yè)增長是化肥使用量增長的原因，這表示農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的增長單向拉動了化肥使用量的增長。

五、結(jié)論與啟示

本文討論了當(dāng)前我國糧食供求呈現(xiàn)緊張的局面，而在這種局面下又面臨農(nóng)業(yè)勞動力縮減并將逐漸走向短缺的問題，在這樣的背景下通過將工業(yè)生產(chǎn)系統(tǒng)中的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型應(yīng)用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)系統(tǒng)，并剔除勞動力數(shù)量因素，研究非勞動要素對農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響。在研究中通過應(yīng)用經(jīng)濟計量學(xué)方法，構(gòu)造農(nóng)業(yè)機械化、水利建設(shè)和化肥使用三個現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素推動農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增長的經(jīng)濟計量模型，實證分析上述三個生產(chǎn)要素對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的動態(tài)影響。通過協(xié)整分析發(fā)現(xiàn)，各變量在長期內(nèi)存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系，長期來看，農(nóng)業(yè)發(fā)展主要受水利建設(shè)和化肥使用的影響，三個變量均對農(nóng)業(yè)發(fā)展有正向作用。根據(jù)誤差修正模型中的分析可知，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值受到短期干擾后能以較快的速度調(diào)整到長期均衡的路徑上。通過對脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)機械化和化肥使用對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的影響主要體現(xiàn)為長期持續(xù)性效應(yīng)，而水利建設(shè)的影響偏小。方差分解的結(jié)果表明，三種生產(chǎn)要素在解釋農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值變化的相對比例大小排序依次是化肥使用、農(nóng)業(yè)機械化水平和農(nóng)業(yè)水利建設(shè)，其中農(nóng)業(yè)水利無論是在長期還是短期內(nèi)對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的解釋能力都偏小。而格蘭杰因果檢驗認為，農(nóng)業(yè)機械化和水利建設(shè)都是造成農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值變化的原因，但化肥使用量不是農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值變化的原因，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的增長單向拉動了化肥使用量的增長。

應(yīng)當(dāng)意識到，在當(dāng)前的背景下，勞動力密集型的產(chǎn)業(yè)道路并不是我國農(nóng)業(yè)發(fā)展的出路。通過上述分析結(jié)果可得到如下啟示：國家應(yīng)大力發(fā)展技術(shù)和投入密集型的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，構(gòu)建集約化、專業(yè)化、組織化、社會化相結(jié)合的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營體系。政府要鼓勵和引導(dǎo)社會資本到農(nóng)村發(fā)展適合企業(yè)化經(jīng)營的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，向農(nóng)村輸入農(nóng)機、水利、肥料、生物技術(shù)和種植技術(shù)等現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素和經(jīng)營模式，為大規(guī)模專業(yè)化生產(chǎn)創(chuàng)造有利條件，增強非勞動力數(shù)量要素在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的作用，實現(xiàn)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的勞動密集型向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的技術(shù)和投入密集型轉(zhuǎn)變。

（責(zé)任編輯：于明）

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