基于PVAR 模型的農業機械化與農民收入關系研究

摘 要： 基于山東省2000—2020 年數據，運用PVAR 模型基礎上，采用脈沖響應函數、方差分解和Granger 因果檢驗等方法對農業機械化與農民收入的關系進行了實證研究。結果表明，農業機械化水平能夠有效地促進農民的工資性收入和經營性收入，有利于農民收入的增長，但其效應存在一定的時間滯后性；比較脈沖響應圖像和方差分解的結果可得，農業機械化的發展對農民工資性收入的促進效應大于對農民經營性收入的效應。鑒于此，提出了因地制宜發揮農機補貼作用、加強農民技術教育培訓等建議，以形成山東省農業機械化促進農民收入增長的良好互動關系。

關鍵詞：農業機械化；PVAR 模型；農民收入；工資性收入；經營性收入

中圖分類號：S23 文獻標識碼：A 文章編號：2095-1795（2024）05-0155-06

DOI：10.19998/j.cnki.2095-1795.2024.05.027

0 引言

自2004 年以來，中央1 號文件始終圍繞“三農”展開，“三農”問題一直以來都是關系國計民生的根本性問題。而如何穩定農民收入，如何有效可持續地提高農民的收入，一直是“三農”工作的關鍵和難點。如今農村各地空心村、土地無人耕種等問題比較嚴重，而農業機械化的發展可以有效緩解農業勞動力不足的問題，并且能夠提高生產效率，從而促進農民收入增加。山東省作為我國農業大省，平原地區居多，有利于農業機械的發展，而且耕地率屬全國最高，也是全國唯一一個農業總產值突破1 萬億元的省份。2021 年山東省被評為高標準農田建設擬激勵省，促進了山東省農業機械化的發展。綜上所述，以山東省為對象，討論農業機械與農民收入的聯系更具代表性。

針對農業機械化水平對農民收入增長問題，許多研究人員進行了探索。胡汪洋等[1]、梁天麗等[2] 運用C-D 生產函數建立模型，得出安徽省、廣西壯族自治區農業機械促進農民收入的貢獻分別為9.5% 和14.92%。李玉波等[3]、辛沖沖等[4] 研究發現，吉林省和新疆維吾爾自治區的農業機械總動力每增長1%，農民人均純收入就會增長1.456 1% 和0.11%。周益波等[5] 運用分位數模型檢驗研究發現，農業機械化在不同的分配點上對農民收入都有促進作用。陳會然等[6] 基于全國數據將農民收入進行細分，農業機械與農民工資性收入之間存在因果關系。但是基于不同地區，林慧等[7] 基于黑龍江省數據提出不同的見解，認為非農收入的提高不利于農機的進步，兩者未能形成相互促進的關系。所以農民收入的增長離不開農業機械化的強力支撐。也有很多研究人員從農業機械化促進農民增收方面進行研究。廖開研等[8]、陳實等[9]、李谷成等[10] 認為，農業技術進步可以提高糧食產量和解放勞動力來實現農民增收。唐林等[11] 基于老齡化的視角，通過購買農機服務減少勞動力外流，在一定程度上會促進農民增收。NKAKINI S O 等[12]、MCCORMACK L A 等[13] 研究農業數據認為，農業機械可以促進非農就業或減少農業成本，提高農業勞動生產，從而使得農民收入增加。S?RENSEN C A G 等[14] 運用最小成本分析表明，農業生產過程開始轉變為集約型時，可以有效降低農業生產成本，保證農民收入的持續增加。

綜上所述，研究人員對大多數農業機械化發展的增收效應做出了充分探討，但目前對農業機械化的研究忽視了對不同來源的農民收入進行深入探究。本研究可能的邊際貢獻在于：一是從理論上闡述了農業機械化水平對農民收入的影響及作用機理；二是基于2000－2020 年山東省16 地市的面板數據實證檢驗了農業機械化水平對農民經營性收入和工資性收入的影響，以期為農民增收的農業機械化發展路徑優化提供經驗依據。

1 理論分析及研究假說

1.1 農業機械化水平促進農民經營性收入機制

第一，通過提高生產效率促進農產品產量實現農民增收。農業機械化水平相較于傳統的農業生產模式，其裝備效益和規模經濟效應可以促進農作物的增收生產，在獲得更高效率的同時，農產品產量也得到了相應的保障，收入得到提升。第二，通過減少農業生產成本，間接增加農民收入。農業機械化水平可以有效地推進農業生產的標準化進程，進而降低人力成本和農業生產成本。同時，也降低了自然災害帶來的風險，幫助農戶應對自然風險，減少因災害導致農作物絕收減產帶來的損失，保障農業生產收入。第三，農業機械化水平可以提高農產品品質，增加農戶收入。高品質代表高附加值，農戶的收入也會隨著農產品附加值的增加而不斷增長。而農業機械化水平可以通過標準化、精準化的作業，提高作物的質量，增加附加值和市場競爭力。基于以上分析，提出研究假說H1：提高農業機械化水平可以提高農民經營性收入。

1.2 農業機械化水平促進農民工資性收入機制

第一，根據二元經濟理論，非農部門的收益大于農業部門的收益，農村勞動力進行非農轉移就業有助于家庭總收入的提升。第二，農業機械屬于勞動節約型技術，農業機械的投入能夠替代一部分農村勞動力的投入，從而增加農民閑暇時間促進農業勞動力向非農崗位轉移，進而增加農民工資性收入。第三，理性經濟人假設提出，每一個從事經濟活動的人都是利己的，只有當工資性收入能夠抵消在勞動轉移過程中的各項經濟支出，降低農村勞動力外出務工的機會成本，農民才會向非農部門進行轉移，從而增加農民的工資性收入。基于以上分析，提出研究假說H2：提高農業機械化水平可以提高農民工資性收入。

1.3 具體作用路徑

由于山東省地處平原地區，農民數量較多，糧食種植面積廣闊，適合農業機械的推廣，并且山東省二三產業發展水平和就業薪資水平較高，能夠吸納足夠的農村剩余勞動力，使得轉移的勞動力獲得更多的收入。具體作用路徑如圖1 所示。基于以上分析，提出研究假說H3：提高農業機械化水平對農民工資性收入的促進作用大于農民經營性收入。

2 模型選取、指標說明與數據來源

2.1 模型選取

農業機械化和農民工資性收入、經營性收入的關系可能并非單向關聯，而是雙向作用機制，并處于一個動態變化的過程中，為防止互為因果導致的內生性問題而出現誤差，本研究采用面板向量自回歸（PVAR）模型分析農業機械化水平和農民工資性收入、經營性收入之間的關系。PVAR 模型是在向量自回歸（VAR）模型的基礎上，通過連玉君[15] 研究擴展漸漸完善，在保留VAR 原有的優勢基礎上，引入時間效應和個體效應。同時將研究變量視為內生變量，提供了豐富的結構，可以捕捉更多的數據特征。

個體固定效應和時間效應采用截面均值差分法和前向均值差分法進行消除。

2.2 指標選取與數據來源

（1）農業機械化水平。研究人員通過農業機械擁有量[16]、農作物耕種收綜合機械化率[17] 等指標進行研究，本研究根據李谷成等[10] 研究，采用農業機械總動力反映農業機械化水平。

（2）農民收入。根據研究目的，將收入細分為兩個維度進行研究，分別是農民經營性收入和農民工資性收入。為真實反映經濟增長，以2000 年農村居民消費價格指數（CPI）為基期，對相關變量進行基期平減。另外，因2019 年濟南市和萊蕪市進行合并，所以將兩市的數據進行統一計算。

本研究選取山東省16 地市2000—2020 年面板數據，均來自《山東省統計年鑒》。為了減少異方差性對回歸結果的影響，將農民工資性收入G、農民經營性收入J 和農業機械化水平M 均進行了對數化處理。各變量的描述統計分析如表1 所示。

3 實證分析

3.1 平穩性檢驗

由于面板數據包含時間序列，為避免數據出現不平穩而導致模型估計結果出現偏誤，加強結果的穩定性，采用LLC 檢驗和Fisher 檢驗，對數據的平穩性進行檢驗。各個指標檢驗結果如表2 所示，所有數據均拒絕原假設，為平穩序列。

3.2 確定最優滯后階數

為了研究農業機械化水平和農民工資性收入、農民經營性收入3 者構建的PVAR 模型，需要確定最優滯后階數，因此采用AIC、BIC 和HQIC 3 種信息準則來確定最優階數。由表3 可知，在3 種準則下，最優滯后階數均為2 階，因此構建二階PVAR 模型。

3.3 脈沖響應函數

脈沖響應是用來觀察一個變量的沖擊對另一個變量的作用。借助脈沖響應能更直觀、全面地反映變量之間的關系，預測未來的發展趨勢。通過蒙特卡洛方法，在進行了1 000 次模擬的基礎上得到了滯后15 期的脈沖響應圖，如圖2 所示。圖中橫軸表示滯后期數，中間曲線為給某一沖擊變量一個標準差的沖擊后響應變量的脈沖響應值，上下兩條代表95% 置信區間。

第一，對于經營性收入而言，當給農民經營性收入一個正向沖擊之后，農業機械化水平的響應期初表現為負向影響，之后迅速由負轉正，在第3 期左右達到峰值后遞減，并于第10 期左右逐漸收斂于0。驗證了假說H1 的成立。

第二，對工資性收入而言，農業機械化水平在當期的影響為負，在第1 期左右影響由負轉正，并且在第2 期達到正向峰值，之后開始平穩下降，并在第13期左右逐漸趨于0。由此可以看出，農業機械化水平對農民工資性收入的影響效應具有長期的正向影響，這也驗證了假說H2 的成立。

第三，農業機械化水平對農民經營性收入和工資性收入的初期影響均為負，后迅速由負轉正，說明農業機械化水平對收入的影響具有一定的時滯性。這是由于農民在前期購置農機時需要花費一定的資金，受限于經營規模擴大所帶來的成本及農作物的生產周期，因此農業機械化水平對經營性收入的作用需要一定周期。此外，農村勞動力轉移就業后的工資水平在初期較低，因此農業機械化水平對工資性收入的影響也具有一定的滯后性。

第四，農業機械化水平對工資性收入影響的正向峰值約0.4，而對經營性收入的正向影響0.18 左右；對工資性收入的影響期為第13 期左右，對經營性收入的影響期為10 期左右，因此可以得出結論：農業機械化對工資性收入的影響更大，并且影響期更長，從而驗證了前文中假說H3 的成立。

3.4 方差分解

為進一步分析農業機械化和農民工資性收入和農民經營性收入3 者相互影響的貢獻程度。在脈沖響應函數的基礎上進行20 期方差分解，分析每一個結構變量對系統各變量變化所做的相對貢獻。第1、5、15、20 期的方差分解結果如表4 所示。

由表4 可知，系統各變量的變動主要來源于自身的貢獻，這表明前期收入對下期收入存在較大的影響，即農民經營性收入和工資性收入均具有一定的連續性。其次，在最初期農業機械化水平對農民工資性收入和農民經營性收入的貢獻度為0，農業機械的發展只受到自身的影響，其貢獻率93.1%。在之后的發展過程中，農業機械對兩項收入的貢獻越來越大，出現明顯的促進作用，但對其自身的貢獻卻是處于下降水平，最后保持在64.7%，這與前文脈沖響應函數所得出的結果保持一致。在第20 期，農業機械化水平對農民工資性收入和農民經營性收入的貢獻率分別達到了21.3% 和13.4%，這說明農業機械化水平對農民的收入具有促進的作用，并且對工資性收入的貢獻度更大，這與提出的假說H3 相一致，也佐證了前文結果的穩健性。

3.5 格蘭杰因果檢驗

為進一步明確山東省農業機械化水平對農民經營性收入和工資性收入的因果關系及各變量間短期動態影響的作用方向，通過格蘭杰因果檢驗來進行判別，如表5 所示。

由表5 可知，在5% 的顯著水平下，農業機械化水平與農民工資性收入存在雙向格蘭杰因果關系，即農業機械化水平的提高將導致農民工資性收入的增加，同時農民工資性收入的增加將推動農業機械化水平的提高；農業機械化水平與農民經營性收入存在單向格蘭杰因果關系，即農業機械化水平的提高導致農民經營性收入的增加，但是農民經營性收入的增加卻不能帶來農業機械化水平的提高。

4 建議

4.1 推動土地流轉

土地規模小且分散細碎，使得機械化作業很難展開。農村地區青年勞動力外出務工，土地幾乎閑置，這為土地流轉提供了機會。地方政府形成政府搭臺、農業部門服務的工作思路，組建縣、鎮、村的服務網絡，引導土地流轉有序化發展。調動糧食大戶土地兼并積極性，為土地集約經營提供動力。這有利于農業機械化更好地開展工作，做到更好地持續為農民增收。

4.2 因地制宜推進農機購置補貼政策

加強對農業機械的支持，既能提高農業勞動生產率，又能促進勞動力解放，向其他產業進行就業，增加農民收入。但我國對農業購置補貼大多集中在大型農機的購置方面，山東省丘陵和平原地區、沿海和內陸地區形成分明，山東省中部和東部地區主要是丘陵，小型農機的使用量更多，大型農機作用很小；在山東省沿海地區漁業發達，魯西南地區多畜牧業，但在山東省內水產機械和畜牧機械的擁有量卻較少。因此要充分考慮地理、人文等情況，因地制宜地進行農機購置補貼。農機購置補貼也不能僅僅地局限在銷售端，研發生產成本的降低也可以減輕農民購置農機的負擔。

4.3 加強農民教育培訓

人力資本水平決定了農民進行勞動力轉移之后的就業質量和薪資水平，但大多數農民未受到良好的教育，處于較低的水平，無法保障其工資性收入的穩定增長。通過對農民進行專業知識培訓，由政府組織，通過農機專家對農機知識進行宣傳指導，一方面可以在提高農民使用農機效率的基礎上促進農業機械化發展，另一方面可以通過學習，增加自身知識，提高農民人力資本水平，便于在務工時選擇更好的就業，進一步提高自身的收入水平。

5 結束語

本研究對2000—2020 年山東省16 地市的面板數據進行了實證分析。研究發現，第一，農業機械化水平可以提高農民經營性收入和工資性收入，而山東省農民經營性收入和工資性收入在農民收入中占比較高，因此長期內農業機械化水平的提高有利于農民增收。第二，農業機械化水平帶來的增收效應需要時間，對增收具有一定的時滯性。第三，農業機械化水平對工資性收入的影響要大于經營性收入。