李玉波，楊淑杰，鄔偉三，許清濤

(白城師范學(xué)院，吉林白城，137000)

0 引言

2020年是我國全面建成小康社會(huì)目標(biāo)實(shí)現(xiàn)之年，是全面打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)收官之年。全面建成小康社會(huì)，最突出的短板在“三農(nóng)”，農(nóng)民收入偏低是“三農(nóng)”問題的核心和關(guān)鍵。2019年中央農(nóng)村工作會(huì)議強(qiáng)調(diào)，農(nóng)民增收是全面小康的基本要求。黨的十八大提出，到2020年實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民人均收入倍增目標(biāo)。2017年中央一號文件提出農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的主要目標(biāo)是增加農(nóng)民收入，鄉(xiāng)村振興的關(guān)鍵是讓農(nóng)民生活富裕[1]。農(nóng)民增收已成為我國現(xiàn)階段社會(huì)發(fā)展的主要目標(biāo)之一，而發(fā)展農(nóng)業(yè)機(jī)械化是解決農(nóng)業(yè)增收問題的有效方法[2]。

近年來，許多學(xué)者對農(nóng)業(yè)機(jī)械化與農(nóng)民增收的關(guān)系問題進(jìn)行了研究和綜述，研究結(jié)論普遍認(rèn)為農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的提高能夠促進(jìn)農(nóng)民收入的增加。如陳會(huì)然[3]、辛沖沖[4]等通過構(gòu)建VAR模型探討了農(nóng)業(yè)機(jī)械化與農(nóng)民增收之間的關(guān)系，結(jié)果表明農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展能夠促進(jìn)農(nóng)民增收；周成等[5]建立了湖南省農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力與農(nóng)民可支配收入的線性關(guān)系模型，結(jié)果表明湖南省農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平與農(nóng)民收入增加存在長期均衡的正向效應(yīng)；胡汪洋等[6]利用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型測算了農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展對農(nóng)民增收的貢獻(xiàn)率，證明了農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展對農(nóng)民增收具有顯著正相關(guān)作用；王志章等[7]證明了農(nóng)業(yè)機(jī)械化和農(nóng)民增收兩者之間存在Granger因果關(guān)系；楊淑杰等[8]運(yùn)用灰色關(guān)聯(lián)分析方法證明了農(nóng)業(yè)機(jī)械化能夠有效提高糧食產(chǎn)量進(jìn)而增加農(nóng)民收入。綜上所述，對于農(nóng)業(yè)機(jī)械化與農(nóng)民增收關(guān)系的研究是比較全面的，但多數(shù)研究主要集中在農(nóng)業(yè)機(jī)械化對農(nóng)民收入作用的單向因果關(guān)系，而且大多是國家層面的研究，省級相關(guān)研究較少。

吉林省作為全國農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展最早、基礎(chǔ)條件最好的地區(qū)之一[9]，在農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、率先實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、農(nóng)民增收等方面取得了新進(jìn)展，但關(guān)于吉林省農(nóng)業(yè)機(jī)械化與農(nóng)民增收之間關(guān)系的定量研究較少，研究成果多集中于農(nóng)業(yè)機(jī)械化對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的貢獻(xiàn)率[10]和影響農(nóng)民收入因素分析[11]等方面。因此，本人在借鑒前人研究成果的基礎(chǔ)上，采用灰色關(guān)聯(lián)分析法研究吉林省1998—2018年間農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展對農(nóng)民人均純收入的影響程度。根據(jù)所得結(jié)論，在檢驗(yàn)平穩(wěn)性和協(xié)整性的基礎(chǔ)之上，驗(yàn)證兩者是否存在Granger因果關(guān)系，并通過建立VAR模型，分析脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解的動(dòng)態(tài)特征，得出兩者之間的相互響應(yīng)關(guān)系，以期為吉林省促進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平提高和有效解決農(nóng)民增收問題提供理論依據(jù)。

1 吉林省農(nóng)業(yè)機(jī)械化與農(nóng)民收入概況

1998年以來，吉林省農(nóng)業(yè)機(jī)械化取得了較快的發(fā)展。農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力由1998年的827.5萬kW增加到2018年的3 462.4萬kW，增加了2 634.9萬kW，年均增長率為7.42%。期間呈“快速增長—緩慢增長”兩個(gè)階段特征，如圖1所示。第一階段(1998—2015年)為快速增長階段，由1998年的827.5萬kW增加到2015年的3 152.5萬kW，17年間增加了2 325萬kW，年均增長率為8.19%。其原因是1998年中央財(cái)政開始設(shè)立專項(xiàng)資金用于農(nóng)業(yè)機(jī)械購置補(bǔ)貼，2004年財(cái)政部、農(nóng)業(yè)部共同啟動(dòng)了農(nóng)業(yè)機(jī)械購置補(bǔ)貼政策，調(diào)動(dòng)了農(nóng)民購置農(nóng)業(yè)機(jī)械的積極性，使吉林省的農(nóng)機(jī)裝備水平明顯提高。第二階段(2016—2018年)為緩慢增長階段，由2016年的3 102.1萬kW 增加到2018年的3 462.4萬kW，增加了360.3萬kW，年平均增長率為5.65%。其原因是受國家糧食收儲(chǔ)制度改革及玉米庫存居高不下的影響，吉林省調(diào)整種植業(yè)結(jié)構(gòu)，減少了玉米種植面積，而玉米種植又最適合開展機(jī)械化作業(yè)，因而吉林省機(jī)耕面積減少，進(jìn)而導(dǎo)致2015年后吉林省農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力增長速度變緩。

農(nóng)業(yè)機(jī)械化主要通過促進(jìn)農(nóng)民農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入和工資性收入增加提高農(nóng)民整體收入水平，改變農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)[12]。首先，農(nóng)業(yè)機(jī)械化提高了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)效率，減少了單位農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的勞動(dòng)力投入和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的使用，節(jié)約了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，促進(jìn)農(nóng)業(yè)增收；其次，農(nóng)業(yè)機(jī)械化通過促進(jìn)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移而增加非農(nóng)就業(yè)時(shí)間來增加農(nóng)民非農(nóng)收入。由圖1可以看出，1998—2018年吉林省農(nóng)民人均純收入總體上呈上升趨勢，農(nóng)民人均純收入由1998年的2 383.6元增加到2018年的13 748.2 元，增長了4.77倍，年平均增長率為9.16%。1998—2003年間，總體處于徘徊不前階段，1999年和 2000年甚至出現(xiàn)了負(fù)增長，主要原因一是隨著2001年我國加入WTO，農(nóng)產(chǎn)品市場受到國際市場的沖擊，糧價(jià)倒掛，農(nóng)民賦稅依然較重，工農(nóng)業(yè)剪刀差依然存在，農(nóng)民增收緩慢；二是這一時(shí)期受東南亞金融危機(jī)的影響，我國總體經(jīng)濟(jì)增長速度出現(xiàn)了下降的情況，受以上宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的影響，吉林省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)也受到了不利影響，農(nóng)民收入出現(xiàn)了波動(dòng)現(xiàn)象。2004年以后，農(nóng)民人均純收入進(jìn)入恢復(fù)性增長時(shí)期，盡管期間出現(xiàn)波動(dòng)狀況，但增速仍保持在11%以上。其原因是2004年以后，中央連續(xù)下發(fā)“一號文件”，突出強(qiáng)調(diào)農(nóng)業(yè)發(fā)展，并出臺(tái)一系列支農(nóng)惠農(nóng)強(qiáng)農(nóng)政策。吉林省自2004年起作為國家減免農(nóng)業(yè)稅的試點(diǎn)省份開始被免除農(nóng)業(yè)稅，并獲得糧食補(bǔ)貼。此外，吉林省在積極落實(shí)國家政策的同時(shí)，也出臺(tái)相應(yīng)的配套措施，極大地激發(fā)了農(nóng)民種糧的積極性，糧食單產(chǎn)和總產(chǎn)均快速回升，使農(nóng)民收入迅速增長。

圖1 1998—2018年吉林省農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力及農(nóng)民人均純收入變動(dòng)趨勢

2 研究方法與數(shù)據(jù)來源

2.1 研究方法

2.1.1 灰色關(guān)聯(lián)分析

灰色關(guān)聯(lián)分析是根據(jù)各因素之間發(fā)展趨勢的密切程度即“灰色關(guān)聯(lián)度”，來衡量各因素間關(guān)聯(lián)程度的一種方法[13]。文章通過灰色關(guān)聯(lián)分析模型計(jì)算吉林省農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、勞動(dòng)力投入等因素與農(nóng)民人均純收入的關(guān)聯(lián)度，分析各因素對農(nóng)民人均純收入的影響程度。將農(nóng)民人均純收入作為參考序列X0(k)，以農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、勞動(dòng)力投入、農(nóng)用化肥使用量、農(nóng)作物播種面積和糧食作物產(chǎn)量作為比較序列Xi(k)。首先，采用初值法對各變量序列數(shù)據(jù)進(jìn)行無量綱化處理，以便比較。其次，計(jì)算關(guān)聯(lián)系數(shù)。參考序列與比較序列之間的關(guān)聯(lián)系數(shù)r0i(k)的計(jì)算公式如式(1)所示。

r0i(k)=

(1)

式中：r0i(k)——參考序列X0(k)與比較序列Xi(k)在k時(shí)刻的關(guān)聯(lián)系數(shù)；

x′0(k)——參考序列X0(k)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行初值化處理后的數(shù)據(jù)；

x′i(k)——比較序列Xi(k)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行初值化處理后的數(shù)據(jù)；

ρ——分辨系數(shù)，一般取ρ=0.5。

最后，計(jì)算比較序列和參考序列的灰色關(guān)聯(lián)度r0i，計(jì)算公式如式(2)所示。

(2)

式中：n——時(shí)間長度。

2.1.2 VAR模型

本文主要研究農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展與農(nóng)民人均純收入增長兩個(gè)變量之間相互作用的動(dòng)態(tài)關(guān)系。傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)模型開始就預(yù)設(shè)了變量之間的因果關(guān)系與作用方向，但實(shí)際上變量之間可能存在互相影響的關(guān)系。而VAR模型的優(yōu)勢在于把研究對象互相作為被解釋變量和解釋變量，可以有效地分析兩個(gè)變量乃至多個(gè)變量間的互動(dòng)關(guān)系[14]，成為分析與預(yù)測多個(gè)相關(guān)經(jīng)濟(jì)變量最常用的模型。

Yt=A1Yt-1+A2Yt-2+…+ApYt-p+

εt(t=1,2,3…n)

(3)

式中：Yt——K維內(nèi)生變量；

Yt-i——滯后內(nèi)生變量，i=1,2,3,…,p；

p——內(nèi)生變量滯后階數(shù)；

Ai——k×k維的系數(shù)矩陣；

εt——白噪聲。

2.2 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

為了考察吉林省農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展與農(nóng)民人均純收入的相互關(guān)系，文章選取了1998—2018年吉林省農(nóng)民人均純收入X0、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力X1、勞動(dòng)力投入X2、農(nóng)用化肥使用量X3、農(nóng)作物播種面積X4、糧食作物產(chǎn)量X5和農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值X6等因素作為變量進(jìn)行分析，選用農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力來衡量吉林省農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展水平。以上數(shù)據(jù)來源于《吉林省統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》(1999—2019年)，時(shí)間長度為20年。在采用VAR模型對變量間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行分析時(shí)，為了消除時(shí)間序列中不同指標(biāo)間的異方差的影響，對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行取對數(shù)處理，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力和農(nóng)民人均純收入分別用lnAM和lnFI表示。

3 實(shí)證分析

3.1 灰色關(guān)聯(lián)度的測算分析

根據(jù)灰色關(guān)聯(lián)度計(jì)算公式(1)～式(2)得到參考序列農(nóng)民人均純收入對農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力等比較序列的灰色關(guān)聯(lián)度，由大到小進(jìn)行排序，結(jié)果如表1所示。

表1 吉林省農(nóng)民人均純收入與各因素的關(guān)聯(lián)度

由表1可以看出，吉林省農(nóng)民人均存收入與各因素之間的灰色關(guān)聯(lián)度都達(dá)到了0.65以上，說明其與各因素之間的關(guān)系比較密切。農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值X6對農(nóng)民增收的關(guān)聯(lián)度最大，為0.850 3，說明吉林省在這20年的發(fā)展中，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展始終是吉林省農(nóng)民增收的重要途徑。農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力X1排在第2位，為0.834 5。農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展是衡量一個(gè)地區(qū)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平的重要指標(biāo)，截至2018年底，吉林省主要農(nóng)作物的主要生產(chǎn)環(huán)節(jié)基本實(shí)現(xiàn)了全程機(jī)械化，農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的提高為農(nóng)民增收起著重要的推動(dòng)作用。農(nóng)作物播種面積X4、農(nóng)用化肥使用量X3、勞動(dòng)力投入X2與農(nóng)民人均純收入的關(guān)聯(lián)度相對較小，說明外延因素對農(nóng)民增收的影響作用較弱，反而能夠代表技術(shù)進(jìn)步的農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展水平X1和糧食作物產(chǎn)量X5等內(nèi)涵因素起著不可替代的作用?；疑P(guān)聯(lián)分析從側(cè)面反映了吉林省農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展在促進(jìn)農(nóng)民增收中的重要作用。為了更加準(zhǔn)確地了解兩者之間的相互關(guān)系,文章進(jìn)一步應(yīng)用VAR模型進(jìn)行驗(yàn)證。

3.2 VAR模型實(shí)證分析

3.2.1 單位根檢驗(yàn)

非平穩(wěn)時(shí)間序列回歸往往容易造成“偽回歸”，難以確?；貧w結(jié)果的有效性和準(zhǔn)確性。因此，本文首先利用ADF對變量lnAM和lnFI進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。當(dāng)VAR模型中內(nèi)生變量為同階單整時(shí)，說明平穩(wěn)性檢驗(yàn)通過，可以進(jìn)行VAR模型擬合。單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。單位根檢驗(yàn)及下文的模型分析均用Eviews 6.0軟件進(jìn)行操作。

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，農(nóng)民人均純收入原始變量序列在5%和10%顯著性水平下都是平穩(wěn)的。對變量序列進(jìn)行一階差分后檢驗(yàn)，農(nóng)民人均純收入變量序列在10%顯著性水平下平穩(wěn)，而農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力變量序列在5%和10%顯著性水平下都是平穩(wěn)的，兩個(gè)序列在10%顯著性水平下同為一階單整，可以對二者進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

表2 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

3.2.2 最優(yōu)滯后階數(shù)和協(xié)整檢驗(yàn)

建立VAR(n)模型時(shí)，首先要確定滯后階數(shù)，滯后階數(shù)n的取值既不能過大也不能過小。在選擇滯后期時(shí)以赤池信息量準(zhǔn)則(AIC)或施瓦茲準(zhǔn)則(SC)所對應(yīng)的統(tǒng)計(jì)量值最小為選擇依據(jù)(一般情況下，AIC、SC值越小越好)。由表3可以看出，兩個(gè)序列在滯后2階時(shí)，所有統(tǒng)計(jì)量在5%水平上顯著，可以建立VAR(2)模型。

表3 VAR模型滯后階數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

通過單位根檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，時(shí)間序列l(wèi)nAM和lnFI同為一階單整序列，符合Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。兩個(gè)變量的協(xié)整檢驗(yàn)通常采用Engle-Granger兩步法(回歸殘差的協(xié)整檢驗(yàn))完成，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4 殘差平穩(wěn)性的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

由表4的檢驗(yàn)結(jié)果可知，回歸殘差序列在1%水平下顯著，說明該序列平穩(wěn)，即吉林省農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力和農(nóng)民人均純收入之間存在(1,1)階的協(xié)整關(guān)系，兩者之間有長期均衡聯(lián)系。且其協(xié)整方程式

lnFI=-2.395 0+1.456 1 lnAM

(4)

表明在其他條件不變的情況下，農(nóng)民人均純收入隨著農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力的增加而增加，即當(dāng)農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力每增加1%時(shí)，農(nóng)民人均純收入會(huì)上漲1.456 1%。該方程回歸系數(shù)的符號和大小與經(jīng)濟(jì)理論的期望值相符合。

3.2.3 Granger因果檢驗(yàn)

Johansen協(xié)整分析結(jié)果表明lnAM與lnFI之間存在長期協(xié)整關(guān)系，但是這兩者之間是否存在實(shí)踐性的因果關(guān)系還需要使用Granger因果檢驗(yàn)做進(jìn)一步的驗(yàn)證，檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

表5 ln AM和ln FI的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

由表5可知，在1%顯著性水平下，lnFI和lnAM存在雙向Granger因果關(guān)系，即農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的提高能增加農(nóng)民人均純收入，同時(shí)農(nóng)民人均存收入的增加也能促進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的提高，二者存在顯著的互饋關(guān)系，這基本符合農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展理論。通常情況下，一個(gè)國家或地區(qū)農(nóng)業(yè)機(jī)械化的發(fā)展體現(xiàn)了現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的發(fā)展進(jìn)程，與農(nóng)民增收有密切聯(lián)系，也就是說隨著農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展水平的提高，農(nóng)民收入也會(huì)隨之增加。相反，要推動(dòng)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的提高要有農(nóng)民收入的增加作為保障。

3.2.4 脈沖響應(yīng)分析

通過計(jì)算可知，吉林省農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力和農(nóng)民人均純收入2個(gè)變量經(jīng)過一階差分后為平穩(wěn)序列，最優(yōu)滯后階數(shù)為2。通過對模型的單位根進(jìn)行檢驗(yàn)，所有單位根的特征值都小于1，均位于圖2的單位圓內(nèi)，說明模型的穩(wěn)定性良好，擬合程度較高。因此，可以進(jìn)行后續(xù)的脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解。

圖2 VAR(2)模型單位根檢驗(yàn)圖

脈沖響應(yīng)分析是指選擇一個(gè)變量為脈沖變量(impulse variable)，另一個(gè)變量為響應(yīng)變量(response variable)，以此來觀察一個(gè)變量的沖擊對另一個(gè)變量的作用。本文建立了lnAM和lnFI互為脈沖變量和響應(yīng)變量的脈沖響應(yīng)模型，如圖3和圖4所示。圖中縱軸表示變量的響應(yīng)程度，橫軸表示設(shè)定的滯后期數(shù)，實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，虛線表示上下兩個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差偏離范圍[15-20]，此處設(shè)定的滯后期數(shù)為10年。

圖3 ln AM對ln FI沖擊的響應(yīng)

圖4 ln FI對ln AM沖擊的響應(yīng)

由圖3可以看出，lnAM對lnFI的沖擊第1期為0.013，然后開始逐漸上升，前3期較強(qiáng)，第5期達(dá)到最大值0.039后沖擊開始減弱，即在前5期呈現(xiàn)出上升的變化趨勢,隨后呈現(xiàn)出下降的變化趨勢，但當(dāng)下降到一定范圍之后則趨于平穩(wěn)，整體上基本保持在0.036左右。這表明吉林省農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展會(huì)引起后期各年農(nóng)民人均純收入的增長，并且影響的持續(xù)時(shí)間較長。其原因是隨著吉林省農(nóng)業(yè)機(jī)械化的發(fā)展，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件將大為改善，農(nóng)作物產(chǎn)量將大幅提高，農(nóng)民人均存收入會(huì)有所增加。這個(gè)結(jié)果與當(dāng)前吉林省農(nóng)業(yè)機(jī)械化的發(fā)展和農(nóng)民收入的實(shí)際情況是相符合的，這在一定程度上為農(nóng)業(yè)機(jī)械化可提高農(nóng)民的收入提供了證據(jù)。圖4表示lnFI對lnAM的沖擊剛開始是0，之后快速上升，在第2期達(dá)到峰值0.015后開始減弱，在第3期之后趨于穩(wěn)定并保持在0.011左右，表明吉林省農(nóng)民人均純收入對農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展的沖擊作用在前2期影響較強(qiáng)，之后長期內(nèi)農(nóng)民純收入的增加對農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展的沖擊作用保持著平穩(wěn)的增長趨勢，其原因是隨著農(nóng)民人均純收入的增加，農(nóng)業(yè)機(jī)械的購買力也會(huì)相應(yīng)增加，所以能帶動(dòng)農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力的增長。

3.2.5 方差分解分析

為了進(jìn)一步分析農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展與農(nóng)民增收之間的作用關(guān)系，考察兩者之間相互重要影響程度，在前述脈沖效應(yīng)函數(shù)分析的基礎(chǔ)上進(jìn)行方差分解。lnAM和lnFI兩個(gè)變量的方差分解結(jié)果如圖5和圖6所示。

圖5 ln AM方差分解

圖6 ln FI方差分解

由圖5可以看出，在沖擊開始階段，吉林省農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展只受自身影響，農(nóng)民人均純收入對其影響的貢獻(xiàn)率為0。在接下來的后期發(fā)展過程中農(nóng)民人均純收入的貢獻(xiàn)率逐漸上升，從第2期開始產(chǎn)生比較明顯的促進(jìn)作用，并維持在22.03%左右，而其自身貢獻(xiàn)率開始下降，最后在77.96%趨于穩(wěn)定。這說明農(nóng)民人均純收入的增加對農(nóng)業(yè)機(jī)械化的發(fā)展有較大的促進(jìn)作用，而且這種促進(jìn)作用可能需要較長時(shí)間的傳遞。其原因是農(nóng)民收入的增加是一個(gè)長期積累的過程，積累起來的收入可以使農(nóng)民有更多的資金投入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。由圖6可以看出，吉林省農(nóng)民人均純收入的增加受自身影響的程度逐漸減弱，由沖擊開始階段的86.24%降低到第10期的29.36%，總體保持在30%以上。而農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展對農(nóng)民人均存收入增加的貢獻(xiàn)率由沖擊開始階段的13.76%增加到第10期的70.64%，說明吉林省農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展對農(nóng)民人均純收入增加的影響程度更大，而且這種影響可能會(huì)以上升的趨勢在較長時(shí)間內(nèi)持續(xù)下去。吉林省平原面積廣大的地形地貌特征及農(nóng)業(yè)機(jī)械裝備層次較低，主要農(nóng)作物全程農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平低的實(shí)際情況，決定了農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展成為農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的必然趨勢，而農(nóng)業(yè)機(jī)械化的發(fā)展可為農(nóng)民增產(chǎn)增收創(chuàng)造更為有利的條件。因此，長期發(fā)展來看，吉林省農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展對農(nóng)民收入具有正向的影響。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

本文通過灰色關(guān)聯(lián)分析和構(gòu)建VAR模型，利用脈沖響應(yīng)和方差分解探究了吉林省農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平和農(nóng)民增收二者之間的關(guān)系。

1) 吉林省農(nóng)民人均存收入與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)各要素之間的關(guān)系比較密切，灰色關(guān)聯(lián)度都達(dá)到了0.65以上。農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值X6對農(nóng)民增收的關(guān)聯(lián)度最大，為0.850 3，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力X1居第2位，為0.834 5。從側(cè)面反應(yīng)出農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展提對吉林省農(nóng)民增收有較大的推動(dòng)作用。

2) 從協(xié)整分析結(jié)果可以看出，吉林省農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展與農(nóng)民增收之間存在著長期均衡關(guān)系，農(nóng)業(yè)機(jī)械化的發(fā)展促進(jìn)了農(nóng)民收入的增加，從長期來看，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力每增加1%，農(nóng)民人均純收入會(huì)上漲1.456 1%。說明農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展對農(nóng)民收入增加有著積極的促進(jìn)作用；Granger因果檢驗(yàn)表明吉林省農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展和農(nóng)民增收存在雙向因果關(guān)系，農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展在短期內(nèi)是引起農(nóng)民增收變動(dòng)的原因，反之農(nóng)民增收也會(huì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械化的發(fā)展。

3) 脈沖響應(yīng)函數(shù)顯示出農(nóng)業(yè)機(jī)化發(fā)展與農(nóng)民增收之間互相影響。結(jié)果表明吉林省農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展對農(nóng)民人均純收入增長的沖擊作用在前3期比較明顯，之后開始減弱并且基本保持在0.036左右；吉林省農(nóng)民人均純收入對農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展的沖擊作用在前 2期影響較強(qiáng)，之后長期內(nèi)農(nóng)民人均純收入的增加對農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展的沖擊作用保持著平穩(wěn)的增長趨勢。

4) 方差分解結(jié)果顯示，吉林省農(nóng)民人均純收入增長對農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展的貢獻(xiàn)率從第2期開始產(chǎn)生比較明

顯的促進(jìn)作用，并維持在22.03%左右；而農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展對農(nóng)民人均純收入增長的貢獻(xiàn)率由沖擊開始階段的13.76%增加到第10期的70.64%，而且影響程度更大。

4.2 建議

農(nóng)業(yè)機(jī)械化是建設(shè)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)不可逾越的階段，農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展符合當(dāng)前我國農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展新形式的要求。為了充分發(fā)揮吉林省農(nóng)業(yè)機(jī)械化對農(nóng)民增收的作用，提出以下幾點(diǎn)建議。

1) 在農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展過程中，探索深化農(nóng)機(jī)補(bǔ)貼政策，增大農(nóng)機(jī)的補(bǔ)貼范圍。2004年國家推行的農(nóng)機(jī)補(bǔ)貼政策主要集中在大中型農(nóng)機(jī)上，首先，吉林省東、中、西三個(gè)地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件不同，中西部地區(qū)平原面積廣大，大中型農(nóng)機(jī)具的使用較多，而東部地區(qū)以山地為主，適用于小型農(nóng)機(jī)具。其次，目前從吉林省農(nóng)機(jī)資源配置狀況來看，大部分是用于糧食生產(chǎn)的農(nóng)業(yè)機(jī)械，而用于果蔬生產(chǎn)、畜牧生產(chǎn)的機(jī)械較少，因此，在農(nóng)機(jī)補(bǔ)貼時(shí)應(yīng)該充分考慮當(dāng)?shù)刈匀?、人文等綜合環(huán)境因素，因地制宜適時(shí)調(diào)整農(nóng)機(jī)購置補(bǔ)貼政策及補(bǔ)貼對象，增加小型農(nóng)機(jī)具購置補(bǔ)貼及園藝、畜牧等機(jī)械化水平較薄弱環(huán)節(jié)的農(nóng)機(jī)研發(fā)及購置補(bǔ)貼，滿足農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的需要。

2) 推進(jìn)土地集約化經(jīng)營，保障農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展的物質(zhì)條件。吉林省農(nóng)村土地規(guī)模已經(jīng)成為制約農(nóng)業(yè)機(jī)械化的一個(gè)“瓶頸”。目前，吉林省農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)從總體上看，以農(nóng)戶之間自發(fā)的小面積轉(zhuǎn)包為主，期限比較短，土地流轉(zhuǎn)的市場機(jī)制尚未形成，土地流轉(zhuǎn)運(yùn)作不規(guī)范，時(shí)常發(fā)生糾紛。因此，吉林省首先可按照農(nóng)業(yè)部《農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)管理辦法》加強(qiáng)政策引導(dǎo)，進(jìn)一步擴(kuò)大土地流轉(zhuǎn)面積。其次，做好土地承包經(jīng)營權(quán)“三權(quán)分離”后續(xù)工作、農(nóng)村土地確權(quán)頒證工作以及流轉(zhuǎn)土地糾紛調(diào)解機(jī)制，引導(dǎo)農(nóng)機(jī)戶和農(nóng)機(jī)合作社與農(nóng)民簽訂長期的土地流轉(zhuǎn)托管、作業(yè)環(huán)節(jié)承包等多種形式的合同，提高農(nóng)業(yè)機(jī)械化作業(yè)規(guī)模。第三，還可通過加大對種糧大戶的補(bǔ)貼力度，調(diào)動(dòng)農(nóng)民種糧的積極性，為土地集約化經(jīng)營提供動(dòng)力。

3) 科學(xué)引領(lǐng)現(xiàn)代農(nóng)機(jī)新型經(jīng)營主體的發(fā)展，充分發(fā)揮農(nóng)機(jī)化服務(wù)作用。農(nóng)機(jī)新型經(jīng)營主體是農(nóng)村生產(chǎn)力發(fā)展的新動(dòng)能，需在實(shí)踐中積極推進(jìn)，不斷完善。首先，吉林省要加強(qiáng)農(nóng)機(jī)合作社建設(shè)，農(nóng)機(jī)合作社是推進(jìn)農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的有效載體，是提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)專業(yè)化、標(biāo)準(zhǔn)化、規(guī)模化、集約化程度的重要組織形式。農(nóng)機(jī)主管部門要采取多種措施為其科學(xué)配備相應(yīng)農(nóng)具，完善其基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，改善服務(wù)條件，提高農(nóng)機(jī)服務(wù)專業(yè)化、組織化程度。其次，要盡快構(gòu)建吉林省農(nóng)機(jī)化教育培訓(xùn)體系。各地從實(shí)際出發(fā)，積極發(fā)揮農(nóng)業(yè)類院校、研究所和農(nóng)機(jī)生產(chǎn)企業(yè)等的組織作用，形成多方力量參與農(nóng)機(jī)服務(wù)人員的教育培訓(xùn)，加快農(nóng)機(jī)化管理、 技術(shù)、作業(yè)服務(wù)人才隊(duì)伍建設(shè)，提高其服務(wù)水平。第三，各級農(nóng)機(jī)主管部門制定、實(shí)施農(nóng)機(jī)作業(yè)規(guī)范和維修標(biāo)準(zhǔn)，推進(jìn)農(nóng)機(jī)跨區(qū)作業(yè)，提高農(nóng)業(yè)機(jī)械利用率和農(nóng)機(jī)經(jīng)營效益。