金 陽(yáng)，高 斌

（延邊大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，吉林 延吉 133002）

一、引 言

對(duì)于農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步、農(nóng)業(yè)投資和農(nóng)業(yè)發(fā)展之間的關(guān)系，國(guó)內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了大量的研究，現(xiàn)有研究成果主要分為以下兩個(gè)方面：

一是在農(nóng)業(yè)投資、農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)業(yè)發(fā)展關(guān)系理論分析方面，通過農(nóng)業(yè)研發(fā)投資和農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步提高經(jīng)濟(jì)效果和技術(shù)價(jià)值具有重要意義。首先在農(nóng)業(yè)研發(fā)投資方面，促進(jìn)農(nóng)業(yè)整體發(fā)展使之發(fā)揮產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的潛力離不開研發(fā)基礎(chǔ)的創(chuàng)新。為理解經(jīng)濟(jì)或政治因素如何對(duì)農(nóng)業(yè)研發(fā)誘因帶來影響，有必要對(duì)農(nóng)業(yè)投入要素市場(chǎng)的供求特征進(jìn)行初步探討。根據(jù)農(nóng)業(yè)研發(fā)投資的經(jīng)濟(jì)學(xué)模型可以得知，投入要素的需求曲線向右下方傾斜，投入要素的供給曲線則呈完全彈性的狀態(tài)表現(xiàn)。農(nóng)業(yè)投入要素的最初供給曲線意味著投入要素的邊際成本在所有要素中是一定的，投入要素的市場(chǎng)均衡價(jià)格與需求量和需求曲線的相交點(diǎn)決定投入要素的最終均衡價(jià)格與數(shù)量。為簡(jiǎn)化起見，我們假設(shè)以降低投入要素的生產(chǎn)費(fèi)用為目標(biāo)。首先，這樣的假定可以適用于農(nóng)業(yè)研發(fā)投資，與降低生產(chǎn)費(fèi)用或勞動(dòng)節(jié)約型的農(nóng)業(yè)機(jī)械及設(shè)備等現(xiàn)有的農(nóng)資生產(chǎn)相比，以低成本進(jìn)行生產(chǎn)是社會(huì)發(fā)展的必然。因此農(nóng)業(yè)研發(fā)投入的新技術(shù)將以農(nóng)業(yè)投入要素的形態(tài)轉(zhuǎn)移到農(nóng)戶手中。如果農(nóng)業(yè)投入要素市場(chǎng)處于完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)的態(tài)勢(shì)，投入要素的邊際成本將以比原來更低的水平提供給農(nóng)戶。如果提質(zhì)升級(jí)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的進(jìn)步?jīng)]有引起市場(chǎng)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的變化，則技術(shù)改善的利益將歸屬于農(nóng)戶，由此可以提高農(nóng)戶的社會(huì)福利水平。其次，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展有著重要作用。農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步可以擴(kuò)大農(nóng)業(yè)資源的利用范圍，提高農(nóng)業(yè)資源的質(zhì)量和單位資源的利用效率，使有限的農(nóng)業(yè)資源發(fā)揮更大的經(jīng)濟(jì)效用；農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步按照因地制宜的原則優(yōu)化農(nóng)業(yè)資源的配置，以充分發(fā)揮農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的地域優(yōu)勢(shì)，從而提高農(nóng)業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益。廣義的農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步包括國(guó)家的宏觀經(jīng)濟(jì)管理與企業(yè)和農(nóng)戶的微觀經(jīng)營(yíng)管理。國(guó)家通過有效的宏觀調(diào)控，可以更好地彌補(bǔ)市場(chǎng)機(jī)制出現(xiàn)的失靈，并促進(jìn)農(nóng)業(yè)市場(chǎng)機(jī)制充分發(fā)揮作用；企業(yè)和農(nóng)戶通過掌握現(xiàn)代經(jīng)營(yíng)管理知識(shí)，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)單位的經(jīng)營(yíng)管理水平，幫助企業(yè)和農(nóng)戶取得更好的經(jīng)濟(jì)效益。農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步可以使農(nóng)民的勞動(dòng)條件不斷改善，勞動(dòng)強(qiáng)度不斷降低，收入水平不斷提高，從而調(diào)動(dòng)農(nóng)民推進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的積極性。先進(jìn)的農(nóng)業(yè)技術(shù)一旦被農(nóng)民掌握運(yùn)用，必將引起農(nóng)民思想行為的一系列變化，改變其傳統(tǒng)的價(jià)值觀念、生產(chǎn)方式和生活習(xí)慣，這些變化最終會(huì)給我國(guó)農(nóng)村農(nóng)業(yè)的全面振興帶來積極作用。與此同時(shí)，農(nóng)業(yè)研發(fā)投資、農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步、農(nóng)業(yè)發(fā)展之間存在更為復(fù)雜的相互聯(lián)系，三者之間是相互影響、相互作用的。因此本文的研究目的在于考察農(nóng)業(yè)研發(fā)投資、農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步、農(nóng)業(yè)發(fā)展三者之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。

二是在農(nóng)業(yè)投資、農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)業(yè)發(fā)展相關(guān)性的研究方面，Huang和Rozelle指出農(nóng)業(yè)科研投入可以顯著促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展，但由于邊際報(bào)酬遞減且生態(tài)成本不斷攀升，政府必須不斷探索合適的財(cái)政支農(nóng)方式。［1］Agarwal等基于三階段最小二乘估計(jì)（3SLS）分析了149個(gè)英國(guó)農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的決定因素，指出人力資本、生產(chǎn)力要素（技術(shù)、投資和農(nóng)村企業(yè)）、空間因素和外圍基礎(chǔ)設(shè)施等對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都有顯著的影響。［2］Bjorkhaug探討了農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的不同路徑，他認(rèn)為引入先進(jìn)技術(shù)促進(jìn)專業(yè)化、數(shù)字化的農(nóng)業(yè)發(fā)展能夠增強(qiáng)農(nóng)業(yè)糧食部門以及農(nóng)村地區(qū)的復(fù)原力發(fā)展，同時(shí)能夠增強(qiáng)農(nóng)民和農(nóng)村的繁榮和福祉，推動(dòng)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化。［3］黃燕輝利用1981～2007年農(nóng)業(yè)投資與農(nóng)業(yè)發(fā)展的有關(guān)數(shù)據(jù)研究中國(guó)農(nóng)業(yè)投資的發(fā)展情況，使用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)進(jìn)行實(shí)證研究，對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展促進(jìn)作用的顯著程度依次是農(nóng)戶集體收入、城鄉(xiāng)集體投入、農(nóng)業(yè)信貸投入、財(cái)政支農(nóng)資金，最后對(duì)結(jié)論進(jìn)行分析并提出相關(guān)政策建議。［4］張昭等基于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的理論分析和中國(guó)1995～2012年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，構(gòu)建VAR模型，研究農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與農(nóng)業(yè)投資（間接原因）和農(nóng)業(yè)機(jī)械化（直接原因）之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，結(jié)果表明農(nóng)業(yè)投資的沖擊對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響較小，農(nóng)業(yè)機(jī)械化的沖擊對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響有一定的滯后性，而農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向沖擊促進(jìn)了農(nóng)業(yè)投資的增加和農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度的提高。［5］黃龍俊江等基于江西省2000～2019年的相關(guān)時(shí)間序列數(shù)據(jù)，利用VAR模型分析農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新、農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，結(jié)果表明，三者之間互動(dòng)機(jī)制復(fù)雜，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新和農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步在長(zhǎng)期內(nèi)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有持續(xù)提升的影響。［6］

綜上所述，學(xué)者們?cè)诶碚摵蛯?shí)證方面以農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步和農(nóng)業(yè)投資單因素對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響研究頗多。但在現(xiàn)有研究中，缺乏對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步、農(nóng)業(yè)投資與農(nóng)業(yè)發(fā)展之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系研究。前沿領(lǐng)域研究中一部分學(xué)者以全國(guó)或部分省市為研究對(duì)象，但尚未有研究視角聚焦到東北三省，并結(jié)合“東北問題”來分析現(xiàn)實(shí)對(duì)策。東北三省對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)具有極其重要的作用，其農(nóng)業(yè)技術(shù)水平和農(nóng)業(yè)投資規(guī)模對(duì)糧食產(chǎn)量和糧食安全具有重要影響。本文利用面板向量自回歸模型，運(yùn)用Granger因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解計(jì)量分析方法系統(tǒng)研究三者之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，以動(dòng)態(tài)經(jīng)濟(jì)分析的形式考察農(nóng)業(yè)投資、農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)業(yè)發(fā)展之間的作用機(jī)制。同時(shí)還需加強(qiáng)探索東北三省在“飛地經(jīng)濟(jì)”中如何注入新動(dòng)能，打造鄰省之間農(nóng)業(yè)農(nóng)村協(xié)同發(fā)展新格局的設(shè)想，有效推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展，才能為實(shí)現(xiàn)東北鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略提出更科學(xué)有效的政策建議。

二、模型構(gòu)建和變量設(shè)定

（一）Panel VAR模型構(gòu)建

Sims于1980年首次開發(fā)了VAR模型，作為對(duì)傳統(tǒng)回歸方法的創(chuàng)新。根據(jù)數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)特性，VAR模型將系統(tǒng)中的每個(gè)內(nèi)生變量視為系統(tǒng)中其他變量滯后值的函數(shù)。Holts-Eakin、Newey、Rosen等學(xué)者結(jié)合了面板模型和時(shí)間序列模型的優(yōu)點(diǎn)，首次將var時(shí)間序列分析方法擴(kuò)展到面板數(shù)據(jù)分析。［7］因此，結(jié)合研究的變量數(shù)據(jù)特點(diǎn)，本文建立如下PVAR模型：

上式中，i代表各省份，t代表年份，yit代表農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步和農(nóng)村水利建設(shè)投資兩個(gè)變量；由于變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系可能存在區(qū)域一致性，本文在模型中加入αi代表地區(qū)固定效應(yīng)，βt代表時(shí)間固定效應(yīng)，εi，t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。本文使用stata14.0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析，并使用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解等測(cè)量研究結(jié)果。

（二）變量說明

基于數(shù)據(jù)樣本的平衡性和可得性，本文選擇的研究樣本長(zhǎng)度為24年，從1995～2019年，截面區(qū)域包括東北三省。由于在研究中價(jià)格涉及到農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值和農(nóng)村居民人均收入等貨幣單位數(shù)據(jù)，為消除研究中的通貨膨脹等因素的干擾，以1995年農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)為基期進(jìn)行縮減后的實(shí)際收入作為各地區(qū)農(nóng)村居民的人均純收入。本文的農(nóng)業(yè)研發(fā)投資的代理變量為農(nóng)村水利建設(shè)投資，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力為農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的替代變量，農(nóng)村居民人均收入以及農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)來自《中國(guó)農(nóng)業(yè)年鑒》和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站。在農(nóng)村居民收入方面，學(xué)者們一般采用國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的農(nóng)村居民人均純收入指數(shù)來衡量農(nóng)村居民的收入狀況。統(tǒng)計(jì)學(xué)指標(biāo)的意義在于，農(nóng)村居民總收入中扣除生產(chǎn)和非生產(chǎn)管理費(fèi)用、稅費(fèi)和集體勞動(dòng)合同金額后的剩余部分可直接用于生產(chǎn)性和非生產(chǎn)性建設(shè)投資的收入構(gòu)成消費(fèi)和儲(chǔ)蓄。根據(jù)這一研究實(shí)踐，本文用東北三省的農(nóng)村居民人均純收入來表示農(nóng)村居民收入。目前，學(xué)術(shù)界對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步指數(shù)的構(gòu)建存在一定的分歧。例如，以整個(gè)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)部門為重點(diǎn)的技術(shù)進(jìn)步通過全要素生產(chǎn)率（TFP）進(jìn)行評(píng)估。一些學(xué)者注重探討農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對(duì)勞動(dòng)力要素的替代效應(yīng)，也就是節(jié)約型技術(shù)進(jìn)步的影響，主要以農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平作為農(nóng)業(yè)部門勞動(dòng)節(jié)約型技術(shù)進(jìn)步的替代變量。本文參考張寬（2017）在具體實(shí)證模型中采用農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力與農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人數(shù)之比來衡量農(nóng)業(yè)機(jī)械技術(shù)進(jìn)步。［8］表1報(bào)告了區(qū)域農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、農(nóng)村居民人均收入、農(nóng)村水利建設(shè)以及農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的統(tǒng)計(jì)特征。

表1 變量的統(tǒng)計(jì)特征

三、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

具有時(shí)間序列數(shù)據(jù)性質(zhì)的時(shí)間趨勢(shì)是面板數(shù)據(jù)的特征之一，因此這些經(jīng)濟(jì)變量不符合經(jīng)濟(jì)模型中的數(shù)據(jù)穩(wěn)定性要求。非平穩(wěn)性時(shí)間序列在經(jīng)濟(jì)模型分析中會(huì)陷入“虛假回歸”的陷阱，導(dǎo)致模型結(jié)果缺乏必要的說服力。目前驗(yàn)證面板數(shù)據(jù)穩(wěn)定性的方法主要是基于時(shí)間序列數(shù)據(jù)單位根驗(yàn)證的擴(kuò)展，主要包括LLC、Breitung、Hadri、IPS、Fisher檢驗(yàn)等等。［8］在面板數(shù)據(jù)中不同于多數(shù)時(shí)間序列數(shù)據(jù)會(huì)用到的 LLC（Levin，Lin and Chu，2002）檢驗(yàn)方式或者 IPS（Im，Pesaran and Shin，2003）檢驗(yàn)方式。［9－10］為了增強(qiáng)檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)定性，本文同時(shí)采用LLC和IPS兩種檢驗(yàn)方式，前者是針對(duì)同質(zhì)單位根的檢驗(yàn)，后者則是針對(duì)異質(zhì)單位根的檢驗(yàn)。表2中的檢驗(yàn)結(jié)果表明，所有變量均通過了至少5%的顯著性檢驗(yàn)，且所有變量的序列均為平穩(wěn)序列。

表2 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表2可知，當(dāng)對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、農(nóng)村居民人均收入、農(nóng)村水利建設(shè)投資和農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的對(duì)數(shù)值作為單位根進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，所有原假設(shè)都不能被拒絕，因此這四個(gè)變量都是不穩(wěn)定的。由于單位根檢驗(yàn)，它們的一階差分否定了存在單位根的假設(shè)，其顯著性至少為5%。因此，可以判斷所有經(jīng)濟(jì)變量均為一階單整平穩(wěn)序列。

（二）PVAR模型的滯后期選擇

本文在PVAR程序中構(gòu)建AIC、BIC和HQIC統(tǒng)計(jì)量來選擇面板模型的最優(yōu)滯后期，其中農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步和農(nóng)村水利建設(shè)這兩個(gè)經(jīng)濟(jì)變量作為外部沖擊是相互獨(dú)立的變量，因此本文把農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步、農(nóng)民收入和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值作為系統(tǒng)框架，考察它們之間的動(dòng)態(tài)相關(guān)性和變量之間的影響效應(yīng)。本文利用傳統(tǒng)的時(shí)間序列非限制性向量自回歸模型來構(gòu)造適當(dāng)?shù)腜VAR模型。

表3和表4分別報(bào)告了農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步、農(nóng)民收入和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值以及農(nóng)村水利建設(shè)投資、農(nóng)民收入和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的PVAR模型系統(tǒng)的滯后3期的相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果，顯然，針對(duì)PVAR模型的檢驗(yàn)結(jié)果，AIC、BIC和HQIC都建議建立滯后1期的PVAR模型。一般來說，面板VAR模型的滯后期選擇沒有嚴(yán)格的選擇依據(jù)。在研究中，通常通過結(jié)合一些基本檢驗(yàn)結(jié)果和樣本長(zhǎng)度來選擇適當(dāng)?shù)臏笃凇?/p>

表3 Panel VAR模型的滯后期檢驗(yàn)結(jié)果（農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步）

表4 PVAR模型的滯后期檢驗(yàn)結(jié)果（農(nóng)村水利建設(shè)投資）

（三）面板Granger因果分析

為了進(jìn)一步分析農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步、農(nóng)村水利建設(shè)投資、農(nóng)村居民人均收入和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值之間的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)影響效應(yīng)，考慮到農(nóng)民收入受一些個(gè)體特征因素的影響，根據(jù)Wald系數(shù)約數(shù)檢驗(yàn)，研究了變量間的Granger原因。表5的檢驗(yàn)結(jié)果顯示農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步、農(nóng)村居民人均收入和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值之間均存在顯著的Granger原因，所有變量至少在5%水平通過了顯著性檢驗(yàn)。具體來看，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值與農(nóng)村居民人均收入之間存在顯著的Granger原因，表明農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值與農(nóng)村居民人均收入之間的長(zhǎng)期相互動(dòng)態(tài)驅(qū)動(dòng)效應(yīng)明顯。同時(shí)，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)村居民人均收入和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值有重要影響。結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步不僅是影響農(nóng)村居民人均收入和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的重要影響機(jī)制，而且農(nóng)業(yè)發(fā)展離不開農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步。

表5 農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步、農(nóng)村居民人均收入和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值之間的Granger原因檢驗(yàn)

表6的檢驗(yàn)結(jié)果顯示農(nóng)村水利建設(shè)投資、農(nóng)村居民人均收入和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值之間均存在顯著的Granger原因，所有變量至少在5%水平通過了顯著性檢驗(yàn)，這表明，各方程中其他變量的聯(lián)合作用對(duì)被解釋變量的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)預(yù)測(cè)效果顯著，這在一定程度上解釋了本文模型的合理性。具體來看，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、農(nóng)村居民人均收入和農(nóng)村水利建設(shè)投資之間互相存在顯著的Granger因果關(guān)系，這說明農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、農(nóng)村居民人均收入和農(nóng)村水利建設(shè)投資之間長(zhǎng)期相互動(dòng)態(tài)驅(qū)動(dòng)效應(yīng)比較明顯，而且農(nóng)村水利建設(shè)投資對(duì)農(nóng)村居民人均收入和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值具有重要的影響。

表6 農(nóng)村水利建設(shè)投資、農(nóng)村居民人均收入和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值之間的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

（四）脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

通過面板Granger分析變量之間的因果關(guān)系，然后通過脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)一步研究變量之間的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)相互作用。經(jīng)過200次蒙特卡羅（Monte-Carlo）模擬，分別得到了農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步滯后10個(gè)周期和農(nóng)村水利建設(shè)投資滯后10個(gè)周期的脈沖響應(yīng)圖。脈沖響應(yīng)函數(shù)在其他變量不變的前提下，較好地模擬了一個(gè)變量對(duì)另一個(gè)變量沖擊響應(yīng)的動(dòng)態(tài)影響軌跡，較好地反映了經(jīng)濟(jì)變量之間的動(dòng)態(tài)傳遞路徑。圖1是農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)村水利建設(shè)投資的脈沖響應(yīng)圖，從中可以得出以下結(jié)論：

1.當(dāng)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)村居民人均收入的影響為一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差時(shí)，從長(zhǎng)期來看，農(nóng)村居民人均收入顯著為正，在10期響應(yīng)值達(dá)到峰值。這說明農(nóng)業(yè)發(fā)展離不開技術(shù)進(jìn)步，技術(shù)進(jìn)步的速度對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展有直接影響并且對(duì)農(nóng)民收入也有積極的作用。

2.農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步給予農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊時(shí)，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值在長(zhǎng)期內(nèi)顯著為正，而且正向響應(yīng)不斷放大，在10期響應(yīng)值達(dá)到峰值。這說明農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步不僅對(duì)農(nóng)民收入有積極的影響，對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值也有促進(jìn)作用。

3.農(nóng)村水利建設(shè)投資對(duì)農(nóng)村居民人均收入和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的影響為一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差時(shí)，從長(zhǎng)期來看，農(nóng)村居民人均收入和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值顯著為正，在10期響應(yīng)值達(dá)到峰值。這說明政府對(duì)農(nóng)業(yè)和農(nóng)民支援的效果會(huì)立即體現(xiàn)。

（五）方差分解

在脈沖響應(yīng)分析的基礎(chǔ)上，通過方差分解進(jìn)一步研究結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量波動(dòng)的貢獻(xiàn)。為了更加精確地評(píng)估農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步和農(nóng)村水利建設(shè)投資與農(nóng)業(yè)發(fā)展之間的相互影響程度，基于脈沖響應(yīng)函數(shù)，筆者通過進(jìn)一步的方差分解進(jìn)行了200次蒙特卡羅模擬，以生成95%置信水平下的面板方差分解結(jié)果，如表7所示。

在分解農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步誤差項(xiàng)時(shí)，第一期農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和農(nóng)村居民人均收入的影響不明顯，但農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步本身的影響隨著時(shí)間的推移逐漸減弱，第二期對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的貢獻(xiàn)度為16%，對(duì)農(nóng)村居民人均收入的貢獻(xiàn)度為2%。第五期農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步自身的影響減弱到75%。對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的貢獻(xiàn)度增加為23%，對(duì)農(nóng)村居民人均收入的貢獻(xiàn)度也增加到5%。如表7可見農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的貢獻(xiàn)度從第二期的16%增加到25%，而對(duì)農(nóng)村居民人均收入的貢獻(xiàn)度比對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的貢獻(xiàn)度微弱，這說明農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值有更加積極的影響。

表7 對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的方差分解結(jié)果

在農(nóng)村水利建設(shè)投資誤差項(xiàng)的分解中，第一期農(nóng)村水利建設(shè)投資對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和農(nóng)村居民人均收入的影響不明顯，然而，隨著時(shí)間的延長(zhǎng)，農(nóng)村水利建設(shè)投資本身的影響隨著時(shí)間的推移逐漸減弱，第二期對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的貢獻(xiàn)度為3%，對(duì)農(nóng)村居民人均收入的貢獻(xiàn)度為2%。第五期農(nóng)村水利建設(shè)投資自身的影響減弱到95%。對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的貢獻(xiàn)度增加為5%，對(duì)農(nóng)村居民人均收入的貢獻(xiàn)度也增加到17%。根據(jù)表8可見農(nóng)村水利建設(shè)投資對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的貢獻(xiàn)度比對(duì)農(nóng)村居民人均收入的貢獻(xiàn)度微弱，這說明農(nóng)村水利建設(shè)投資對(duì)農(nóng)村居民人均收入有更加積極的影響，這剛好與農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和農(nóng)村居民人均收入的影響是相反的結(jié)果。

表8 對(duì)農(nóng)村水利建設(shè)投資的方差分解結(jié)果

四、研究結(jié)論與政策建議

本文通過分析農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步和農(nóng)村水利建設(shè)投資對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響，利用東北三省1995～2019年的面板數(shù)據(jù)，對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步、農(nóng)村水利建設(shè)投資、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和農(nóng)村居民人均收入之間的動(dòng)態(tài)影響關(guān)系進(jìn)行探究，運(yùn)用面板VAR模型的Granger因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解計(jì)量分析方法進(jìn)行系統(tǒng)的實(shí)證分析，并得出以下結(jié)論：

第一，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的沖擊對(duì)各變量有正向促進(jìn)作用，從方差分解結(jié)果中也可以得知農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的影響大于對(duì)農(nóng)民收入的影響程度。農(nóng)村水利建設(shè)投資對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展有長(zhǎng)期的正向促進(jìn)作用，這與政府的市場(chǎng)親和性干預(yù)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有利的理論論據(jù)相得益彰。農(nóng)村水利建設(shè)投資對(duì)農(nóng)民收入的正效應(yīng)明顯大于農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值，這也符合農(nóng)村水利建設(shè)投資通過增加農(nóng)民收入來增進(jìn)社會(huì)福利的宗旨。

第二，基于面板Granger因果檢驗(yàn)分析發(fā)現(xiàn)，各變量之間互為Granger因果，表明農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步、農(nóng)村水利建設(shè)投資、農(nóng)村居民人均收入和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值之間存在長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)驅(qū)動(dòng)效應(yīng)。這說明農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步和農(nóng)村水利建設(shè)投資對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展有牽引作用，為了促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與農(nóng)民收入，也應(yīng)著力提高農(nóng)業(yè)技術(shù)，增加農(nóng)村水利建設(shè)投資。

基于上述研究結(jié)論，本文提出如下政策建議：

第一，探索農(nóng)業(yè)科技協(xié)同創(chuàng)新、科技與產(chǎn)業(yè)緊密結(jié)合的農(nóng)業(yè)科技改革發(fā)展之路，提升東北農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度，為東北現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展增加新動(dòng)能。把農(nóng)業(yè)技術(shù)提高和農(nóng)村水利建設(shè)作為改善農(nóng)村發(fā)展的重中之重，堅(jiān)持做好水利事業(yè)，強(qiáng)化農(nóng)業(yè)創(chuàng)新科技隊(duì)伍，更好地服務(wù)農(nóng)業(yè)農(nóng)村，為實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興貢獻(xiàn)力量。

第二，農(nóng)業(yè)投資以及水利事業(yè)的建設(shè)一直以來都是我國(guó)重大的國(guó)家發(fā)展項(xiàng)目，同時(shí)也是國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展的根基和命脈。因此在建設(shè)的過程中應(yīng)把握好生態(tài)文明和農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展建設(shè)的關(guān)系，在保護(hù)生態(tài)環(huán)境的基礎(chǔ)上完成農(nóng)村水利事業(yè)建設(shè)，持續(xù)提高東北三省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的二十字方針也表明農(nóng)村發(fā)展存在巨大潛力，加大農(nóng)業(yè)水利建設(shè)，保障農(nóng)業(yè)人口的飲水質(zhì)量與飲水安全，從而提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率是實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的必要手段。

第三，當(dāng)前東北地區(qū)與東部地區(qū)開展“飛地經(jīng)濟(jì)”具備充分良性的合作空間和共贏的合作利益，更加具備農(nóng)業(yè)對(duì)口合作的時(shí)代契機(jī)。靈活運(yùn)用“飛地抱團(tuán)”思路，通過東三省要素互補(bǔ)、利益共享，為東北農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的可持續(xù)發(fā)展提供招商引資的必要環(huán)境。探索東三省“飛地”農(nóng)業(yè)協(xié)作模式，深度融入東西部對(duì)口幫扶持續(xù)一體化發(fā)展的大局之中。