金 陽，滿桐彤

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

一、引言

“十四五”時期，“三農(nóng)”問題仍然發(fā)揮著壓艙石的作用，鞏固和發(fā)展農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟是確保經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展和社會大局穩(wěn)定的重要基礎(chǔ)，做好鞏固拓展脫貧攻堅成果同鄉(xiāng)村振興有效銜接，是農(nóng)村改革發(fā)展的必然要求。2021年中央一號文件提出要加快突破農(nóng)業(yè)關(guān)鍵核心技術(shù)，強化創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展，加快推進農(nóng)業(yè)機械化、先進實用技術(shù)集成創(chuàng)新與推廣應(yīng)用。同時，將大力實施鄉(xiāng)村建設(shè)作為工作重點，通過提高農(nóng)村教育質(zhì)量、發(fā)展職業(yè)技術(shù)教育與技能培訓(xùn)等措施全面推進健康鄉(xiāng)村建設(shè)。農(nóng)業(yè)技術(shù)進步、農(nóng)村人力資本投資與農(nóng)業(yè)發(fā)展的關(guān)系密不可分，農(nóng)業(yè)機械化水平與農(nóng)村人力資本投資水平直接影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展。

農(nóng)業(yè)技術(shù)進步加快了我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進程，且極大地促進了我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的現(xiàn)代化對勞動者素質(zhì)和農(nóng)業(yè)科學(xué)技術(shù)水平的要求越來越高，且農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的高質(zhì)量增長離不開以專業(yè)農(nóng)機經(jīng)營戶為代表的農(nóng)村人力資本的投資和積累。因此，厘清東北三省農(nóng)業(yè)技術(shù)進步、農(nóng)村人力資本投資和農(nóng)村發(fā)展之間的關(guān)系對于穩(wěn)固農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)，減少城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距以及實現(xiàn)“十四五”時期經(jīng)濟社會發(fā)展的主要目標具有重要的現(xiàn)實意義。

二、相關(guān)文獻綜述

有關(guān)農(nóng)業(yè)技術(shù)進步與農(nóng)村人力資本投資對農(nóng)業(yè)發(fā)展影響的文獻在實證方面的研究已有頗豐的成果。在農(nóng)業(yè)技術(shù)進步方面，張寬等（2017）運用中國1985～2012年的高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率和低農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的區(qū)域面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建面板向量自回歸模型深入比較分析農(nóng)業(yè)技術(shù)進步、農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移與農(nóng)民收入之間動態(tài)關(guān)系，發(fā)現(xiàn)兩區(qū)域內(nèi)農(nóng)業(yè)技術(shù)進步對農(nóng)村居民收入具有顯著正向促進作用。黃龍俊江等（2021）基于江西省2000～2019年的相關(guān)時間序列數(shù)據(jù)，利用向量自回歸（VAR）模型分析農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新、農(nóng)業(yè)技術(shù)進步與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展之間的動態(tài)關(guān)系，結(jié)果表明三者之間存在著長期穩(wěn)定平衡的關(guān)系，但互動機制復(fù)雜，農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新和農(nóng)業(yè)技術(shù)進步可長期提升農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平。

農(nóng)村人力資本方面的研究重點主要集中在農(nóng)村人力資本與經(jīng)濟增長、農(nóng)民收入、農(nóng)村人力資本投資效率以及農(nóng)村人力資本投資的影響因素上。姚旭兵等（2015）利用PVAR模型分析農(nóng)村人力資本與農(nóng)民收入增長的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村人力資本對農(nóng)民收入的影響存在顯著的區(qū)域異質(zhì)性。李學(xué)軍（2017）利用1996～2014年的中國省際面板數(shù)據(jù)，探究人力資本投資的增減對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響，發(fā)現(xiàn)若增加知識型人力資本和技能型人力資本，農(nóng)民收入分配差距將擴大；若增加基本人力資本和制度人力資本，農(nóng)民之間的收入差距將縮小。張萌琦等（2018）采用C-D生產(chǎn)函數(shù)的擴展形式，將山東省17個地市按農(nóng)業(yè)發(fā)展水平劃分為3個層次，引入健康投資和教育投資2種農(nóng)村人力資本因素探究其對山東省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的影響，結(jié)果得出兩者均能持久且顯著地促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長。孫輝等（2019）以中國14個農(nóng)業(yè)省份為例，運用傳統(tǒng)DEA模型測算農(nóng)村人力資本投資效率，結(jié)果表明傳統(tǒng)DEA模型不能消除環(huán)境因素和隨機誤差的影響，無法客觀反映實際效率值。邱雨等（2020）利用安徽省1996～2018年數(shù)據(jù)，構(gòu)建VECM模型探究三種人力資本投資對安徽農(nóng)村農(nóng)民收入的影響，結(jié)果表明安徽省農(nóng)村人力資本投資與農(nóng)村居民收入之間存在一定關(guān)系，教育投資和衛(wèi)生投資促進農(nóng)民收入增長，而移民投資對農(nóng)民收入增長有消極影響。

農(nóng)業(yè)技術(shù)進步與農(nóng)村人力資本關(guān)系相關(guān)研究方面，張永強等（2019）運用三階段DEA模型測算中國30個省份農(nóng)業(yè)技術(shù)進步估計值，利用系統(tǒng)廣義矩估計農(nóng)村人力資本、農(nóng)業(yè)技術(shù)進步對農(nóng)業(yè)碳排放的影響，結(jié)果表明農(nóng)村人力資本的提升在農(nóng)業(yè)技術(shù)進步對農(nóng)業(yè)碳排放的正影響中起到顯著的負向調(diào)節(jié)作用。閆鐵梅等（2020）基于2003～2017年省級面板數(shù)據(jù)，運用面板向量自回歸模型（PVAR）對長江經(jīng)濟帶農(nóng)業(yè)機械化、農(nóng)村人力資本投資與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行實證研究，結(jié)果表明長江經(jīng)濟帶農(nóng)業(yè)機械化、農(nóng)村人力資本投資與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間存在相互影響，且農(nóng)村人力資本投資更易受到農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響。

綜上所述，實證檢驗農(nóng)業(yè)技術(shù)進步與農(nóng)村人力資本投資單因素方面的研究較多，但鮮有學(xué)者將農(nóng)業(yè)技術(shù)進步與農(nóng)村人力資本投資結(jié)合起來研究與農(nóng)業(yè)發(fā)展之間的動態(tài)關(guān)系與作用機制，以東北地區(qū)作為研究對象更為少見。由于不同地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展水平不同，農(nóng)業(yè)技術(shù)進步、農(nóng)村人力資本投資、農(nóng)民收入和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值也存在一定差異。因此，基于中國農(nóng)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀，本文選取東北三省的農(nóng)業(yè)技術(shù)進步、農(nóng)村人力資本投資、農(nóng)民收入和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值作為系統(tǒng)框架，構(gòu)建PVAR模型，探究它們之間的動態(tài)相關(guān)性以及變量之間的影響效應(yīng)。

三、變量說明

（一）PVAR模型構(gòu)建

Newey（1988）學(xué)者結(jié)合面板模型和時間序列模型的優(yōu)點，將時間序列分析方法擴展到面板數(shù)據(jù)分析，提出面板向量自回歸模型。面板向量自回歸（PVAR）模型是通過動態(tài)聯(lián)系方程，考察多個變量之間動態(tài)相互關(guān)系，可兼顧多元線性回歸模型和相關(guān)變量滯后影響動態(tài)關(guān)系的非結(jié)構(gòu)化分析方法。PVAR模型將VAR模型向面板數(shù)據(jù)拓展，綜合考慮固定效應(yīng)和時間效應(yīng)，基于本文的研究目的，立足相關(guān)學(xué)者的研究成果，選擇面板向量自回歸（PVAR）模型進行實證分析，構(gòu)建模型如下：

上式中，i代表各省份，t代表年份，yit代表農(nóng)業(yè)技術(shù)進步和農(nóng)村人力資本投資兩個變量；由于變數(shù)之間的動態(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代表時間固定效應(yīng)，?i,t為隨機擾動項。本文使用stata15.0統(tǒng)計軟件對數(shù)據(jù)進行計量分析，并使用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解等測量結(jié)果。

（二）變量說明

本文研究樣本選擇從1995年到2019年，截面區(qū)域包括東北三省。為了深入、有效地探究東北三省農(nóng)業(yè)技術(shù)進步、農(nóng)村人力資本投資與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的內(nèi)在規(guī)律，本研究所選取的指標如下：用農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值及農(nóng)村居民收入衡量農(nóng)業(yè)發(fā)展水平，單位分別為億元和元，用AP和AI表示（1995年～2012年用農(nóng)村居民人均純收入表示農(nóng)村居民收入，2013年之后用農(nóng)村居民人均可支配收入表示農(nóng)村居民收入）；用農(nóng)業(yè)機械總動力衡量農(nóng)業(yè)技術(shù)進步，單位為千瓦/萬人，用AT表示；用農(nóng)村居民人均文教、娛樂用品及服務(wù)消費支出衡量農(nóng)村人力資本教育投資，用農(nóng)村居民人均醫(yī)療保健消費支出衡量農(nóng)村人力資本健康投資，農(nóng)村人力資本投資則是農(nóng)村人力資本教育投資與農(nóng)村人力資本健康投資之和，單位為元，用AC表示，變量統(tǒng)計特征見表1。本文的農(nóng)業(yè)機械總動力（農(nóng)業(yè)技術(shù)進步），農(nóng)村人力資本投資，農(nóng)村居民人均純收入（農(nóng)村居民人均可支配收入）以及農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值來自《吉林統(tǒng)計年鑒》《遼寧統(tǒng)計年鑒》《黑龍江統(tǒng)計年鑒》和國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站。

表1 變量的統(tǒng)計特征

四、實證結(jié)果分析

（一）變量的平穩(wěn)性檢驗

在建立PVAR模型之前，必須對各變量數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行單位根檢驗，若變量序列不平穩(wěn)，可能使模型的估計結(jié)果出現(xiàn)偏差，導(dǎo)致脈沖響應(yīng)和方差分解結(jié)果失真。長面板數(shù)據(jù)主要有LLC、Breitung、IPS、Fisher和Hadri檢驗等單位根檢驗方法。本文采用LLC和IPS兩種檢驗方式，前者是針對同質(zhì)單位根的檢驗，后者則是針對異質(zhì)單位根的檢驗。

由表2可知，當以農(nóng)業(yè)技術(shù)進步、農(nóng)村人力資本投資、農(nóng)村居民人均收入和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的對數(shù)值作為單位根進行檢驗時，部分原假設(shè)不能被拒絕，存在不穩(wěn)定變量。對變量進行一階差分后進行單位根檢驗，在1%水平上拒絕原假設(shè)，不存在單位根。因此，可以判斷所有經(jīng)濟變量均為一階單整平穩(wěn)序列。

表2 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗結(jié)果

（二）PVAR模型的滯后期選擇

本文通過測算MBIC、MAIC和MHQIC統(tǒng)計量來確定PVAR模型的最優(yōu)滯后期，其中農(nóng)業(yè)技術(shù)進步和農(nóng)村人力資本投資這兩個經(jīng)濟變量為外生變量。

表3和表4分別報告了農(nóng)業(yè)技術(shù)進步、農(nóng)民收入和農(nóng)業(yè)總生產(chǎn)值和農(nóng)村人力資本投資、農(nóng)民收入和農(nóng)業(yè)總生產(chǎn)值的PVAR模型系統(tǒng)的滯后3期的相關(guān)檢驗結(jié)果。結(jié)果表明，MBIC、MAIC和MHQIC均建議建立滯后1期的PVAR模型。

表3 Panel VAR模型的滯后期檢驗結(jié)果（農(nóng)業(yè)技術(shù)進步）

表4 PVAR模型的滯后期檢驗結(jié)果（農(nóng)村人力資本投資）

（三）變量的穩(wěn)定性檢驗

對農(nóng)業(yè)技術(shù)進步、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和農(nóng)村居民人均收入模型和農(nóng)村人力資本投資、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和農(nóng)村居民人均收入模型進行穩(wěn)定性檢驗。如圖1所示兩個模型的所有變量都在圓圈內(nèi)，說明模型穩(wěn)定。

圖1 穩(wěn)定性檢驗：農(nóng)業(yè)技術(shù)進步（左），農(nóng)村人力資本投資（右）

（四）脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

通過脈沖響應(yīng)函數(shù)進一步研究變量之間的長期動態(tài)相互作用。本文主要分析農(nóng)業(yè)技術(shù)進步、農(nóng)村人力資本投資兩個變量對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值與農(nóng)村居民受到?jīng)_擊后的響應(yīng)，考查變量從初始沖擊到長期穩(wěn)態(tài)的整個動態(tài)過程。經(jīng)過200次蒙特卡羅（Monte-Carlo）模擬，分別得到農(nóng)業(yè)技術(shù)進步滯后10個周期和農(nóng)村人力資本投資滯后10個周期的脈沖響應(yīng)圖，如圖2所示。首先，當農(nóng)業(yè)技術(shù)進步對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值產(chǎn)生一個單位標準差沖擊時，從長期來看，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值顯著為正，在1期響應(yīng)值達到峰值后有微弱下降趨勢，隨后趨于穩(wěn)定，說明農(nóng)業(yè)發(fā)展離不開技術(shù)進步，農(nóng)業(yè)技術(shù)進步對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值有促進作用。其次，當農(nóng)業(yè)技術(shù)進步對農(nóng)村居民收入產(chǎn)生一個單位標準差沖擊時，在0～1期產(chǎn)生負向響應(yīng)，在1～4期逐步遞增，隨后趨于穩(wěn)定并顯著為正，說明農(nóng)業(yè)發(fā)展離不開技術(shù)進步，技術(shù)進步速度直接影響農(nóng)業(yè)發(fā)展并對農(nóng)民收入存在積極作用。最后，當農(nóng)村人力資本投資對農(nóng)村居民人均收入和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值產(chǎn)生一個單位標準差沖擊時，從長期來看，農(nóng)村居民人均收入和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值顯著為正，在1期響應(yīng)值達到峰值，隨后下降并趨于穩(wěn)定，說明當人力資本投資見效后，會對農(nóng)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生正向的推動作用。

圖2 脈沖響應(yīng)函數(shù)：農(nóng)業(yè)技術(shù)進步（左），農(nóng)村人力資本投資（右）

（五）方差分解

在分解農(nóng)業(yè)技術(shù)進步誤差項時，第1期農(nóng)業(yè)技術(shù)進步對農(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)進步本身的影響隨著時間的推移逐漸減弱；第2期對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的貢獻度為10%，對農(nóng)村居民人均收入的貢獻度為2%；第5期農(nóng)業(yè)技術(shù)進步自身的影響減弱到63%，對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的貢獻度增加為38%，對農(nóng)村居民人均收入的貢獻度也增加到4%，如表5所示。

在農(nóng)村人力資本投資誤差項的分解中，第1期農(nóng)村水利建設(shè)投資對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和農(nóng)村居民人均收入的影響不明顯，且隨著時間的延長，農(nóng)村人力資本投資本身的影響隨著時間的推移逐漸減弱；第2期對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的貢獻度為0.7%，對農(nóng)村居民人均收入的貢獻度為5%；第7期農(nóng)村人力資本投資自身的影響減弱到88.6%，對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的貢獻度增加為2.4%，對農(nóng)村居民人均收入的貢獻度也增加到9%，如表6所示。

表6 對農(nóng)村人力資本投資的方差分解結(jié)果

五、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

本文基于東北三省1995～2019年的面板數(shù)據(jù)，運用PVAR模型，通過穩(wěn)定性檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解計量分析方法，分析農(nóng)業(yè)技術(shù)進步和農(nóng)村人力資本投資對農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響，系統(tǒng)研究農(nóng)業(yè)技術(shù)進步、農(nóng)村人力資本投資、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和農(nóng)村居民人均收入之間的動態(tài)影響關(guān)系，并得出以下結(jié)論：

（1）東北三省農(nóng)業(yè)技術(shù)進步、農(nóng)村人力資本投資、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值與農(nóng)村居民收入之間存在相互影響。農(nóng)業(yè)技術(shù)進步與農(nóng)村人力資本投資是農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要原因，農(nóng)業(yè)技術(shù)進步與農(nóng)村人力資本投資對農(nóng)業(yè)發(fā)展的優(yōu)勢作用會越來越明顯，而農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值與農(nóng)村居民收入的增加也會反過來影響農(nóng)業(yè)技術(shù)進步和農(nóng)村人力資本投資。

（2）農(nóng)村人力資本投資對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長對農(nóng)業(yè)機械化的影響均具有滯后性。農(nóng)村人力資本投資對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長對農(nóng)業(yè)機械化在短時間內(nèi)不僅不會產(chǎn)生推動作用，反而有可能產(chǎn)生一定負向影響，只有當這些資本積累到一定程度時農(nóng)村人力資本投資和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長才會發(fā)揮正向作用。

（3）方差分解中，農(nóng)業(yè)技術(shù)進步受到農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的影響更大，農(nóng)村人力資本投資更易受到農(nóng)村居民收入增長影響。農(nóng)村人力資本投資對農(nóng)村居民人均收入的貢獻度比對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的貢獻度微強，農(nóng)村人力資本投資對農(nóng)村居民人均收入有更積極的影響。

（二）政策建議

第一，積極推動農(nóng)機作業(yè)向合作社方向發(fā)展。東北地區(qū)農(nóng)業(yè)機械化程度已達到90%以上，位居全國第一。東北地區(qū)農(nóng)業(yè)機械化程度高主要有兩方面原因，一方面東北地區(qū)地形平坦開闊，其地理位置優(yōu)勢有利于農(nóng)業(yè)機械運作和推廣；另一方面農(nóng)機合作社引領(lǐng)農(nóng)業(yè)機械化快速發(fā)展，現(xiàn)代農(nóng)機合作社利用大型機械進行耕種，農(nóng)田作業(yè)全面實現(xiàn)標準化，不僅提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力，還大大提升了農(nóng)業(yè)抗御旱澇等自然災(zāi)害抵御能力。同樣，糧食豐收豐產(chǎn)也帶動了農(nóng)民的農(nóng)業(yè)機械需求量，有效激活農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長。

第二，完善農(nóng)村人力資本流動機制。當前，我國正處于農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的關(guān)鍵時期，迫切需要一大批職業(yè)農(nóng)民適應(yīng)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展要求，應(yīng)鼓勵農(nóng)村與農(nóng)業(yè)院校聯(lián)動發(fā)展，為農(nóng)業(yè)人力資本投資儲備充足的人才。2020年，提出“深入實施農(nóng)村創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)領(lǐng)袖培育行動”，鼓勵各類進城務(wù)工、就業(yè)、創(chuàng)業(yè)人員回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，將他們獲得的知識、技術(shù)帶到農(nóng)村，為農(nóng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展注入新的人力資本。同時，農(nóng)村需要建立相應(yīng)的人才保護機制，通過優(yōu)惠政策和良好待遇留住人才。

第三，優(yōu)化農(nóng)村人力資本投資保障工作。2019年習(xí)近平總書記視察東北三省時曾提出科技與人才是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化關(guān)鍵。鼓勵工商資本投資農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新項目，加強基層農(nóng)技推廣隊伍建設(shè)，強化對農(nóng)戶的技術(shù)培訓(xùn)與實踐指導(dǎo)，提升農(nóng)戶本身的農(nóng)業(yè)知識儲備與生產(chǎn)技能。大力培育農(nóng)機專業(yè)戶，提高農(nóng)業(yè)從業(yè)人員的整體素質(zhì)，既要加強農(nóng)業(yè)人才的理論培訓(xùn)，又要重視農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實踐，將農(nóng)機使用與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)知識結(jié)合起來，培養(yǎng)一批適應(yīng)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的新型專業(yè)農(nóng)民，促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展和實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的偉大目標。