當前我國農業可持續發展影響因素與實證分析

摘要：“三農”問題一直是困擾我國現代化發展的重要問題，尤其是農業生產的可持續發展問題，近年來一直成為理論界乃至政策部門研究的重點論題。本文根據可持續發展的相關理論，從影響農業生產發展的相關因素出發，通過建立計量經濟模型進行相關實證分析，找出影響中國農業發展的制約因素，并結合自身專業知識提出一些對策和建議。

關鍵詞：農業 可持續發展 實證分析

一、前言

中國是一個農業大國，有著幾千年的農業發展歷史，中國13億人民的溫飽問題根本上要靠農業生產的發展來解決，在當前中國構建社會主義和諧社會大背景下，中國農業問題尤其是農業的可持續增長問題就顯得格外重要。中國農業的可持續性發展的本質是要通過協調一切農業資源（無論是自然資源還是社會資源）、一切生態資源與人類自身三者之間的關系，在實現當代人發展的同時，又要確保這種發展不以損害后代人的利益為代價，即確保后代人發展的機會。這就要求我國農業在發展時選擇適合自己的可持續性增長方式，充分利用現有的有限資源，在不斷出現的環境污染、資源短缺、需求膨脹、效率低下等環境下調整農業結構，改變傳統思維，拓寬發展思路，以促進農業生產的有序、健康、穩定發展。

二、我國農業可持續性增長影響因素的實證分析

我國的改革開放是從農業開始的，至今為止，農業生產獲得了空前的進步。在這里，我們將利用過去15年的統計數據，運用相關實證分析模型加以剖析，從中找出影響中國農業可持續增長的重要因素。

（一）設定被解釋變量與解釋變量

根據農業生產發展的經驗，我們且設定農業生產總產值為被解釋變量（用Y表示），解釋變量分別為：農業勞動投入量L（用農業從業人口表示）；農業資本投入K（分別用化肥施用量K1和農村水電建設投資K2表示）；農作物總播種面積R；農業技術水平T（用農業機械總動力 表示）。其它的相關影響因素譬如農業生產的政策法規、經濟制度、工業化水平等因度量比較困難且對農業生產發展的影響不如前幾者顯著，故此不予討論。

（二）數據處理與模型關系設定

選取過去15年被解釋變量與解釋變量的數值作為樣本數據，如下表所示：

根據樣本數據分別作出被解釋變量Y與解釋變量L、K₁、K₂、R、T之間的散點圖，從散點圖可以判斷解釋變量和被解釋變量之間存在著直接的線性關系，于是得到該農業生產函數的形式為Y=C+α₁L+α2K₁+α3K₂+α₄R+α₅T+ε

上述模型中， α₁(i=1，2，3，4，5)的經濟意義為解釋變量的產出彈性，所以0≤α₁≤1； 為隨機誤差項，描述變量外的因素對模型的干擾；C為常數虛擬變量，包含政策、法規、制度等難以量化的因素的影響。

（三）參數估計

1．利用Eviews軟件對上表中的數據作OLS分析，分析結果見下表所示：

Dependent Variable:Y

Method:Least Squares

Date:12/23/06 Time:10:13

Sample:1991 2005

Included observations:15

由上表可知，L對應的t=-2.949088，p=0.0162，且系數為負；T對應的t=-2.048352，p=0.0708，且系數也為負值，初步判斷其不符合經濟意義。再有K₂對應的t=1.793104，p=0.1065，顯著性比較差，但是K₁的系數為3.601936，從經濟檢驗的角度出發，應選擇剔除K₁。故在此運用逐步回歸方法，可以先考慮剔除L和T，再剔除K₁，以增強方程解釋變量的顯著性。

2．剔除L變量，利用OLS方法對其他變量進行分析，得到下面的函數形式：

Y=-27796.19+7.528936K₁+0.003410K₂+0.119556R-0.271884T

（-2.461813）（9.085577） （6.722781） （1.360102） （-5.320077）

R¹=0.994279 R¹²=0.991990F=434.4530DW=2.008998

我們發現：T對應的t=-5.320077，p=0.0003，且系數為負值，R對應的t=1.360102，p=0.2037，前者不符合經濟意義，后者顯著性比較差，而且對比（1）和（2）我們發現判定系數由0.997下降到0.994，可知L對被解釋變量的影響程度比較小。

3．剔除T變量，用同樣方法對其他變量進行分析，得到下面的函數形式：

Y=-3543.564+6.311725K₁+0.001301K₂-0.064538R

（-0.183835）（4.246822） （2.203309） （-0.428017）

R²=0.978085 R¹²=0.972108F=163.6468DW=0.865450

由上式可知，R對應的t=-0.428017，p=0.6769，且系數為負值，不符合經濟意義，且顯著性比較差，而且對比（2）和（3），發現判定系數由0.997下降到0.978，說明T變量對被解釋變量的影響程度不大。

4．剔除K₁變量，利用OLS方法對其他變量進行分析，結果如下：

Y=-60460.42+0.003564K₂+0.440895R

（-2.805568）（8.975873） （3.061467）

R²=0.942153 R¹²=0.932512 F=97.72277 DW=0.525755

結果顯示，K2和R的顯著性非常好，擬合優度為0.942153，也很好，F=97.72277，也很大，而且隨著L、T、K₂的剔除，常數C的顯著性明顯逐漸增強，而擬合優度R₂只是略微下降，可以得出，方程基本上可以由K₂和R₂來解釋。

基于以上分析，可以得出農業生產函數形式為：

Y=-60460.42+0.003564K2+0.440895R

（-2.805568）（8.975873）（3.061467）

R²=0.942153 R¹=0.932512F=97.72277 DW=0.525755

（四）模型的檢驗

１．經濟學檢驗

K₂和R的系數分別為0.003564和0.440895，說明農業生產和水電建設投資以及農作物播種面積成正比例關系，符合經濟意義，所以經濟學檢驗通過。

２．統計學檢驗

①t檢驗

變量數k=5，樣本容量n=15，t分布臨界值為：t0.025(15-5-1)=2.262， C的t=-2.805568 ，K₂的t=8.975873，R的t=3.061467，所以在置信水平為95%時，方程的擬合優度比較好，能夠通過變量的顯著性檢驗。

②F檢驗

模型樣本容量為15，變量數為5，F0.05(5，9)=3.48而方程的F=97.72277遠大于臨界值，所以在置信水平為95%的情況下可以認為理論方程的線形關系非常顯著。

③擬合優度檢驗

方程的R² =0.942153、R¹²=0.932512，方程的擬合效果還比較好，所以方程的擬合優度檢驗通過。

３．異方差檢驗

利用Park檢驗方法得到以下結果：

1ne²_i=-4.431784-2.1113681nk₂+3.973141Nr

(-0.007507)(-1.301652) (0.07814)

R²=0.214068 F=1.634246 (-0.007507)(-1.301652) (0.07814)

R²=0.214068 F=1.634246

且對應的p值分別為 0.9941，0.2175，0.9390

我們可以看出，變量的t值很小，不僅解釋變量的顯著性非常差，而且方程的總體顯著性也非常差，方程的擬合優度僅為0.214068，由此造成方程的相對誤差極大。因此不存在如上述公式所示的明顯的線性關系，進而表明原模型不存在異方差性。

４．自相關性檢驗

模型的變量數k=5，樣本容量n=15，顯著性α=0.05時，查表得： d_L=0.946，d_u=1.543，OL=2.46，說明方程存在一階自相關性。運用迭代估計法經過十次迭代消除一階自相關性，建立模型為：

Y = -42968.78 + 0.003122K2 + 0.33681R

(-1.032767)(15.939102)(1.26393)

R²=0.975 R¹²=0.967633 DW=1.416593F=130.5462

從經濟意義方面檢驗參數估計量，各參數值意義明確，沒有顯著的錯誤。從統計檢驗上看，方程的擬合度很高，總體顯著性明顯，在a=0.05顯著水平下，都通過了t檢驗，統計量F=130.5462表明解釋變量K₂、R顯著。根據以上輸出結果表明，調整后模型的DW=1.416593，k=2，n=15，查表得dl=0.946，du=1.543，dl＜DW＜du，不能判斷是否存在自相關性，然后根據以下殘差圖可以看出模型已經不存在自相關性，因此模型已經消除了自相關性的影響。

殘差圖

sample:1992 2005

Included observations:14

Q-statistic

probabilities

adjusted for 1

ARMA term(s)

５．多重共線性檢驗

在上文參數估計過程中，我們已經使用了逐步回歸分析方法，因此已經消除了方程中的多重共線性問題，在此就不予贅述。

因此，農業生產函數的最終模型為：

Y = -42968.78 + 0.003122K2 + 0.33681R

(-1.032767)(15.939102)(1.26393)

R²=0.975 R¹²=0.967633DW=1.416593F=130.5462

這個模型符合中國的實際情況。

三、結論及對策

通過上面的模型分析，我們可以得出以下結論，即農業的生產發展和農業水電建設投資尤其是農作物總播種面積密切相關，而與農業勞動力人口、化肥純施用量、農業機械總動力關系不是很顯著，我們可作如下解釋，并針對當前現實提出一些建議或對策：

（一）就理論模型來看，農業勞動投入與農業總產值增長呈負相關，這與當前我國大部分地區勞動力大量富余的客觀現實有關

因農村人口和勞動力的迅速增長，依靠農業發展來解決生存的壓力也越來越大，生存的壓力導致耕地過度開墾、地力退化嚴重、荒漠化問題突出、農業生態環境逐漸惡化，農業的發展必然不會體現可持續性發展，因而在當前強調技術輔助農業的時期，農村人口和勞動力人口的過速增長對農業生產的增長作用就難以體現出正相關。因此在這種情況下，要實現農業的可持續性發展就要采取相應措施，使部分農業資源向經濟效益、環保效益好的漁業、林業方面以及與農業密切相關的副業轉移，鼓勵那些與農產品相關的鄉鎮企業的發展，亦可以鼓勵富余的農業人口向第三產業轉移，這樣可以使得農業資源分配更加合理，資源效率也會得到更好的實現，也有利于農業生產的“一條龍”化經營，化解當前農業勞動力人口尤其是專門依靠耕地生存的種植業人口的生存壓力。

（二）從理論模型來看，化肥的施用量即農業資本在種植業上的純投資對農業生產的發展好像并不顯著

原因是在可持續性發展的大前提下，化肥施用量的提高一定時期內確實可以促進農業生產尤其是糧食生產的發展，然而化肥的過度投入會影響生態質量。長遠來看，對農業生產的發展并不是一件好事。而且模型結果顯示，當前我國農業機械總動力即機械化程度對農業生產并沒有顯著作用，說明我國農業生產的機械化水平還不足以顯著影響農業生產。因此從我國農業可持續性發展的角度來看，必須對化肥、農藥等的施用量加以一定限制，更多的要依靠純技術創新提高農業尤其與居民生活密切相關的糧食的產量，國家對農業技術創新不僅要大力提倡，更應該在資金投入上大力支持，使得農業技術人員可以放下一切負擔專門從事農業技術（包括農業品種和農業機械）的開發和研究。

（三）理論模型的最后結果顯示，我國目前農業生產和農業水電建設尤其和農作物總播種面積相關，這從另一個方面顯示了我國農業可持續性發展將面臨的巨大困境

農作物總播種面積并不直接和農業增長有關，而要受到自然災害以及人為破壞的影響，因此農作物的有效播種面積（農作物總播種面積-受災面積）在今后將面臨極大挑戰，何況當前農業水電建設正在發展時期，并不能很快化解自然災害的負面影響。這告訴我們，我國農業的可持續性發展，在今后一段相當長的時期要不懈地加大力度保護農作物播種面積尤其是可用耕地的面積，還要大力開發農村中的水電建設，盡量減少旱澇災害對農業生產的巨大破壞作用。

（四）在農業可持續性發展過程中，農業政策對農業發展的作用也非常顯著

我們可以從模型中推斷出來，國家對農業的財政投入在很大程度上直接影響到農業增長，在中國這樣一個十幾億人口的大國，要養活這么多人就離不開農業的大力發展，國家不但要大力提高對農業技術水平的開發費用，培養一支高效精干的農業科技推廣隊伍，還要加大對農業基礎設施建設的投入力度，加強對建設資金的管理，提高建設資金的使用效率。

總之，從目前形勢來看，我國農業經濟增長模式為不可持續模式，影響農業生產的諸多因素不容樂觀，要切實加快農業發展，解決困擾中國幾十年甚至更長時間的“三農”問題任重道遠，需要進一步深入研究。

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