我國農業總產值影響因素研究——基于全國31 省市數據的實證分析

□袁 磊

一、文獻綜述

我國是農業大國，農業是我國國民經濟的基礎，直接影響到我國糧食安全。學術界歷來重視對三農問題的研究，并取得了一定的成果。如:林毅夫(1994)、黃少安(2005)等，從制度經濟學角度研究了我國農業問題，認為農村的經濟體制改革對我國農業總產出的增加起到了至關重要的作用。郝利等［1］(2010)運用柯布道格拉斯生產函數，建立了農業科技進步貢獻率測算模型，對北京市1990 -2007年農業科技進步貢獻率進行測算，得出的結論是1999 -2007年北京科技農業貢獻率為78.32%。

在農業總產出方面的研究，不乏學者的計量經濟方法分析。董梅生［2］(2009)利用偏最小二乘回歸分析方法對我國農業的投入產出進行了分析，認為我國農業產出主要受家庭經營費用支出、國家財政支農支出和化肥投入量的影響，受播種面積的影響不大;農林牧漁業從業人員數越多，農業產出反而越小。廖翼等［3］(2011)利用時間序列數據建立多元線性回歸模型，對1986 -2008年洞庭湖區農業總產值的影響因素進行了分析，結果表明:農用機械總動力、機耕面積和化肥施用量每增加1%，農業總產值將分別上升1.17%、0.83%和0.40%，農作物播種面積對湖區農業生產的影響不顯著。漆文萍［4］(2005)采用多元回歸分析方法，對江西省農業生產總值的影響因素進行分析，得出結論:1970-1998年間，江西農業生產中的科技含量偏低，農作物的播種面積對農業總產值的影響最為顯著，化肥施用量其次，而政府對農業生產和事業財政支持的影響最小。

從上述學者的研究來看，不同時期、不同地區以及不同角度下，農業總產出的影響因素不盡相同，比如，在董梅生的研究中，農業總產出受播種面積影響不大，而在漆文萍的研究中，農作物播種面積是影響農業總產值的最顯著的變量。同時，在廖翼等學者的研究中，機耕面積每增加1%可以帶來農業總產值0.83%的增加，農作物播種面積卻對洞庭湖區農業總產值的影響并不顯著。因此，在本文的分析中，將多個變量引入模型，并逐步剔除t 檢驗不顯著的變量，從而找到截面數據中農業總產出的影響因素。

二、實證研究

1.指標選擇

農業是一個延續千年、伴隨人類起源和進化發展的古老行業，其產出最早最直接是由耕地與人的勞動所決定。同時農業生產離不開水，現代農業中，化肥與農藥的使用也是不可或缺的。在機械化生產的今天，農業機械的使用也在很大程度上促進了農業的發展與糧食產量的提高，因此農用機械與農村用電量也是考察農業總產值所必須考慮的重要影響因素。

綜上所述，為研究我國各省農業生產總值的影響因素，本文選取了2011年全國內地31個省或直轄市的農業從業人員數量、耕地面積、水利設施、農用機械總動力、農藥使用量、化肥使用量及農村用電量7個主要農業指標，通過建立柯布-道格拉斯生產函數，并取其對數形式進行多元線性回歸，對相應地區的農業生產總值進行解釋。詳細數據見表1。

2.回歸分析

農業總產值如上所述各要素的投入。柯布-道格拉斯函數最初是美國數學家柯布(C.W.Cobb)和經濟學家保羅?道格拉斯(PaulH.Douglas)共同探討投入和產出的關系時創造的生產函數，是目前使用最為廣泛的描述投入產出關系的生產函數之一。本文選擇柯布-道格拉斯生產函數作為研究的基本模型。

首先建立柯布-道格拉斯型農業投入與產出模型:

為便于應用最小二乘法進行多元線性回歸，將方程(1)兩邊取對數，轉化為雙對數的多元線性回歸模型:

利用Eviews 軟件進行回歸，采用后退法逐步剔除掉t 檢驗未通過的變量，并將處理結果整理如表2。

在模型1 中，變量l、gd、sl、jx 等變量的系數在10%的顯著性水平下無法通過t 檢驗，無法拒絕原假設H0:t=0，因此不能認為這些系數顯著不為0。由于在這幾個系數不顯著為0 的變量中，變量jx的t 統計量p 值為0.7657 是最大的，因此認為農用機械總動力對農業產出影響不大，于是在模型2中，剔除掉變量jx，得到新的軟件處理結果。處理方法以此類推，分別在模型2-5 中剔除了t 檢驗不顯著的變量農用機械總動力(jx)、水利設施(sl)、耕地面積(gd)、農業從業人員(l)四個變量。在模型1-5 中，雖然模型4 中變量l、ny 的t 檢驗僅僅可以在10%的顯著性水平下認為不顯著為0，但模型整體的擬合優度R-2統計量0.978793 是最高的，可以在更高水平解釋農業總產值的影響因素，因此選擇模型4 為回歸方程:

注:＊＊＊代表在1%的顯著性水平下檢驗顯著，＊＊表示在5%的顯著性水平下檢驗顯著，* 代表在10%的顯著性水平下檢驗顯著。

表1 全國31省市主要農業數據

回歸方程(3)的F 統計量為347.1508，相應p 值為0.0000，可以認為系數顯著聯合不為0。擬合優度ˉR2值為0.978793，說明農業總產值在模型中得到了很好的解釋。在雙對數模型中，系數代表著農業總產值對相應變量的彈性大小。從式(3)中可以看出，基于2011年全國31 省市數據，我國農業總產值對化肥使用量彈性最大，對農業從業人員彈性次之，對農藥使用量及農村用電量的彈性最小，且兩者差別不大。這些自變量每變動1%，分別可以帶來農業總產值0.582%、0.115%、0.108%和0.105%的增長。水利設施、耕地面積和農用機械總動力三個變量的系數并未通過(10%的顯著性水平下的)t 檢驗，可以認為這些變量對我國農業總產值影響不大。

表2 后退法多元線性回歸模型擬合結果

3.模型檢驗

下面對(3)式進行進一步的考察，以檢驗是否存在異方差及多重共線問題，并檢驗是否存在函數形式的誤設問題，以進一步增加模型的可信性。

異方差檢驗:在Eviews 的殘差檢驗中分別選擇B -P、Harvey、Glejser 和White 四種異方差的檢驗方法，得到四種檢驗的F 與LM 統計量相應的最小p 值是0.4377，遠遠大于0.1，因而可以接受原假設，得出結論:該模型沒有顯著的異方差性。

函數形式誤設檢驗:拉姆齊(Ramsey，1969)的回歸設定誤差檢驗(regression specification error test，RESET)的原假設H0:不存在模型形式誤設，其2 階檢驗F 統計量為0.6848，對應p 值0.6132 ＞0.1，在10%的顯著性水平下仍然不能拒絕原假設，因此可以認為方程(3)模型形式合理，不存在自變量的對數平方項及交差項的變量遺漏。

4.對被剔除變量的解釋

方程(3)中已剔除農用機械總動力(jx)、耕地面積(gd)、水利設施(sl)3個變量，表明這些變量對農業總產值影響并不顯著的。

農用機械總動力與水利設施:廖翼等［3］(2011)的研究表明，農用機械總動力每增加1%，農業總產值將上升1.17%。在本文中，農用機械總動力和水利設施兩個變量由于未通過t 檢驗，被模型排除在外。但這并不能說明這兩個因素對農業生產總值沒有影響。本文認為這兩個重要變量被提出的原因是模型引入了農村用電量這一指標，農用機械總動力和水利設施在一定程度上可以被農村用電量解釋，于是這兩個變量便被模型排除在外。

為驗證以上假說，建立兩個回歸方程(4)、(5)，以此研究農村用電量對農用機械總動力及水利設施這兩個變量的解釋能力，得到擬合結果(6)、(7)式。

借助Eviews，分別對(4)、(5)兩個方程進行一元線性回歸，得到回歸結果如下:

從(6)、(7)兩式可以看出，農村用電量增加1%，代表著農用機械總動力增加了0.37%或者水利設施增加了0.47%。式(6)、(7)的擬合優度值R2分別為0.280156 和0.243169，在兩式中農村用電量變量前的系數在1%的顯著性水平下仍可以認為顯著不為0，即可以認為農村用電量對農用機械總動力和水利設施兩個變量有解釋作用。可以說農村用電量這一變量可以在一定程度上解釋農用機械總動力、水利設施等農業基礎設施或投資的水平。

耕地面積:我國耕地質量不一，土壤肥沃程度差別較大，土地所處緯度及海拔高度不盡相同，梯田、水田與黑土地之間的區別無法掌握，導致單純耕地面積這一變量無法衡量。因此在模型中，這個變量對農業總產值的解釋能力不強，無法確定變量的系數顯著不為0，變量被模型剔除在外。

5.模型柯布-道格拉斯形式

對方程(3)進行變換，得到模型形式:

三、結論

根據方程(9)，保持其它變量不變，農業從業人員、農藥使用量及(主要由農業基礎設施完善增加的)農村用電量每增加1%，農業總產值將分別增加0.1146%、0.1078%、0.5820%和0.1049%。

通過實證分析可以看出，我國農業總產值顯著受到農業從業人員數量、農藥和化肥使用量以及農村用電量的影響，耕地面積、農用機械總動力以及水利設施對農業總產值影響不大。這說明，我國農業目前以依靠增加農業從業人員數量、農藥和化肥及用農業基礎設施(由農村用電量這一指標反映)來提升農業總產值。下面就這幾個對農業總產值影響顯著的變量一一進行分析:

農業從業人員:我國農業從業人員人均耕地面積偏少，致使在耕作過程中難以使機械化生產大規模推廣，造成人均總產值也長期偏低。通過本文所整理數據計算，2011年全國31 省市平均總產值1354.47 億元，平均農業從業人員909.87 萬人。據方程(9)，農業從業人員每增加1%，農業總產值將增加0.1146%。也就是說，在這樣一個總產值和農業從業人員水平上，農業從業人員增加9.1 萬人，總產值將增加155.222262 億元，這意味著新增加的9.1 萬農業從業人員平均每人增加了1706元的總產值。這與(在該農業生產總值與從業從業人員水平上)農業從業人員人均14886元的產值相去甚遠。雖然農業從業人員增加可以使我國農業總產值上升，但這種上升無異于壓低了農業從業人員的人均農業總產值，進而降低了農業從業人員的從事農業生產性勞動的收入。十八大報告中提出到2020年，人均收入翻一番，對于農民的收入的增加，只有通過人地比例的協調發展才是科學合理和可持續的。通過城鎮化轉移農村剩余勞動力，無疑是解決這一問題的有效途徑。

農藥:農藥雖然對我國農業總產出具有一定的貢獻，但是長期實踐證明，農藥的過分使用會帶來農產品農藥殘留、環境污染及病蟲的抗藥性等諸多不良后果。

化肥:化肥的使用可以增加土壤肥力，增加農作物營養，對提高糧食產量及農業總產值具有直接影響。但化肥的使用也會使土壤以及水源富營養化，造成環境污染，同時，化肥的使用存在明顯的邊際效用遞減傾向，為維持同等的產出，必須使用越來越多的化肥。

用電量:農村用電量的高低似乎對農業總產值影響不大，但這一變量直接反應了農業基礎設施的發達程度。這一指標的高低，也在一定程度上反映了全國各省市的農用機械總動力及水利設施這兩個農業投入指標。

在發展農業的同時，應關注農業從業人員，應通過合理轉移勞動力保持人地比例協調，增加人均農業總產值從而增加農業從業收入。農藥及化肥的使用對農業增產值的增加起到一定的積極作用，但農業總產值過分依靠農藥及化肥的投入顯然是不可持續的，也是無法增強農業綜合生產能力，不能確保國家糧食安全和重要農產品有效供給。因此要合理控制農藥及化肥的使用，提高農藥及化肥的使用效率，減少兩種農業投入要素使用的環境副作用。黨的十八大報告中提出，要堅持把國家基礎設施建設和社會事業發展重點放在農村，深入推進新農村建設和扶貧開發，全面改善農村生產生活條件，這是符合科學規律的。我國應當著力打造應用現代科學技術、現代工業提供的生產資料和科學管理方法的現代農業體系，實現農業的科學可持續發展。

［1］郝利，韓孟華，周連第.1990 -2007年北京市農業科技進步貢獻率的測算［J］.農業技術經濟，2010，(3):89 -96.

［2］董梅生.中國農業投入和產出的關系——基于偏最小二乘回歸法的分析［J］.技術經濟，2009，(1):37 -40.

［3］廖翼，周發明.洞庭湖區農業總產值影響因素的實證分析［J］.湖南農業大學學報，2011，(4):23 -27.

［4］漆文萍.農業總產值指數影響因素的模型分析——以江西省為例［J］.南昌大學學報，2005，(7):67 -72.