貴州省農業經濟增長影響因素實證分析

□文/趙巧峰 申 鵬（貴州大學管理學院 貴州·貴陽）

貴州省農業經濟增長影響因素實證分析

□文/趙巧峰 申 鵬
（貴州大學管理學院 貴州·貴陽）

本文運用1998～2012年貴州省農業經濟相關數據，運用理論分析和實證分析相結合的研究方法，建立農業總產值、農業資本投入、農業勞動力投入、農作物播種面積和農用機械總動力之間的多元線性回歸模型，分析探討貴州省農業經濟增長的主要影響因素，并提出政策建議。

貴州；農業經濟增長；影響因素；OLS；經濟學分析

收錄日期：2014年12月2日

近年來，貴州省農業經濟始終保持平穩較快的發展，為全省經濟社會持續健康發展提供了基礎支撐。為進一步推進貴州省農業產業結構調整，加快發展產業化經營，拓寬農民增收渠道，農業部2012年制定了《農業部貫徹落實＜國務院關于進一步促進貴州經濟社會又好又快發展的若干意見>分工方案》，從5個方面提出23條措施，支持貴州省農業農村經濟發展。

農業增長受到眾多因素的影響。本文運用計量分析方法，結合貴州省近年來農業經濟增長情況，探討貴州省農業經濟增長主要影響因素，進而提出相應的政策建議。

一、理論模型的構建

（一）模型的設定。根據經濟學原理，要素投入量的增加和要素生產率的提高是經濟增長的源動力。本文選取農業經濟增長的資本、勞動力、土地作為主要投入要素，設定模型的線性生產函數形式為：

其中，被解釋變量Y代表農業總產出，解釋變量K、L、N分別代表資本、勞動力、土地方面的投入，μ為隨機擾動項。

（二）變量的選取和設定。考慮到數據的可獲得性，農業總產出Y以貴州省每年實現的農林牧漁總產值表示，并與統計年鑒上的統計數據保持一致，即也選取1978年=100的農林牧漁總產值指數值，來消除價格因素的影響。資本K以貴州省每年的農業生產中間消耗值表示，并同樣選取1978年=100的指

數值，以消除價格因素的影響。勞動力L以貴州省每年年底農林牧漁業就業人員數表示。土地投入N選取貴州省農作物播種面積表示。

二、計量模型實證分析

（一）方法的選取。本文擬采用普通最小二乘法（OLS）對模型進行回歸，為了保證OLS回歸結果的有效性，需要對各時間序列數據進行平穩性檢驗，只有當各序列均為平穩時間序列或非平穩序列均為同階單整序列且存在協整關系時，才可以運用普通最小二乘法OLS進行回歸。

1、變量的單位根檢驗。由于非平穩時間序列回歸分析容易產生偽回歸，有必要對選入模型的各變量進行平穩性檢驗。本文選用迪基-富勒（ADF）檢驗來對各變量及它們的差分序列進行單位根檢驗。（表1）由表1可知，各原序列在10%的水平下均為不平穩序列，而二階差分后在10%的水平上均平穩，所以這些序列都是二階單整序列，因此可以對其進行回歸分析。

表1 各序列變量的單位根檢驗

2、協整檢驗。由各變量的單位根檢驗可以得出，各原序列為同階單整序列，現需要對模型的解釋變量與被解釋變量之間是否存在協整關系進行檢驗。對方程（1）的線性生產函數進行最小二乘法估計得到殘差序列et，對et進行ADF檢驗以判斷協整關系是否存在。（表2）檢驗結果表明，殘差序列et的ADF值小于各顯著水平下的檢驗臨界值，說明殘差序列et不存在單位根，為平穩序列，故被解釋變量與解釋變量之間存在協整關系，即模型的構建是有意義的，表明農業總產出與資本、勞動和土地存在長期的均衡關系。所以，該模型滿足普通最小二乘法線性回歸的條件，可以進行線性回歸。

表2 殘差序列的ADF檢驗

（二）模型的估計。由以上的單位根檢驗和協整關系檢驗，得出結果該模型滿足OLS線性回歸的條件，可以進行線性回歸。先用Eviews5.0軟件對方程（1）進行估計。（表3）由表3結果表明，模型中的土地投入因素N的T檢驗值沒有通過顯著性檢驗，則模型中存在未解決的問題，所以需要進一步對模型進行檢驗。

表3 OLS線性回歸估計結果

（三）模型估計式的經濟意義檢驗。根據表3的回歸結果可知，貴州省農業資本投入量的增加促進了農業總產出的提高，即資本投入量與農業總產出正相關，這符合實際的經濟情況，所以資本K的回歸系數為正，對實際經濟情況具有良好的解釋力。貴州省農業勞動力投入L，即農林牧漁業就業人數回歸系數為負，與農業總產出呈現負相關關系，這與貴州省第一產業就業勞動力接近2/3的現狀相符。根據表3可知，貴州省農業土地投入N的T值沒有通過顯著性檢驗，這可能是由于模型中存在異方差，自相關或者多重共線性有關，所以需要對模型進行進一步的檢驗。

（四）模型估計式的計量經濟學檢驗。根據表3的估計結果來看，調整的可決系數R2達到了0.999223，回歸方程的F值也通過了顯著性檢驗，這說明解釋變量總體對被解釋變量具有很強的解釋力。回歸方程中資本K、勞動力L的T值的可能概率，均小于0.05，通過了T檢驗，故解釋變量K、L對被解釋變量Y具有較強的解釋力。然而，土地投入N的T檢驗可能概率為0.0744，大于0.05，未通過T檢驗，因此土地投入N對被解釋變

量的解釋力較弱，有待進一步考察其原因。

表4 White檢驗結果（不含交叉項）

表5 LM檢驗結果（階數=1）

1、異方差檢驗。運用懷特（White）檢驗法檢驗模型是否存在異方差性。結果見表4。（表4）由表4White檢驗結果中統計量Obs*R-squared的P值可知，其值大于正常顯著性水平0.05，即應該接受模型同方差的原假設，表明模型不存在異方差性。

2、自相關檢驗。由表3的估計結果可知，DW值為2.470577，在5%的顯著性水平下，DW值落在臨界值4-dU= 2.25和4-dL=3.18之間的不確定區域，因此無法判斷該模型是否存在一階自相關。據此，運用LM檢驗法（又稱BG檢驗法）檢驗模型是否存在自相關性。估計結果見表5。（表5）由表5中估計結果知，LM檢驗結果中的統計量Obs*R-squared的P值大于平常設定的顯著性水平0.05，即應該接受模型不存在一階自相關的原假設，故模型不存在一階自相關性。

3、多重共線性檢驗。為了檢驗模型是否存在多重共線性，需要先對各解釋變量之間的相關系數做一個簡單的計算。（表6）由表6可以看出，有些解釋變量之間的相關系數達到了0.9以上，說明模型存在一定程度的多重共線性。現運用逐步回歸法剔除可能引起多重共線性的解釋變量，并觀察擬合優度和各參數顯著性的變化情況，從而確定估計方程中的解釋變量個數。由于土地投入N的T檢驗值沒有通過顯著性檢驗，則首先剔除掉變量N再運用OLS法進行線性回歸，得出表7。（表7）

表6 解釋變量之間的相關系數

表7 OLS線性回歸估計結果

由表7可知，剔除掉土地投入N后，剩下的兩個解釋變量K、L對被解釋變量Y具有良好的解釋力，T值、F值均顯著，且擬合優度達到0.999很高的水平，因此剔除土地要素是合理的，從而確定本研究的最終估計式為：

Y=160.3434+2.145617K-0.060904L

T值（5.371099）（34.31700）（-3.536163）

R2=0.999174，調整后的R2=0.999036

DW=1.908344，F=7253.599

經檢驗，該模型不存在異方差性和序列相關性。

三、模型估計結果的經濟學分析

本文采用的是貴州省1998～2012年的農業經濟方面的時間序列數據，包括四個變量，即貴州省農業經濟總產出Y，貴州省農業資本投入K，貴州省農業勞動力投入L，貴州省農業土地投入N，并根據各個變量的可獲得性，選取適當的數據進行替代。本文數據來自于《中國統計年鑒》、《中國農村統計年鑒》以及《貴州省統計年鑒》，通過對所選取數據的計量分析和檢驗，對貴州省農業經濟增長的影響因素得出最終結果。

根據本文的回歸分析結果表明，貴州省農業經濟總產出的主要影響因素是貴州省農業資本投入和農業勞動力投入要素。由于本文的農業資本投入選取的是統計年鑒中的農業生產中間消耗值，即涵蓋了農田化肥施用量、農藥使用量、農膜地膜施用量、農業用電量等中間物質投入，因而根據本文分析結果可知，這些中間物質消耗對農業經濟增長產生正向作用。由分析結果中資本投入K的系數為2.145617可知，近10多年來，貴州省農業生產過程中這些中間消耗的物質要素是農業經濟增長的關鍵因素，增加這幾種中間消耗物質要素的投入量，可實現農業總產出的顯著增加；而且在增加這些因素投入量的同時，如果提高這幾種因素的投入質量，可以改善農產品質量，提高投資效率，保持土地的肥沃，能夠實現貴州省農業經濟可持續增長。

根據本文回歸分析結果顯示，顯著影響貴州省農業經濟增長的因素還有貴州省農業勞動力的投入這一要素，但是這一要素對農業經濟增長的影響為負，說明近10多年來貴州省農業就業人數已經阻礙了農業經濟的進一步增長。因此，為了實現貴州省農業經濟可持續增長，加快農村勞動力非農就業步伐已成為貴州省農村工作一個突出又現實的問題。

由于多重共線性的存在，本文的線性回歸過程剔除掉了土地這一變量，即農作物播種面積并不是影響農業經濟增長的主要因素。可見，近10余年來，通過擴大農作物播種面積來增加貴州省農業總產值的做法，其效果并不非常顯著。當然，這并不意味著耕地已變得不重要，土地依然是農業生產的前提和保障，是農業生產必不可少的前提條件。由于自然地理條件的原因，貴州省土地資源稀缺，更應該通過各種合法手段保護貴州省耕地面積及耕地質量，努力提高單位土地產出，在有限的土地上創造更多的財富。

四、結論

本文利用面板數據計量經濟模型對影響農業經濟增長的因素進行了實證分析，運用普通最小二乘法（OLS）揭示了貴州省農業經濟增長的主要影響因素，以及各影響因素的作用程度。由模型分析結果可知，資本投入對貴州省農業經濟增長具有正向的影響，農業勞動力投入對貴州省農業經濟增長具有負向的影響，這就給未來貴州省農業經濟增長提供了相應的政策啟示。也就是說，一方面貴州省應該增加農業投資來源，創新農村金融產品，充分利用民間資本以及大型工商企業資金，推動貴州省農業產業化經營，發展貴州現代山地農業，促進貴州省農業經濟持續增長；另一方面應該積極采取有效措施，促進農村勞動力向非農產業轉移，促進貴州省返鄉農民工穩定就近非農就業和創業，緩解貴州省第一產業就業勞動力過于“擁擠”的現狀，引導和推動貴州省農業經濟持續、健康、穩定地發展。

主要參考文獻：

［1］張紅宇.中國土地制度變革與農業結構調整：1978年后的中國農村改革與發展.經濟體制改革，1992.2.

［2］秦德文，王懷忠.制度創新：農村經濟發展的強動力.農業經濟，1995.3.

［3］林毅夫.制度、技術于中國農業發展.上海：上海人民出版社，1994.

霍英東教育基金會基礎性研究課題“稟賦、有限理性與新生代農民工就業行為研究”（131110）；中國博士后科學基金面上資助課題“產業轉型背景下農村勞動力區域性流動行為研究”（2013M541441）；貴州省教育廳人文社會科學研究重點項目“貴州民族地區返鄉農民工創業行為研究”（11ZD004）

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