基于我國省級面板數據的農業增長與農業供給側改革

摘要：理論上農產品的有效供給是解決包括農業增長在內的三農問題的前提條件，而農業生產要素供給是農產品有效供給的基礎。本研究基于我國省級面板數據進行實證分析，結果表明，不同種類的農產品產量對農業總產值的拉動作用有很大差異，因此可通過調整農產品供給種類，增加原有耕地的單位面積產量，開墾荒漠或戈壁，增加新的種植面積來提高農產品產量。在保證糧食安全的基礎上，增加經濟農作物的供給；農業機械對農業增長有顯著拉動作用，應加大對農業的實物資本投資，進一步提高拉動作用，應注重我國農業勞動力素質和農業生產全要素生產率的提高，加快我國農業向集約式和“智慧”型生產方式轉變；進一步完善我國現有的農業制度，注重農業制度的創新，促進農業增長以及農業供給側與需求側的匹配。

關鍵詞：省級面板數據；農業增長；農業供給側改革；農業生產要素；農產品供給；農業制度；勞動力素質

中圖分類號： F323 文獻標志碼： A 文章編號：1002-1302（2017）19-0108-04

收稿日期：2017-01-14

基金項目：河南省高等學校專業綜合改革試點項目（編號：ZLG201409）。

作者簡介：楊麗君（1979—），女，河南開封人，博士研究生，副教授，主要從事應用經濟學研究。E-mail：379630960@qq.com。 2015年底，中央農村工作會議上中央首次提出“農業供給側結構性改革”，農業生產也需要“去庫存、降成本、補短板”。2016年1月中央1號文件提出要用發展新理念破解“三農”新難題，推進農業供給側結構性改革。從圖1可以看出，1978年改革開放以來，我國GDP的高增長主要是第二、第三產業增加值的貢獻，這2個產業的增加值水平相當，第一產業增加值長期居于較低水平，且增長緩慢。第一產業包括農業、林業、牧業、漁業，農業在第一產業中占據極為重要的地位。目前，隨著我國經濟發展進入了新常態，改革進程不斷深化，理論上須深入探索能夠促進我國經濟持續增長的動力支撐。農業供給側是否也可發力來助推經濟增長？我國是農業大國，農民人口眾多，但不是農業強國，二元經濟結構問題突出。農業供給側結構性改革任務艱巨，須要真正把農業供給側改革的福利最終落實到發展我國農業、造福我國農村和富裕我國農民上，落實到全面建成小康社會的奮斗目標上。研究我國農業增長和我國的農業供給側改革，對于促進我國農業供需的有效匹配，補上“三農”短板，具有一定的參考價值。

農業供給側改革是解決我國“三農”問題的一個良好契機，可促進我國補上“三農”短板并降低農業成本。本研究根據經濟學理論和已有的文獻資料，歸納出農業增長與農業供給側改革的理論機理，再結合實證分析，找出我國農業供給側在生產要素供給、農產品供給和農業制度供給方面存在的問題，進而有針對性地提出相應的政策建議，以期能夠在一定程度上為促進我國農業增長和農業供給側改革提供政策參考。

1 文獻綜述

1.1 農業增長研究

亞當·斯密在《國富論》中體現了分工對農業增長的重要性，認為正是因為農業無法采用完全的分工制度，導致農業跟不上制造業勞動生產力的提高。馬爾薩斯注意到了農業增長的自然條件約束，卻忽視了技術等因素對農業生產方式的轉變及農業增長的促進作用。劉易斯在《二元經濟論》中認為，農業發展后的剩余勞動力可為現代產業提供勞動力補給，農業和工業是互相影響的。舒爾茨的《改造傳統農業》把農業分為3個階段：傳統農業階段、現代農業階段、位于這2個階段之間的過渡農業階段。舒爾茨反對傳統的大農場觀念，提出應向農業投入資本、新技術和新生產要素等來改造傳統農業，促進農業增長[1]。不少理論和實證研究已證實了人力資本對經濟增長的顯著促進作用，但對農業增長的作用并不明顯，甚至出現了農村人力資本陷阱。李勛來等分析了我國農村人力資本與農業增長的關系，認為人力資本對我國農業增長貢獻率低，但作用顯著[2]。孫敬水等分析表明，農村人力資本是農業增長的重要源泉，顯著正向影響農業發展[3]。于曉華等歸納了農業增長的3個源泉：（1）農業實物投入增加，如土地、勞動力、資本和肥料等增加，灌溉對農業增長也極為重要；（2）技術進步；（3）制度的改革，不同的農業制度導致農民的生產積極性、農業生產成本和生產效率不同，進而影響農業增長[4]。

1.2 農業供給側改革

供給側改革的理論基礎可追溯至供給學派，該學派認為可通過供給來調節經濟，代表人物有拉弗以及蒙代爾等。20世紀80年代，美國總統里根和英國撒切爾夫人的政策主張可謂是重供給的政策先例，政策主張共同點有減少政府干預、減稅、削減政府支出、運用貨幣政策工具等[5]。孔祥智認為，目前農業供給側改革主要包括土地制度改革、調整農業生產經營結構以及糧食價格和補貼制度改革[6]。楊麗君等從農業的制度供給、農產品供給以及農業生產要素供給3個方面分析了我國農業供給側改革，認為雖然市場的自發調節作用很重要，但由于農業生產領域的一些準公共物品屬性，容易出現農業資本和農業創新缺位。所以，政府應發揮有效作用[7]。吳海峰認為，農業供給側結構性改革要構建現代農業體系，注重農業發展的制度創新和科技驅動[8]。

2 理論機制

2.1 農業增長的理論機制

農業增長的理論機制見圖2，本研究把農業生產要素概括為創新、資本、勞動力和土地等自然資源，人力資本因素的載體是勞動力，可以將之歸結為勞動力的素質。農業生產離不開農業生產要素，農業各生產要素的數量和質量、組合比例、要素成本等決定了農業生產的效率和生產方式，可見農業生產要素的供給是農業生產的前提。通過農業生產供給農產品，農業生產是決定農產品有效供給的直接過程。農產品有效供給有助于解決“三農”問題，即促進農業增長、農民增收和農村穩定。要解決“三農”問題，促進農業增長，最根本是要改善農業生產要素供給。農業增長包括數量和質量的提高，農業增長的數量方面可由農業總產值來衡量。根據我國國家統計局的統計口徑，農產品產量主要由糧食、棉花、油料、麻類、甘蔗、甜菜、煙葉、茶葉和水果來體現。通過農產品銷售，應能實現農民增收，避免出現“谷賤傷農，谷貴傷民”的兩難局面，最終農產品供給的最大受益人應是農民。因農業生產要素多數具有準公共物品屬性，只靠市場機制，會出現農業創新和農業資本投入不足、農業自然資源被濫用等問題，需要政府完善的制度來促進農業生產要素對農業生產的有效供給。農產品供給僅由市場調節也是不足的，會出現農產品生產的盲目性，或過多地追逐農業生產效益，而不考慮國家糧食安全或消費者的身體健康等問題，需政府制度供給來進行引導和監管。endprint

2.2 農業供給側改革的理論機制

我國農業供給側改革應以農業供給側與消費需求側的匹配為核心，政府根據農產品供給和農業生產要素供給的市場反饋即時調整制度供給，來促進這二者有效供給，并為農業供給側和需求側相匹配創造良好的制度環境。農產品供給可以滿足國內的消費需求和國外的出口需求，農業投資需求也可根據農業供給側作出相應調整，農產品供給可從國內國外兩條渠道綜合考慮進行農產品的供需匹配。不能過于依賴國外市場，因若我國農產品供給的出口地理集中度太高時，出口風險很大，一旦遭遇國外的反傾銷或反補貼等貿易制裁，國外市場受阻，而國內市場恐也很難消化過多的該種農產品供給，此時會出現供需的嚴重錯配。也不能過于依賴國內消費需求，若國內消費需求不振、高庫存壓力下，急于尋找國外出口銷路，容易出現低價拋售的情況，此時利潤微薄或者虧損。農業生產要素和農產品的供給應可以根據需求側來進行適度的調整，重視有效供給，重視供給質量和效率的提高，提升國際競爭力。

3 實證分析

3.1 變量說明

相關數據均取自我國國家統計局網站，樣本為國內31個省，樣本期為1996—2014年。被解釋變量為農業總產值shij2（億元），根據上年為基期的農業總產值指數進行折算后取的實際值。解釋變量包括2部分：（1）體現我國農產品產量的主要來源，取9個解釋變量，即糧食產量（lshi3）、棉花產量（mhua4）、油料產量（youl5）、麻類產量（mle6）、甘蔗產量（ganz7）、甜菜產量（tcai8）、煙葉產量（yany9）、茶葉產量（chay10）、水果產量（sguo11），單位均為萬t。（2）影響我國農產品產量的主要生產要素種類，取4個解釋變量：即農業大型資本投入，以農業機械總動力nyjx12表示（萬千瓦）；農業生產技術或效率，以有效灌溉面積表示jaos13（千hm2）。有效灌溉面積越大，說明農業的實際生產技術或效率越高；農業可變生產要素投入，以農藥使用量nyao14表示，（萬t）；農業勞動力投入ldls15（萬人），由于2013、2014年的ldrs15數據國家統計局網站尚未公布，這2個年份的ldrs15數值根據1996—2012年的數值進行趨勢線預測后經計算得出。我國自1978年“十一屆三中全會”后，普遍實行了農業生產的家庭聯產承包責任制，至今我國的農業制度未有更新，所以這里假定農業制度在所研究的時間階段內為外生變量。

3.2 回歸分析

3.2.1 最優模型的選擇 首先，選擇混合回歸模型或固定效應模型。通過普通標準差LSDV法，對變量進行固定效應估計，不使用聚類穩健標準差的條件下，F檢驗的P值為 0.000 0，所以強烈拒絕H0：所有ui=0的原假設，認為固定效應模型明顯優于混合回歸，應該允許每個個體擁有自己的截距項。再使用聚類穩健標準差LSDV法來分析，絕大多數個體虛擬變量在5%水平上顯著，所以可以確定拒絕所有個體虛擬變量的系數都為0的原假設，認為存在個體固定效應，應采用固定效應模型。

其次，選擇混合回歸模型或隨機效應模型。上述實證分析已基本確定了個體效應的存在，但個體效應仍可能以隨機效應RE的形式存在。進行RE估計后，應用Breusch and Pagan（1980）的檢驗個體隨機效應的LM檢驗，檢驗結果P值為0.000 0，強烈拒絕“不存在個體隨機效應”的原假設，所以在隨機效應和混合效應模型之間應選擇隨機效應模型。再對隨機效應模型進行MLE估計，結果仍然顯示強烈拒絕原假設，確定存在個體隨機效應，不應進行混合回歸。

最后，選擇固定效應模型或隨機效應模型。進行豪斯曼檢驗，檢驗結果P值=0.000 7，拒絕原假設，確定本研究應使用固定效應模型而非隨機效應模型。

3.2.2 模型的回歸結果 應用固定效應模型，對變量進行回歸分析，結果見表1。

從表1可以看出，lshi3、chay10、sguo11、nyjx12、jaos13對shij2的影響顯著并呈正相關，且和預期符號相同，特別是chay10的影響尤為突出，chay10每增加1個單位，引起shij2增加32.964 0個單位；lshi3系數為0.300 8；sguo11系數為 0.556 0；nyjx12系數為0.246 2；jaos13系數為0.150 5，其他變量對shij2影響均不顯著。

3.3 聚類分析

計算各省農業產出值與農業機械投入的時間序列均值，再進行聚類分析后，將其分為3類。上述實證分析（表2）表明，整體來看，農業機械投入對農業產出的邊際帶動值是0246 2。第1類的比值最高；第2類比值最低；第3類產出與投入比值的均值居中。

表2 不同省級行政區農業實際產出與農業機械耗能投入比值

省份比值分類省份比值分類上海市1.031 61新疆0.562 13 海南省0.727 51四川省0.531 63 廣東省0.630 61重慶市0.512 93 福建省0.629 81湖北省0.497 13 湖南省0.307 22江蘇省0.472 13 甘肅省0.295 62遼寧省0.423 93 內蒙古0.262 92陜西省0.409 83 河南省0.261 82貴州省0.396 73 安徽省0.252 92廣西0.395 83 山東省0.242 62吉林省0.395 43 天津市0.209 52北京市0.362 63 寧夏0.185 82云南省0.357 73 河北省0.177 52浙江省0.337 63 山西省0.167 32黑龍江省0.357 53 西藏0.163 82江西省0.351 93 青海省0.157 92

4 政策建議

4.1 農產品供給調整與農業增長

4.1.1 農產品供給的種類調整 上述實證分析表明，不同種類農產品對農業總產值的帶動作用明顯不同。茶葉的帶動作用最強，其次分別是糧食和水果。棉花、油料和麻類對農業總產值有一定的拖后效應，但影響不明顯。拖后效應的形成原因有很多，如“谷賤傷農”，在我國某些農產品生產中是存在的。甘蔗、甜菜和煙葉對農業總產值的影響為正，但帶動作用也不顯著。說明要促進農業增長，應重視農產品種類的選擇，增加對農業總產值帶動作用明顯的農業經濟作物的種植[7]。應在糧食自給自足的基礎上，調整農產品種類，適度減少某些經濟效益不明顯、種植成本高、庫存壓力大的農產品生產。具體可提高糧食作物中的谷物、稻谷和大米、小麥產量，提高大豆和雜糧的產量，開發這些農產品的高產量新品種，適度減少玉米種植。endprint

4.1.2 農產品供給的產量增加 （1）在原有耕地上提高產出率，最大化現有土地等生產要素的利用率。改變不了氣候和環境，就提高農業生產的技術水平，充分利用和改造現有資源。（2）開拓新耕地增加種植面積，可在原本毫無生機的荒漠或戈壁開荒辟地，引進國外耐旱植物或農作物，開發沙漠溫室，增加現有農業的可耕種面積，大量種植適宜生長的棉花等農作物、花草、樹木和蔬菜瓜果等。政府可成立專門機構專業負責改造，設立專門的農業技術部負責相應的農業研發。

4.2 生產要素的供給與農業增長

4.2.1 農業資本供給 農業機械的投入可顯著促進農業增長。各地政府應加大對農業的資本投放，引導資本流入農業。大型農業機械等資本初始投資很大，政府可采用入股、租賃、發放低息貸款、提供擔保或農業保險等形式，增加資本的投入。各省農業機械投入對農產品產值的平均拉動程度差距較大，不少省份的拉動程度還有待進一步提高。因這里的農業機械衡量單位是萬千瓦，即耗能，說明我國大部分省份農業投入高耗能與農業低產值并存，農業投入產出效率有待進一步提高，農業生產多數還是高耗能和低產出的粗放式生產方式。各地區應向集約式和“智慧”型農業生產方式轉變，注重提高農業生產的全要素生產率。

4.2.2 農業技術創新供給 有效灌溉面積也可顯著促進農業增長，有效灌溉在一定程度上說明了農業生產技術或效率的高低，所以應提高我國各省級行政區技術等創新對農業增長的帶動作用。需要政府的號召和推動，科研機構的積極研發和推廣機構的廣泛推廣。鼓勵農業創新的激勵機制應能夠降低農業創新的私人成本，提高私人收益。應注重加強創新的知識產權保護，可同創新者簽訂合約，只要其創新方法能夠促進農業增長，帶來農業收益，就給予其精神與農業收益成正比的物質獎勵。

4.2.3 農業勞動力供給 我國農業勞動力數量對農業增長的促進作用不明顯，需要注意可能會出現農業生產的勞動力邊際報酬遞減現象，應注意農業勞動力素質的提高。結合上述分析，可看出我國農業增長中的農業勞動力人力資本因素尚未發揮作用，人力資本對農業增長的作用遠小于農業機械等物資資本，應加強對我國農業勞動力的教育投資，提高我國農業勞動力素質。可由政府、學校或企業獨辦或合作成立專門的培訓機構，對農民進行專業知識和技能培訓，提高我國勞動力素質。

4.3 農業制度的供給與農業增長

4.3.1 我國農業制度供給發展情況 從理論機制分析來看，農業制度會影響農業增長。農業增長很大程度上由制度安排是否合理決定，農業生產要素以及農產品的有效供給，相應的收益分配均受到制度的影響。家庭聯產承包責任制經歷了包工、包產、包干3個階段，形成了以家庭承包制為基礎和統分結合的雙層經營體制，調整了農民和農業生產資料所有權的關系，促進了農業增長[9]。農業制度供給對原有制度有明顯的路徑依賴，并未再有新的制度供給的突破。至今我國的農業生產仍是以農戶分散為主和集體統一經營為輔的形式[10]。長期以來，我國農業制度的創新不足，制度供給對農業增長的促進作用有限。

4.3.2 完善我國農業制度供給的建議 （1）需要各級政府發揮作用，激發農業創新潛能和活力。出臺相應的政策和措施，減少政府農業項目的審批環節，降低農業稅費，保障農民的合法權益不受侵犯；（2）在農地制度方面有新的突破，弱化農地所有權，強化承包權。穩步推進農村社保制度改革，改變農民對所承包土地保障的依賴，推動農地有償流轉至可使其發揮最大生產效率的承包人手中[11-12]；（3）鼓勵農業生產主體的多元化，促進農業生產的規模經濟效應。鼓勵農村通過合作社、村村聯合、戶戶聯合或其他的農業合作組織等實現農業規模生產。政府規范、監督并服務于各類農業合作組織，促使其良好運作[7]。 5 結論

從農業供給側考慮，促進農業增長的動因有農業生產要素供給、農產品的供給、農業制度的供給。基于我國31個省的面板數據，研究了主要農產品產量和主要農業生產要素對農業產值的影響，選取了最優的固定效應模型進行回歸分析，并對31個省的農業產出值與農業機械投入的均值進行聚類分析。分析結果表明，首先，不同種類農產品對農業總產值的拉動作用明顯不同，所以要促進農業增長，應重視農產品供給種類的調整并增加農產品供給的產量。農產品種類的調整原則應是安全和效益的統一，在保證糧食安全的基礎上，提高經濟農作物、林業花卉和漁業的產值。提高原有耕地的產量，開拓新耕地，增加種植面積。其次，農業機械對農業增長有顯著帶動作用，應加大對農業的實物資本投資。各區域農業機械投入和農業生產技術對農業增長的帶動作用有待進一步提高，我國農業屬于高耗能、低產出的低效率和粗放式生產方式，應向集約型或“智慧”型農業生產轉變。促進農業創新，注重農業生產全要素生產率的提高。勞動力數量對我國的農業生產有勞動力邊際報酬遞減跡象，應注意提高我國農業勞動力的素質，加強教育，否則無法勝任“智慧”型農業對勞動力素質的要求。長期以來，我國農業制度的創新不足，制度供給對農業增長的促進作用有限。可通過構建農業服務型政府、突破原有農地制度、鼓勵農業生產方式多元化來促進制度的創新，加強我國農業制度供給對生產要素供給、農產品供給和農業供需匹配的促進作用。

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