農業機械化發展對農業經濟發展方式轉變影響的實證分析

李甲全

(內蒙古興安盟扎賚特旗好力保鎮農牧林水服務中心,內蒙古 興安盟 137608)

農業是事關國民經濟發展的基礎性產業。農業機械化已經成為事關農業經濟發展的重要因素。農業的機械化發展,也是促進粗放型農業發展方式向集約型農業發展方式轉變的重要因素。利用基于時間序列的多元回歸模型對農業機械化發展對我國農業經濟發展方式的影響進行分析,可以為我國農業產業的科學化發展提供一定的理論支持。

1 我國農業發展方式轉變指數的測算

1.1 農業發展方式轉變指數的理論測算模型

在經濟學領域,農業生產要素的投入和農業非生產要素投入所帶來的產出是衡量農業發展成果的兩大重要指標。根據哈羅德-多瑪提出的相關函數計算模型,筆者可以用C-D生產函數計算農業經濟發展方式的轉變指數(這一指數涉及農業領域中的非生產要素所帶來的農業產出,即農業發展方式轉變所帶來的經濟效益)。以下公式為農業經濟領域所應用的C-D函數的主要表達式：

Y=ALαKβ

(1)

對這一初始型函數公式進行變形以后,可以推導出以下公式：

lnY=lnA+αlnL+βlnK

(2)[1]

在上述兩公式中,Y代表的是國家的農業總產值。它主要由以下兩種因素組成：一是生產要素的投入；二是非生產要素的投入。L指的是勞動力指數,即農業領域的勞動力使用情況；K指的是農業資本系數,它是農業從業者對農業經濟的資本投入潛能的反映。在經濟學領域,農業經濟發展方式轉變指數可以被看作非生產因素對農業經濟的影響的反映。假定農業經濟發展方式轉變指數為lnZ,則這一指數的計算公式為：

lnZ=lnY-αlnL+βlnK

(3)

1.2 計量模型和指標選取

在C-D函數應用于農業發展方式轉變指數理論測算模型以后,研究者可以將以下要素視為因變量：一是傳統生產性要素中的勞動力投入；二是農業資本投入。上述兩種因變量的設置,可以在對各項投入的產出彈性進行確定的基礎上,對研究過程中的多重共線性問題進行避免。

1.3 計量結果分析

根據國家統計局所公布的信息,2016年全國國內生產總值達到了744127億元,其中第一產業(農業)的增加值為63671億元。1990年我國農業總產值為5190億元,農業從業人數約4萬人。根據20世紀90年代以來我國農業發展情況,農業經濟發展方式轉變指數計算公式如下：

lnY=42.462-3.743lnL+0.387lnK

(4)

由此計算，從1994年至2003年,我國農業經濟發展方式的轉變指數在42.2至42.4之間上下浮動。由于這段時期的指數值在平均分以下,筆者可以判定這一階段事關農業經濟發展的重要因素仍為生產要素。非生產因素在農業經濟發展中所發揮的促進作用相對有限,但是在2004年以后,國家開始在戰略層面關注農業經濟發展,因而在2004年至2006年,農業經濟發展方式轉變指數上升至42.6至42.7,2006年國家廢除農業稅以后,農業發展方式的轉變指數始終在平均值以上,這就表明國家現階段所出臺的農業政策的持續性已經得到了有效鞏固。[2]

2 農業機械化對農業發展方式轉變的實證分析

2.1 農業發展方式轉變程度的判斷

在農業經濟領域,農業發展轉變指數對農業發展方式轉變的描述具有著粗略性和模糊性的特點。以投入動力指標、技術水平指標、集約效益指標和農業資源環境指標等多個方面入手,對農業發展方式轉變指標體系進行完善,可以讓研究人員更好地明確農業人發展方式的轉變程度和轉變動因。

2.2 農業機械化對農業經濟發展方式轉變影響的分析

為了分析農業機械化對農業經濟發展方式轉變的影響,研究人員還需要對其他指標對農業經濟發展方式的轉變的影響進行分析。多元回歸方程的構建,是對農業機械化與農業經濟發展方式之間的關系進行分析的重要工具。在對農業政策支持度、農村居民家庭人均純收入和農村恩格爾系數等因素進行分析以后,筆者可以構建這樣的回歸方程：

lnZ=0.18083lnAP-0.72492lnRPN-1.9043lnAEC-2.13277lnUL+0.49493lnAML+1.02016lnIER+2.306417lnPAM+0.0779826lnIR+2.59599lnLP+2.789902lnFUS+2.66055lnFEP+1.0444511lnPEP+75.10971

(5)

在式(5)中,AP為農業政策支持度、RPN為農村居民家庭人均純收入；AEC指代的是農村恩格爾系數；UL指代的是城鎮化水平、AML為農業機械化水平、IER為有效灌溉率；PAM為農機動力水平；IR為農村集約效益指標；LP為拉勞動生產率；FUS為化肥的使用強度；FEP為化肥的有效利用系數；PEP為電能的有效利用系數。這一方程中的R2值為0.986865,表明這一公式的擬合效果相對較好。這一方程的模型檢驗值為0.000.研究人員可以借助逐步回歸法排除房層中的嚴重多重共線性,根據這一方程的計算結果,在技術水平層面,農業機械化水平與農業經濟發展方式轉變指數之間存在有正相關關系。農機化水平的邊際彈性為0.455；農機動力水平的邊際彈性為2.306,上述指標表明農機動力水平已經在農業經濟發展方式轉變指數中發揮著較為重要的作用。但是從農業發展的實際情況來看,配置結構的完善,是我國農業機械發展中所要面對的重要問題。

3 農業領域存在的問題與對策

3.1 農業集約化程度

根據實證分析結果,農業集約化程度對農業經濟發展方式轉變指數的影響為0.07798。這一數據表明農村地區普遍存在的分散經營模式已經給農業機械化的發展規模帶來了一定的限制。為擺脫土地經營模式給農業機械化發展帶來的困境,國家需要對土地流轉機制進行不斷的完善,進而對土地市場進行規范。

3.2 生物農藥的利用效率

化肥適用效率與農業發展方式之間存在著負相關關系。生物農藥技術的應用可以讓農作物的產出得到提升。加強農業機械在農業施肥階段的作用,是控制農藥用量,提升農藥利用效率的重要措施。

3.3 農業機械化的投入

從實證分析結果來看,農機動力水平彈性為2.306,這一數據信息表明農機動力在農業經濟發展方式轉變過程中發揮著重要的作用。為促進農業經濟的科學發展,國家需要引導農機從業人員合理購置農業機械設備。[3]加大農業機械化的投入,促進農機生產企業的轉型升級,加強農機市場的扶持力度是國家在現階段所要采取的重要措施。

3.4 農業機械化的發展結構

從農業機械化水平對農業經濟發展方式的影響來看,相關參數值為0.455,這一信息表明農業機械化水平并未達到合理程度,我國國內的農業生產水平還存在著一定的差異性,調整農業機械化發展結構,是國家現階段轉變農業經濟發展模式的有效措施。根據不同地區、不同作物的特點,提升農業機械化水平,可以讓農業經濟發展模式的科學性得到強化。

4 結 論

在農業經濟領域,農業發展轉變指數對農業發展方式轉變的描述具有著粗略性和模糊性的特點。從投入動力指標、技術水平指標、集約效益指標和農業資源環境指標等多個方面入手,對農業發展方式轉變指標體系進行完善,可以讓農業機械化發展對農業經濟發展轉變的影響得到明確。根據實證分析結果,國家還需要從農業機械化的投入和發展結構等方面入手,提升農業機械化水平。

[1]王金萍.山東省農業機械化發展對農民收入影響的實證研究[D].荊州：長江大學,2016.

[2]周渝嵐,王新利,趙琨.農業機械化發展對農業經濟發展方式轉變影響的實證研究 [J].上海經濟研究,2014(6)：34-41.

[3]劉立丹.吉林省農業機械化發展研究[D].長春：吉林農業大學,2013.

[4]桑勝，周靜.發展農業機械化推進社會主義新農村建設[J].中國市場,2009(9).