隴西縣中藥材產業發展分析

李建晶，朱萬里

（蘭州財經大學隴橋學院經濟貿易系，蘭州 730101）

1 隴西縣中藥材產業發展概述

中藥材產業作為一種國家戰略產業，已被列為全國經濟發展規劃之中。2015年12月，中央農村工作會議提出了農業供給側改革，2017年中央一號文件發布了《關于深入推進農業供給側結構性改革，加快培育農業農村發展新動能的若干意見》，明確提出“小生產與大市場”、“農村收入持續增加乏力”等問題。作為隴西縣四大支柱產業之一，合理、合情發展中藥材產業對解決上述問題具有重大的意義。

1.1 隴西縣中藥材產業發展的現狀分析

隴西縣屬于甘肅省定西市，地處甘肅省東南部，該縣總占地面積為 2 408km2，截至2016年底，縣戶籍總人口52.25萬人，農作物播種面積172.8萬畝，GDP達到630 680.91萬元，同比增長6.8%。其中，第一產業增加值147 357.87萬元，同比增長4.4%。2016年該縣藥材產量為96 566t，隴西縣優越的氣候條件和生態環境，使得該縣中藥材資源豐富，其中，較為著名的黃芪、黨參、當歸等藥材已年逾千年，中藥材品種多達310余種。

在生產領域，豐富的中藥材品種給當地居民帶來了可觀的收入。2016年，隴西縣中藥材產業人均純收入1 520元，占全縣人均純收入占比為24%；中藥材規模以上企業有 52 家，其中省級龍頭企業 10 家；中藥材企業中，有77 家批發企業通過 GSP 認證，有25家企業通過 GMP 認證；中藥材加工企業轉化各類中藥材達14.2萬t，實現總產值43.1億元；千t以上級別的倉儲企業有34家，靜態倉儲能力53.8萬t，倉儲品種320多種，年倉儲循環、周轉量50多萬t；在230家中藥材銷售企業中，有10家企業獲得自營進出口經營權許可證。

在流通領域，該縣中藥材產業從業人員眾多，有營銷人員3萬多人，常駐外地客商2 000多人，年市場交易量55萬t，銷售網絡遍及全國20多個省市和東南亞地區，中藥材在全國市場上的占有份額達到 20%以上。同時，該縣為提高中藥材產業的知名度，近年來，為了加大宣傳力度，從2008年開始連續承辦多屆中國·定西中醫藥產業發展大會，大大提升了隴西縣中藥材產業的影響力。

1.2 隴西縣中藥材產業發展存在的問題

1.2.1 從事中藥材產業的人員文化程度不高，投資收益轉化率不高

如上所述，隴西縣中藥材生產有悠久的歷史，但很多傳統觀念并未打破。從業人員方面，目前從事中藥材產業生產、加工、銷售的多為老人和婦女，文化程度普遍不高，大多數文化程度較高的青壯年則選擇其他行業或外出打工，這使得隴西縣的種植中藥材時很難普及和應用新技術，農戶接受、學習能力較差，對更高效的技術引入較少，導致種植戶投資額高，但獲得的最終收益低，投資收益轉化率不高，大大降低了農戶中藥材產業的收入水平。

1.2.2 缺乏現代化的中藥材產品流通信息平臺，市場交易額增幅有限

目前，互聯網+、電子商務平臺已應用于經濟社會的很多領域，減少了交易成本，降低了市場交易各方的信息不對稱程度，然而在隴西縣中藥材產業領域，現代化的流通信息平臺還極為缺失，種植戶對某種中藥材的價格采用簡單的靜態預期，致使生產中藥材時，存在很大的盲目性，進而導致中藥材產品銷售時，出現“谷賤傷農”“小生產與大市場”等問題。從歷年的中藥材市場交易額可以看出，雖然每年都在增加，但交易額增幅遠遠小于潛在增幅。

1.2.3 中藥材產業從業人員缺乏必要的利益保障措施

改革開放以來，中國各個行業的市場化程度逐步增加，中藥材行業也是如此，就目前來看，全國各省市區藥價都比較透明，但中藥材產業提供的產品存在特殊性，銷售領域需要大量的中間商，由于缺乏相應的約束、監督機制，從而導致中間商攫取較多的非法利潤，致使從業人員利益受損，不利于形成中藥材產業集聚或產業集群。

2 隴西縣中藥材產業發展的實證分析

2.1 變量選取及數據來源

根據以上對隴西縣中藥材產業發展的現狀和問題分析，文章采用隴西縣2000～2016年的時間序列數據，進一步驗證變量之間的關系。被解釋變量為中藥材產業總產值（agv），衡量隴西縣中藥材產業發展水平。解釋變量主要是：（1）中藥材投資額（inves），分析投資額增加是否會顯著提高中藥材產業的總產值；（2）中藥材市場交易額（mar），驗證市場交易額和中藥材產業總產值之間的具體關系；（3）中藥材產業提供的農民人均純收入（inc），一般認為，只要中藥材產業提供的農民人均純收入逐年增加，農民才有動力進一步擴大中藥材的種植面積，增加其總產值。因此，計量模型的設定形式為：

其中，下表i表示時間，iε為隨機干擾項。文章所有數據均來源于歷年《甘肅發展年鑒》、歷年《隴西縣國民經濟和社會發展統計公報》，甘肅省信息統計網等整理得出，變量的描述性統計見表1和圖1。

從表1和圖1可以看出，被解釋變量中藥材產業總產值和解釋變量中藥材提供農民純收入、中藥材市場交易額、中藥材投資額在2000～2016年期間，有逐年上升的趨勢，同時，可以初步判斷解釋變量對被解釋的變量的影響大致是正向效應。

2.2 平穩性檢驗和協整檢驗

通常認為，時間序列數據容易存在偽回歸，為了保證結論的準確性，需對變量做平穩性檢驗，只有平穩的數據或者差分后平穩的數據才可以繼續研究變量間是否存在長期的均衡關系。文章采用ADF檢驗法，檢驗結果見表2。

表2 變量的平穩性檢驗

從表2的結果可以得出，各變量數據的初始值是不平穩的，但經過一階差分后，全為平穩性數據，滿足同階單整，可以繼續檢驗變量間是否存在協整關系。協整檢驗的結果見表3。

表3 跡統計量協整檢驗

表1 變量的描述性統計

表4 最大特征值協整檢驗

表3和表4報告了協整檢驗結果，從跡統計量和最大特征值統計量檢驗都可以看出，在5%和10%的顯著性水平下，拒絕不存在和至多存在一個協整關系的原假設，不能拒絕至多存在兩個和至多存在三個協整關系的原假設，表明，變量間存在長期穩定的協整關系。為了進一步得出被解釋變量和解釋變量具體的數量關系，需對方程進行標準化處理，標準化方程的結果見表5。

表5 標準化后協整方程

根據表5的回歸結果，計量模型最終可以表示

該實證結果進一步證實了圖1的結論，三個解釋變量對被解釋變量隴西縣中藥材產業產值的影響都是正向的，具體來看，中藥材提供農民人均純收入每增加1元，中藥材產業總產值將增加大約20萬元，中藥材投資額每增加1元，中藥材產業總產值將增加大約27.2元，市場交易額每增加1元，中藥材產業總產值將增加大約1.74元。表6進一步報告了各個變量之間的因果關系。

2.4 格蘭杰因果檢驗

表6 格蘭杰因果檢驗

從表6可以，在5%的顯著性水平下，中藥材提供農民人均純收入、中藥材投資額、市場交易額三個解釋變量都是隴西縣中藥材產值的格蘭杰原因，而且投資額和中藥材產業產值之間存在雙向的格蘭杰因果關系，中藥材投資額的增加不僅促進了中藥材產業總產值的增加，中藥材產值的增加也有利于隴西縣加大對該產業的投資力度。

4 提高隴西縣中藥材產業發展的對策建議

文章使用隴西縣2000～2016年的時間序列數據，實證分析了中藥材產業總產值和中藥材提供農民人均純收入、中藥材投資額、市場交易額三個變量之間的數量關系，結果表明：三個解釋變量都顯著的增加了隴西縣中藥材產業的總產值。因此，提出如下對策建議：一是不斷提高隴西縣中藥材種植人員的文化水平，對隴西縣中藥材種植戶“再培訓”、“再教育”，激勵農民工、大中專畢業生、退役士兵、科技人員等返鄉下鄉創業創新，提高隴西縣中藥材產業的聚集程度，發展產業集群，提高產業的投資收益轉化率；二是相關職能部門搭建各類有利于市場交易的電子平臺，拓展隴西縣中藥材的銷售渠道，不斷提高市場交易額，只要這樣才能保證中藥材產業生產領域和流通領域的空間并存性和時間繼起性，實現產供銷一體化；三是千方百計的保障中藥材種植戶的收益，完善監督機制，提高監督效率，只有種植戶的中藥材收入得到有力保障，隴西縣中藥材產業才能長效發展。

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