農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的影響
——基于新疆13個(gè)地區(qū)的面板數(shù)據(jù)

李 華，喻曉玲

(塔里木大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，新疆阿拉爾 843300)

農(nóng)業(yè)發(fā)展和我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展緊密相關(guān)，和農(nóng)民切實(shí)利益相關(guān)。在新時(shí)代背景下，隨著科技迅速發(fā)展，“三農(nóng)”問題更是受到前所未有的關(guān)注，我國(guó)一直重視“三農(nóng)”問題，出臺(tái)了一系列政策，促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展，推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)，對(duì)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實(shí)施有重要作用。在新時(shí)代背景下，隨著科技迅速發(fā)展，“三農(nóng)”問題更是受到前所未有的關(guān)注。在鄉(xiāng)村振興的背景下，農(nóng)業(yè)機(jī)械化投入和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展程度有密不可分的聯(lián)系。梅國(guó)剛[1]從宏觀角度和農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平方面分析了中國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)狀以及中國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨的問題。采用多元回歸分析方法，對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平、有效灌溉面積、受災(zāi)面積、國(guó)家財(cái)政農(nóng)業(yè)支出、個(gè)人農(nóng)業(yè)投入、人力投入等指標(biāo)進(jìn)行了定量研究，分析了各影響因素與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的相關(guān)性以及各種因素對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，并提出了促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的對(duì)策。王海嬌[2]指出農(nóng)業(yè)機(jī)械化不僅能夠促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益的增長(zhǎng)，而且也能夠有效促進(jìn)農(nóng)業(yè)的發(fā)展。趙世秀[3]研究指出，農(nóng)業(yè)機(jī)械化和新型城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展關(guān)系到糧食安全、供需雙向改革、區(qū)域新型城鎮(zhèn)化和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的有利實(shí)現(xiàn)。胡蓉[4]運(yùn)用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)法對(duì)云南省2000—2019年的農(nóng)業(yè)機(jī)械化投入對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率進(jìn)行定量計(jì)算，得出農(nóng)業(yè)機(jī)械化的投入產(chǎn)出彈性系數(shù)為0.635，貢獻(xiàn)率為22.81%，說明云南省農(nóng)業(yè)機(jī)械化對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)明顯，農(nóng)業(yè)機(jī)械的投入有利于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。根據(jù)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部初步統(tǒng)計(jì)，截至 2019 年，我國(guó)農(nóng)業(yè)綜合機(jī)械化率為 69%，機(jī)耕率、機(jī)播率、機(jī)收率分別為 84%、56% 和 61%，且由于農(nóng)業(yè)機(jī)械化為科技進(jìn)步作出了巨大的貢獻(xiàn)，比率達(dá)到 57.5%，而在發(fā)達(dá)國(guó)家該比率普遍達(dá) 90% 以上，我國(guó)農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展仍然有較大的空間[5]。

為探究農(nóng)業(yè)機(jī)械化等因素對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，筆者運(yùn)用2004—2019年新疆13個(gè)地區(qū)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，從整體上了解當(dāng)前機(jī)械總動(dòng)力增長(zhǎng)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系；并通過對(duì)目前各地區(qū)機(jī)械化發(fā)展對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中存在的問題進(jìn)行分析，找出解決對(duì)策，為促進(jìn)不同地區(qū)農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力最大化發(fā)揮作用提供參考和理論依據(jù)。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 框架分析及模型的建立影響農(nóng)業(yè)發(fā)展的因素有很多，機(jī)械總動(dòng)力對(duì)農(nóng)業(yè)的影響最大，機(jī)械效率的提高可以增加單位面積產(chǎn)量，間接提高農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，優(yōu)化資源配置。以機(jī)械總動(dòng)力代表機(jī)械化投入程度，播種面積及單位面積產(chǎn)量作為輔助變量，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值代表農(nóng)業(yè)發(fā)展水平，建立方程式：

Z=C+β0×J+β1×B+β2×L+μ

(1)

式中，Z代表農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值(萬元)；J代表機(jī)械總動(dòng)力(kW·h)；B代表農(nóng)作物播種面積(103hm2)；L代表農(nóng)作物單位面積產(chǎn)量(kg/hm2)。

因?yàn)閿?shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)變換不改變?cè)嘘P(guān)系，且能夠消除模型中的趨勢(shì)因素的影響和可能存在的異方差現(xiàn)象，故對(duì)上述各變量進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換。此外，考慮到模型估計(jì)的需要，該研究采用柯布-道格拉斯函數(shù)形式進(jìn)行估計(jì)[6]，于是方程(1)轉(zhuǎn)換為具體的實(shí)證模型如下：

lnZ=C+β0×lnJ+β1×lnB+β2×lnL+μ

(2)

式中，μ表示誤差項(xiàng)；β表示待估參數(shù)。

1.2 數(shù)據(jù)來源采用2004—2019年新疆13個(gè)地區(qū)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。其中烏魯木齊市用拼音縮寫WULU代替，克拉瑪依市用KELA表示，吐魯番用TULU表示，哈密市HAMI表示，昌吉市用CHANGJI表示，伊犁州用YILI表示，塔城地區(qū)用TACHENG表示，阿勒泰用ALE表示，博爾塔拉用BOER表示，阿克蘇地區(qū)用AKES表示，克孜勒蘇柯爾克孜自治州用KEZI表示，喀什地區(qū)用KASHI表示，和田地區(qū)用HET表示。新疆不同地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值代表農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況，作為被解釋變量，土地播種面積、單位面積產(chǎn)量和機(jī)械總動(dòng)力作為解釋變量。數(shù)據(jù)來源于相應(yīng)年份的《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》(2004—2019年)。

2 結(jié)果與分析

2.1 總體面板數(shù)據(jù)回歸分析運(yùn)用Eviews軟件對(duì)總體面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，結(jié)果見表1。

表1 總體面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果Table 1 Regression results of overall panel data

由表1可知，R2=0.838，擬合優(yōu)度良好，除了播種面積，其他2個(gè)P值為0，則表示在0.01的顯著性水平下，機(jī)械總動(dòng)力和單位面積產(chǎn)品均顯著。則回歸后模型如下：

lnZ=-4.774+0.649×lnL+0.845×lnJ+0.111×lnB

(3)

模型經(jīng)濟(jì)意義：在其他變量不變的情況下，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力每增加1%，則農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增加0.845%；農(nóng)作物單位面積產(chǎn)量每增加1%，則農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增加0.649%；農(nóng)產(chǎn)品播種面積每增加1%，則農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增加0.111%。三者對(duì)農(nóng)業(yè)的發(fā)展均具有促進(jìn)作用，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力的產(chǎn)出彈性最大。換言之，農(nóng)業(yè)機(jī)械投入是中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)增長(zhǎng)強(qiáng)有力的推動(dòng)因素。

2.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)從表1回歸結(jié)果可以得出，農(nóng)業(yè)機(jī)械投入增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有很大影響，但是為了保證模型的準(zhǔn)確性，還需要對(duì)模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，消除協(xié)方差。White cross-section下的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果見表2，White Period下的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果見表3。通過檢驗(yàn)得出，機(jī)械總動(dòng)力在0.01的水平下P值仍然顯著。

表2 White cross-section下的穩(wěn)健性檢驗(yàn)Table 2 Robustness test under White cross section

表3 White Period下的穩(wěn)健性檢驗(yàn)Table 3 Robustness Test under White Period

2.3 固定效應(yīng)模型回歸分析對(duì)模型類型進(jìn)行判斷，對(duì)混合面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表4。

表4 混合面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果Table 4 Regression results of mixed panel data

表4模型P值為0.1，拒絕原假設(shè)，說明數(shù)據(jù)不屬于混合模型。則需要進(jìn)行下一步驗(yàn)證，在隨機(jī)效應(yīng)模型下回歸結(jié)果見表5。

表5顯示，在隨機(jī)效應(yīng)下檢驗(yàn)P值小于0.1，P值顯著則說明拒絕原假設(shè)，因此該模型為固定效應(yīng)模型。 固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果見表6。

通過固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果得知,固定模型回歸改變的知識(shí)截距對(duì)解釋變量的系數(shù)沒有影響，機(jī)械總動(dòng)力的系數(shù)為0.669，模型如下：

lnZ=(-6.406+Ci)+0.814×lnL+0.669×lnJ+0.610×lnB

(4)

式中，i表示第i個(gè)地區(qū)。

在各地區(qū)固定效應(yīng)(截距項(xiàng))的估計(jì)中，昌吉、伊犁、塔城、阿勒泰、博爾塔拉、阿克蘇、柯爾克孜自治州、喀什等地區(qū)的固定效應(yīng)系數(shù)為負(fù)值，很可能與這幾個(gè)地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡、發(fā)展落后所導(dǎo)致的。此外，烏魯木齊、克拉瑪依、吐魯番、哈密、和田等地的固定效應(yīng)系數(shù)為正，這與它們農(nóng)業(yè)種植面積大和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較快也是相一致的，雖然各地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展速度不一樣，但是總體上農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力每增長(zhǎng)1%，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增長(zhǎng)0.669%。

表5 隨機(jī)效應(yīng)模型回歸結(jié)果 Table 5 Regression results of random effect model

表6 固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果 Table 6 Regression results of fixed effect model

3 結(jié)論與建議

該研究根據(jù)2004—2019 年新疆地區(qū)面板數(shù)據(jù)，分析了機(jī)械總動(dòng)力對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的影響。研究結(jié)果顯示，單位面積產(chǎn)量、機(jī)械總動(dòng)力對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到了推動(dòng)作用。但是不同的因素對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的邊際影響存在差異，機(jī)械總動(dòng)力對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的影響最大，從區(qū)域角度而言，昌吉、伊犁、塔城、阿勒泰、博爾塔拉、阿克蘇、克孜勒蘇柯爾克孜自治州、喀什等地區(qū)的農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)比新疆其他地方平均水平要低。對(duì)于南疆地區(qū)而言，因?yàn)檫@些地區(qū)的自然條件較為惡劣，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的受教育程度低等各種不利因素導(dǎo)致了這些地區(qū)的農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)較為緩慢。為了實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)整體經(jīng)濟(jì)的均衡、協(xié)調(diào)和可持續(xù)發(fā)展，加大對(duì)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資勢(shì)在必行。

基于以上研究，建議政府采取如下政策推動(dòng)新疆農(nóng)業(yè)的健康有序發(fā)展：一是培養(yǎng)農(nóng)業(yè)機(jī)械化相關(guān)人才，提高實(shí)用性人才的實(shí)踐能力和質(zhì)量[7]；二是優(yōu)化農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展措施。對(duì)于我國(guó)農(nóng)業(yè)機(jī)械化生產(chǎn)中存在的問題，首先應(yīng)因地制宜地發(fā)展生產(chǎn)，根據(jù)新疆各地區(qū)的實(shí)際情況采用不同的發(fā)展戰(zhàn)略，選擇適合本地發(fā)展的機(jī)械設(shè)備和技術(shù)，加大科研力度，創(chuàng)新服務(wù)體系[8]。其次，應(yīng)加大對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械設(shè)備的技術(shù)研發(fā)投入，不斷更新設(shè)備，研發(fā)大中型和高檔設(shè)備，并加強(qiáng)配套設(shè)備的研發(fā)使農(nóng)業(yè)機(jī)械設(shè)備跟上時(shí)代的步伐。此外，政府要加大對(duì)農(nóng)民購(gòu)買機(jī)械設(shè)備的補(bǔ)貼力度，同時(shí)要加強(qiáng)技術(shù)革新，降低生產(chǎn)成本，使農(nóng)業(yè)機(jī)械設(shè)備價(jià)格更加親民。政府還要加大對(duì)農(nóng)民的教育培訓(xùn)力度，提高農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平[9-10]。