基于C-D模型對影響新疆農(nóng)機化促進農(nóng)民增收的因素分析

劉贛寧，江承鳳

（塔里木大學經(jīng)濟與管理學院，新疆 阿拉爾 843300）

0 引言

傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)效率低下是導致城鄉(xiāng)收入差距的重要因素，提高農(nóng)民生產(chǎn)效率是增加農(nóng)民收入的重要方法[1-2]，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)機械化能夠提高生產(chǎn)效率，增加農(nóng)民收入[3]，但農(nóng)業(yè)增收受投入、政策和資源及氣候等因素的影響較大[4]。梁天麗等[5]在研究農(nóng)業(yè)機械化對廣西農(nóng)民增收貢獻率實證分析過程中發(fā)現(xiàn)擴大生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模、平整土地規(guī)格、落實好相關的農(nóng)機補貼和維修等工作可提高農(nóng)業(yè)機械對農(nóng)民增收的作用。劉婷等[6]在研究農(nóng)業(yè)機械化對貴州農(nóng)民增收貢獻率實證分析過程中發(fā)現(xiàn)合理制定補貼政策和補貼清單、有效提升農(nóng)機總動力、加快農(nóng)林牧漁農(nóng)業(yè)機械化全面發(fā)展、做好山地農(nóng)機培訓和售后服務等方面的提升對推動貴州省農(nóng)業(yè)機械化高質(zhì)量發(fā)展和促進農(nóng)民增收具有重要作用。胡汪洋等[7]在分析農(nóng)業(yè)機械化對安徽省農(nóng)民增收貢獻率實證的過程中發(fā)現(xiàn)發(fā)揮購機補貼政策、建立新型農(nóng)業(yè)機械維修體系等對安徽農(nóng)業(yè)機械化促進農(nóng)民增收有重要影響。因此，基于現(xiàn)實考慮，以新疆為研究對象，借鑒以上學者的研究方法，采用改進的C-D生產(chǎn)函數(shù)模型測度農(nóng)機化促進農(nóng)民收入的影響程度及因素。借助C-D生產(chǎn)函數(shù)計算要素的回歸系數(shù)，間接測算要素貢獻率，在此基礎上再采用逐步OLS回歸分析的方法及運算結(jié)果得出農(nóng)業(yè)機械化影響新疆農(nóng)民增收的主要變量，為新疆農(nóng)機化促進農(nóng)民增收問題的有效解決提供理論依據(jù)和實踐參考。

1 數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1 農(nóng)業(yè)機械化對新疆農(nóng)民增收效應分析

1.1.1 直接效益

農(nóng)業(yè)機械化的發(fā)展會增加農(nóng)民經(jīng)營性收入，但對增加農(nóng)民工資性收入的影響仍較小[8]，農(nóng)機化促農(nóng)直接效益就是通過農(nóng)業(yè)機械出租代耕作業(yè)、農(nóng)機運輸和維修及農(nóng)副產(chǎn)品初級加工來增加收入。截至2019年，新疆農(nóng)機總動力2788.97萬kW，耕種收綜合機械化水平84.68%，全區(qū)農(nóng)機專業(yè)合作組織達1048家，合作社社員1.86萬人，擁有機具3萬臺（套），合作社年服務總收入10億元，服務面積近106.67萬hm2。

1.1.2 間接效益

（1）提質(zhì)增效。以新疆核桃加工為例，企業(yè)、合作社通過購進核桃加工成套設備，脫青皮清洗效率較人工提高了300倍，破殼取仁效率較人工提高了150倍，生產(chǎn)成本約為人工成本的7%，加工后核桃均價提高10～15元／kg[9]。

（2）就業(yè)創(chuàng)造和補償。技術(shù)創(chuàng)新不僅為原有企業(yè)增加了更多就業(yè)崗位，還開辟更多市場以及創(chuàng)造更多就業(yè)機會[10]，從2000年至2019年新疆就業(yè)人口分類統(tǒng)計顯示來看，第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占總就業(yè)人口比重從57.68%減少到36.42%，凈減少21.62%，越來越多的人涌向城市從事加工業(yè)和服務業(yè)使越來越多的勞動力從土地中解放出來，拓展非農(nóng)經(jīng)營收益來源。

1.2 指標體系構(gòu)建

本文使用2000～2019年新疆面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年卷》和《新疆統(tǒng)計年鑒》的相關數(shù)據(jù)。由于農(nóng)業(yè)機械化促進農(nóng)民增收受投入、政策和資源等因素的復合影響[4]，在參考梁天麗等[5]相關研究基礎上結(jié)合新疆實際的社會經(jīng)濟發(fā)展情況和能夠全面反應新疆農(nóng)民收入增長的考量，選取農(nóng)村居民人均實際可支配收入（C）作為反映機械促進農(nóng)民增收的因變量。同時選取農(nóng)業(yè)機械總動力（Q1）、糧食作物產(chǎn)量（Q2）、化肥施用量（Q3）、農(nóng)藥使用量（Q4）、有效灌溉面積（Q5）、農(nóng)作物播種面積（Q6）、財政支出（Q7）、農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值（Q8）8項指標作為自變量。考慮到統(tǒng)計年鑒中的人均可支配收入C數(shù)據(jù)主要是名義可支配收入，并沒有考慮消費指數(shù)的變化，所以將2000年的農(nóng)村居民的消費價格指數(shù)（CPI）定為100，借助新疆居民消費指數(shù)將農(nóng)村居民人均可支配收入換算得到實際可支配收入Y如表1，從而得到2000～2019的相對價格指數(shù)以保證數(shù)據(jù)的合理及現(xiàn)實性。指標體系變量數(shù)據(jù)見表2。

表1 2000～2019年新疆農(nóng)村居民人均可支配收入數(shù)據(jù)

表2 2000～2019年新疆各變量數(shù)據(jù)

1.3 數(shù)學模型確定

1.3.1 Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)測算模型

本文利用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)模型計算要素彈性系數(shù)直接測算農(nóng)業(yè)機械化貢獻率，其優(yōu)點是從宏觀角度進行全面考慮，能測算出農(nóng)機化為農(nóng)民增收的綜合貢獻率，而不僅體現(xiàn)于直接貢獻[7]。根據(jù)因子分析和逐步回歸分析結(jié)果，選取影響農(nóng)民收入增長的n個變量（Q1，Q2，…，Qn）建立最終的C-D生產(chǎn)函數(shù)模型[11]，表達式如公式（1）、（2）所示。

對式（1）兩邊取對數(shù)得到式（2）：

式中Q—農(nóng)民收入；Qi—所選取指標變量；X0，x1，x2，x3···xi—固定參數(shù)。

1.3.2 測算模型

貢獻率是分析經(jīng)濟效益的指標，它是指有效或有用成果數(shù)量與資源消耗及占用量之比。參考王軍等[12]在計算農(nóng)業(yè)機械化對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟貢獻率的測算方法，設定貢獻率測算公式如式（3）。

式中β—農(nóng)民收入年增長速度；Y2—基期農(nóng)民收入；Y1—報告期農(nóng)民收入；N—年數(shù)。

為了計算新疆農(nóng)業(yè)機械總動力年增長率，設定如式（4）所示：

式中Si—年平均增長速度，i＝1，2，···；Si1—基期生產(chǎn)要素投入；Si2—報告期生產(chǎn)要素投入。

為了計算新疆農(nóng)業(yè)機械化對農(nóng)民增收的貢獻率，設定如式（5）：

式中ai—各要素的回歸系數(shù)；γi—各要素對農(nóng)民增收貢獻率，%。

2 實證過程與結(jié)果分析

本文采用Eviews10.0統(tǒng)計分析軟件對新疆2000～2019年中影響農(nóng)民收入（表1）的各指標變量所對應的時間序列數(shù)據(jù)（表2）進行因子分析，將表1和表2的數(shù)據(jù)代入式（2），計算出農(nóng)業(yè)機械化水平對新疆農(nóng)民增收的回歸系數(shù)，并進行OLS回歸，以確定C-D生產(chǎn)函數(shù)模型中應納入的變量，OLS分析結(jié)果見表3。根據(jù)OLS估計結(jié)果初步確定C-D生產(chǎn)函數(shù)的模式如式（6）。

表3 OLS參數(shù)估計結(jié)果

取C作為初始數(shù)據(jù)，逐步導入其他相關變量，逐步回歸結(jié)果見表4。由表4可知，回歸中剔除了lnQ3，lnQ6，lnQ7，lnQ8這4個變量。經(jīng)過計算并剔除了造成多重共線性的T值之后，各變量的T值絕對值均符合上述要求，說明了進一步重新回歸后的模式已不具有多重共線性。

表4 逐步回歸結(jié)果

選取Q1，Q2，Q4，Q5這4個變量建立最終 C-D 生產(chǎn)函數(shù)模型，如式（7）。

為進一步提高檢驗模型的準確度與時效性，本研究對式（7）的模型進行異方差（white）檢驗。檢驗結(jié)果如表5。由表5可知，nR2=14.1983，P=0.2437。在顯著性為0.05的情況下，nR2=14.1983，P=0.2548＞0.1，結(jié)果表明C-D生產(chǎn)函數(shù)模型有效接受原假設不存在異方差。在當分析模型并不具有異方差時，本問題就需要探討所建立的模型之間是否具有自相關性。為了進一步加強自相關檢驗，采用拉格朗日（LM）檢驗方法進行進一步檢驗分析，LM檢驗結(jié)果見表5。由表5可知，在顯著性為0.05的情況下，，其P=0.7972＞0.1，證明模型不存在自相關。

表5 各項檢驗結(jié)果

本文最終確定的C-D模型中應變量農(nóng)村居民人均實際可支配收入（C）與自變量農(nóng)業(yè)機械總動力（Q1）、糧食作物產(chǎn)量（Q2）、農(nóng)藥使用量（Q4）、有效灌溉面積（Q5）等互為因果關系，這樣會使得解釋變量與誤差項相關，會造成模型的內(nèi)生性問題。因此，本文又進一步對模型進行內(nèi)生性檢驗，結(jié)果見表5。表5結(jié)果清晰的顯示出DW=1.443586＞1，證明本文建立的最終C-D模型不存在內(nèi)生性問題。

3 結(jié)論與建議

3.1 實證結(jié)論

本文運用改進的C-D生產(chǎn)函數(shù)對新疆20年間（2000～2019年）農(nóng)業(yè)機械化對農(nóng)民收入增長之間的關系及貢獻率進行了估計和計算。

3.1.1 農(nóng)業(yè)機械化對新疆農(nóng)民增收貢獻率測算

通過對研究結(jié)果進行分析，得到如下結(jié)論：農(nóng)業(yè)機械化對新疆農(nóng)民增收呈現(xiàn)正相關關系，回歸系數(shù)為7.456 363，說明農(nóng)業(yè)機械總動力每增加1%，新疆農(nóng)民收入就增加7.456 363元。根據(jù)式（3）可得新疆農(nóng)民收入年增長率為34.78%，根據(jù)式（4）可得新疆農(nóng)業(yè)機械總動力年增長率為11.38%，將二者代入式（5）可得新疆農(nóng)業(yè)機械化對農(nóng)民增收的貢獻率為24.4%。

3.1.2 影響農(nóng)業(yè)機械化促進農(nóng)民增收的因素

在選擇的8個指標變量中，除化肥使用量（Q3）、農(nóng)作物播種面積（Q6）、財政支出（Q7）、農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值（Q8）因模型不顯著而被剔除外，剩余農(nóng)業(yè)機械總動力（Q1）、糧食作物產(chǎn)量（Q2）、農(nóng)藥使用量（Q4）、有效灌溉面積（Q5）均通過了各項檢驗建立了最終的C-D生產(chǎn)函數(shù)模型。通過回歸系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)藥施用量和糧食作物產(chǎn)量為負向，其他因素的影響均為正向影響。而農(nóng)業(yè)機械總動力（Q1）、有效灌溉面積（Q5）對新疆農(nóng)民增收起到了正向影響作用。說明農(nóng)藥、化肥等生產(chǎn)要素的高投入換來的農(nóng)業(yè)效益是低下的，糧食作物相比林果等其它種植業(yè)給農(nóng)民帶來的收益并不顯著，這可能是農(nóng)業(yè)機械投入對農(nóng)民收入受到區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平、資源氣候等因素影響而導致的。

3.2 建議

根據(jù)上述分析結(jié)果，為了充分發(fā)揮農(nóng)業(yè)機械化對新疆農(nóng)民增收的作用，新疆農(nóng)業(yè)發(fā)展應當揚長避短，發(fā)揮其獨特的歷史文化、區(qū)位優(yōu)勢、自然條件優(yōu)勢，做大做強新疆優(yōu)勢特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，有序調(diào)整非優(yōu)勢區(qū)農(nóng)作物的種植，促進農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，對于生態(tài)脆弱地區(qū)堅持保護優(yōu)先限制開發(fā)，注重環(huán)境保護，合理擴大有效灌溉面積，積極發(fā)揮新疆農(nóng)業(yè)機械對農(nóng)民增收的促進作用，本文提出以下建議。

3.2.1 綜合提升農(nóng)業(yè)機械水平

一要加快推進農(nóng)機裝備的生產(chǎn)研發(fā)、推廣應用水平，并提高政策支持，提高農(nóng)業(yè)機械化全過程作業(yè)水平。通過自動控制技術(shù)與信息技術(shù)相結(jié)合，建立以技術(shù)研發(fā)、產(chǎn)品生產(chǎn)、市場推廣為主要內(nèi)容的現(xiàn)代精準農(nóng)業(yè)體系；二要強化人才隊伍建設，大力培養(yǎng)農(nóng)業(yè)機械的研究、操作、維保人員，提高農(nóng)機產(chǎn)前、產(chǎn)中、產(chǎn)后的服務質(zhì)量，降低農(nóng)機服務運行成本；三要響應“一帶一路”倡議，面向絲綢之路經(jīng)濟帶沿線國家在農(nóng)業(yè)科技研發(fā)和農(nóng)產(chǎn)品加工等領域開展深入合作，引領新疆現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展。

3.2.2 保證糧食安全

新冠肺炎疫情、國際農(nóng)產(chǎn)品市場供給不確定性及自然災害給我們敲響警鐘，我們必須以糧食安全作為經(jīng)濟發(fā)展的前提，確保谷物基本自給和口糧絕對安全。要響應自治區(qū)“穩(wěn)糧”和“宜糧則糧”的策略，合理增加糧食播種面積，保證生態(tài)平衡發(fā)展。

3.2.3 提升肥料施用水平，降低農(nóng)藥施用量

新疆地區(qū)受自然原因及人為因素的影響，土壤含鹽量較高，濫用化肥不僅無法有效增產(chǎn)，還會使環(huán)境惡化。因此需要持續(xù)推進化肥減量政策，大力推廣，合理運用測土配方施肥、有機肥替代化肥、水肥一體化等減肥增效技術(shù)，推進農(nóng)機農(nóng)藝融合，推廣機械施肥、種肥同播、水肥一體化等技術(shù)的應用。要做好農(nóng)藥減量工作，但不能以犧牲作物產(chǎn)量和病蟲害防治效果為代價，而是要淘汰低效、高毒、高殘留品種，提升農(nóng)藥利用率，并用高效、環(huán)境友好型綠色農(nóng)藥和生物農(nóng)藥新品種替代低效老舊品種，并在此基礎上合理使用與科學防控，發(fā)展高效、低殘留、生態(tài)友好的綠色農(nóng)藥和生物農(nóng)藥。

3.2.4 擴大有效灌溉面積

水利是農(nóng)業(yè)的命脈，對于氣候復雜、水循環(huán)過程獨特、生態(tài)環(huán)境脆弱的新疆尤為如此。因此有效擴大灌溉面積一要發(fā)展高效節(jié)水灌溉提高農(nóng)田水利灌溉質(zhì)量，因地制宜地推廣滴灌、噴灌、灌溉技術(shù)，嚴格保護水資源安全，限制過度開采地下水；二要加大對水利設施的投資，保證灌溉設施的運轉(zhuǎn)、升級、替換、維保等資金充裕；最后要鼓勵和補貼民間自發(fā)投資農(nóng)田水利灌溉設施設備，培養(yǎng)加強農(nóng)民節(jié)水愛水的意識。

3.2.5 培育壯大新疆優(yōu)勢特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集群

要發(fā)揮新疆獨特的氣候環(huán)境優(yōu)勢和地理位置，抓住機遇，找準市場，加快改革，依托特色培育市場競爭力強的具有新疆優(yōu)勢特色產(chǎn)業(yè)集群。一是充分利用國家政策抓牢以西部大開發(fā)戰(zhàn)略和“一帶一路”倡議為西部經(jīng)濟發(fā)展提供的契機，以農(nóng)業(yè)為基礎，以新疆整體經(jīng)濟提升為長遠規(guī)劃目標，培育特色農(nóng)業(yè)經(jīng)濟區(qū)；二是采用國際通行的良好農(nóng)業(yè)規(guī)范，以市場為核心進行產(chǎn)品深度開發(fā)，完善市場營銷體系和質(zhì)量控制體系提升農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)和效益，塑造新疆現(xiàn)代頂級的農(nóng)產(chǎn)品品牌；三是要通過優(yōu)化標準體系，強化標準實施，創(chuàng)新標準服務等措施建設農(nóng)產(chǎn)品標準化生產(chǎn)、加工、倉儲物流基地，形成具有新疆特色的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集群。