農業經濟增長影響思考
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一、引言
我國是一個農業大國，確保農業經濟快速穩定地增長不僅是解決“三農”問題的突破口，更是關系到國計民生的大事。改革開放以前，農業生產發展緩慢，1950—1978年的29年間，農業總產值年增長在10％以上的有5年，負增長的有5年，增長速度低于2％、基本上處于停滯的有3年[1]。改革開放以來，家庭聯產承包責任制的推行以及農業科技的進步，使得農業發展步伐增快，我國的農業生產取得了令人矚目的成就。農業生產總值由1978年的1397.00億元增長到2009年的8565.33億元(以1978年為基期的可比價計算)，年平均增長率為6.05%，年增長率在5%以上的年份有18年①。對農業經濟增長及其影響因素進行深入分析，不僅在理論上有助于我們深刻理解農業增長的決定力量，而且對促進農民增收、加快現代農業發展以及全面實現我國建設小康社會的目標有著極其重要的現實意義。
二、文獻綜述
影響農業經濟增長的因素有很多，Kalirajan[2]、Chen[3]指出要素投入增長和生產率增長是促進農業經濟增長的主要途徑。關于分析農業經濟增長影響因素的方法，林毅夫[4]等人通過采用OLS建立以C-D生產函數為基礎的線性模型來估計農業增長的影響因素，王紅玲和徐桂祥[5]提出了一種適于廣義農業范圍的農業經濟增長因素分析的統計方法，并以我國“八五”時期的農業生產為例進行實證研究。在理論方面，張紅宇[6]、秦德文和王懷忠[7]等許多學者都做過一定的研究；在實證方面，靳光華和孫文生[8]、魏朗[9]、曹協和[10]、杜紅梅和安龍送[11]、杜江和劉渝[12]、喬榛[13]、朱希剛[14]等眾多學者使用時間序列、截面或面板數據，運用不同的分析方法，研究了農業資本、農業財政支持、農村金融、農業貿易、人力資本投資、制度變遷、技術進步等因素對我國農業經濟增長的影響。本文旨在借鑒吸收前人研究成果的基礎之上，通過對我國1978—2009年農業發展的時間序列數據進行實證研究，找出影響我國農業經濟增長的主要因素，以期為今后農業經濟的發展提供一些思路和建議。
三、理論模型的構建
（一）模型構建的依據
要素投入量的增加和要素生產率的提高是經濟增長的源動力，而生產函數反映了生產過程中投入要素與產出量之間的技術關系，所以本文亦采用生產函數模型對影響農業經濟增長的因素進行分析。在農業中，土地、勞動力和資本為三大主要的投入要素，因而農業的柯布道格拉斯生產函數模型為:123YAKLN（Ⅰ）其中，K、L、N分別為資本、勞動力和土地，A代表技術進步，αi（i=1,2,3）分別為資本、勞動力和土地的投入產出彈性。除了這三大投入要素外，農業生產還受到諸多因素如氣候等的影響，因此需增加一些控制變量，現在對Ⅰ式進行適度擴展，構建新的農業生產函數：123iiXYAKLNe（Ⅱ）其中，Xi（i=1,2，，n）為控制變量，βi為各控制變量對產出的影響系數。為了便于估計，現對Ⅱ式兩邊取對數，得到如下函數形式：123lnlnlnlnlniiYAKLNX（Ⅲ）
（二）變量的選取、設定
考慮到數據的可得性，農業總產出Y以每年實現的農林牧漁業總產值表示，此外，本研究對物質性投入變量和非物質性投入變量（即控制變量）做如下的選取。1．物質性投入變量本文選取每年第一產業就業人數和農作物總播種面積作為勞動力投入L和土地投入N的指標，農業資本分為農業固定資本和流動資本，而農業固定資本和流動資本投入以農業機械和化肥為主，因此在本文的分析中，選取農業機械總動力和化肥施用量作為農業資本投入K的指標。2.非物質性投入變量（1）有效灌溉率：農村基礎設施對農業生產有很大的影響，其中最重要的基礎設施之一就是灌溉設施，其值等于有效灌溉面積除以農作物總面積。（2）氣候：農業生產受氣候因素影響極大，而我國地域遼闊，自然災害頻繁，因此引入氣候指標，用每年農作物成災面積與農作物總面積的比例來反映。（3）農業產業結構調整：在發展中國家，畜牧業正起著越來越重要的作用，農業產業結構調整對農業經濟增長將會產生深遠影響。該指標用畜牧業占農業總產值的比重來反映。（4）農村勞動力文化程度：人力資本投資能夠促進經濟增長已得到越來越多學者的認可，農村勞動力文化素質的提高將推動農業經濟的增長。本研究用每一百農村勞動力中初中及初中以上文化程度勞動力所占比重來反映這一指標。綜上，結合Ⅲ式，本研究最終估計所采用的農業生產函數模型為：0112234lnlnlnlnlniitYLNKKX（Ⅳ）其中，K1、K2、L、N分別為農業機械總動力、化肥施用量、第一產業就業人數和農作物總播種面積；Xi（i=1,2,3,4）分別表示有效灌溉率、農作物成災面積占農作物總面積的比例、畜牧業占農業總產值的比例及初中以上文化程度勞動力所占比例。αi（i=1,2,3,4）和βi（i=1,2,3,4）為投入的產出彈性和各控制變量對產出的影響系數，α0=lnA，μt為隨機擾動項。
四、數據的搜集、處理
（一）數據的來源
農林牧漁業總產值、農業機械總動力、化肥施用量、第一產業就業人數、農作物總播種面積、有效灌溉面積、農作物成災面積、畜牧業產值等變量數據來源于《新中國成立60年農業年鑒》和《2010中國統計年鑒》，每一百農村勞動力文化程度分布情況數據來源于《1985-2010中國農村統計年鑒》。
（二）數據的處理
農林牧漁業總產值按照農林牧漁業總產值指數換算為按1978年不變價計算的可比價格數據；根據相應數據計算有效灌溉率、農作物成災面積占農作物總面積比例及畜牧業產值占農業總產值比例；由于反映農村勞動力文化程度的數據只能獲得從1984到2009年的數據，因此用線性趨勢模型推測出1978-1983年初中以上文化程度勞動力所占比例，補齊殘缺數據。
五、計量模型的估計
（一）方法的選取
本文擬采用普通最小二乘法(OLS)對模型進行回歸，為保證OLS回歸結果的有效性，需對各時間序列數據進行平穩性檢驗，只有當各序列均為平穩時間序列或非平穩性序列均為同階單整序列且存在協整關系時，才可運用OLS進行線性回歸[15]。1.變量的單位根檢驗本文選用增廣迪基—富勒(ADF)檢驗來對各變量及它們的差分序列進行單位根檢驗。各原序列在10%的水平下均為不平穩序列，而一階差分后在10%的水平上均平穩，所以這些序列都是一階單整序列，即lnY、lnK1、lnK2、lnL、lnN、X1、X2、X3、X4～I(1)。2.協整檢驗由變量的單位根檢驗可知各原序列為同階單整序列，現需檢驗模型中被解釋變量與解釋變量之間是否存在協整關系。通過上文的IV式進行OLS估計得到殘差序列et，對et進行ADF檢驗以判斷協整關系是否存在。殘差序列et的ADF值大于各顯著性水平下的檢驗臨界值，這說明et不含單位根，為平穩性序列。因此，被解釋變量與解釋變量之間存在長期的均衡關系，滿足OLS線性回歸的條件，可以進行線性回歸。
（二）模型估計
現用Eviews4.0軟件對方程Ⅳ進行OLS估計。
六、模型估計式的檢驗
（一）理論檢驗
根據表4的回歸結果，農業機械總動力和化肥施用量的投入以及農作物總播種面積的增加都促進了農業總產出的提高，各物質投入的回歸系數即投入產出彈性也具有良好的解釋力。第一產業就業人數對農業產出的影響為負，這與我國農村擁有大量的農業剩余勞動力的發展現狀相符。以農作物成災面積所占比例表示的氣候因素對農業產出產生了負的影響，以畜牧業產值占農業總產值比例表示的農業產業結構調整和以初中以上文化程度勞動力所占比例表示的農村勞動力文化程度對農業產出都有促進的作用，它們的回歸系數大小也符合經濟理論的實踐。而作為反映我國農業基礎設施建設和農業技術進步指標的有效灌溉率這一指標，本應對農業經濟的增長是有促進作用的，但在這里的回歸系數符號卻為負，究其原因，可能是因為相比與農業的快速發展，農業基礎設施的投資和建設相對滯后，1978-2009年我國有效灌溉率的均值也僅為32.98%，再加之許多陳舊的基礎設施得不到及時的修理和更新，致使其對農業產出產生了負的影響。
（二）功能檢驗
從估計的回歸結果來看，調整的可決系數R2達到了0.998564，回歸方程可以在1%的顯著性水平下通過F檢驗，這說明回歸模型的總體線性關系顯著，解釋變量總體對被解釋變量有很強的解釋能力。解釋變量初中及以上文化勞動力所占比例、化肥施用量、第一產業就業人數、農作物成災面積所占比例和農業機械勞動力的回歸系數分別能在1%、5%、5%、5%和10%的顯著性水平下通過t檢驗，這些解釋變量能較好地解釋對被解釋變量的影響。而農作物總播種面積、有效灌溉率和畜牧業產值所占比例的回歸系數未能通過t檢驗。
（三）計量經濟學檢驗
1．異方差檢驗運用懷特(White)檢驗法檢驗模型是否存在異方差。由White統計量(Obs*R-squared)的P值可知，其值大于我們常設定的顯著性水平，因此無法拒絕同方差性的原假設，即表明模型不存在異方差性。2.序列相關檢驗由表4的估計結果知DW檢驗值為1.793，在5%的顯著性水平下，恰落在臨界值dL=0.904和dU=2.102之間，因此無法判斷模型是否存在一階自相關。下面用拉格朗日乘數(LM)檢驗法檢驗模型是否存在一階序列相關性。由LM統計量(Obs*R-squared)的P值可知，其值大于我們常設定的顯著性水平，因此模型不存在序列相關性。3.多重共線性檢驗為了檢驗模型是否存在多重共線性，現對解釋變量之間的相關系數做一個計算。多個解釋變量之間的相關系數達到了0.9以上，這說明模型存在著一定程度的多重共線性。考慮到未能通過t檢驗的變量X1、X3和N，恰好與其它變量之間存在著較強的相關性，現采用逐步回歸法交替逐步剔除引起多重共線性的解釋變量，并觀察擬合優度和各參數統計值的變化情況，以確定最終的估計方程。
七、模型估計結果的經濟分析
（一）物質性投入要素的影響
回歸方程Ⅴ顯示，農業機械總動力和化肥施用量的投入會顯著促進農業產出的增長，其產出彈性分別為0.194和0.172，即農業機械總動力的投入每增加1%將使農業產值增長0.194%，化肥施用量的投入每增加1%將使農業產值增長0.172%。這告訴我們，利用機械、化肥等體現現代技術的投入品可以改進耕地質量，提高農業勞動生產率和土地生產率；第一產業就業人數已經阻礙了農業經濟的進一步增長，因此，加快農村剩余勞動力轉移已成為當前農村工作一個亟待解決的問題；回歸結果還顯示，農作物耕地面積并不是影響農業產出的主要因素，這說明在我國單純依靠擴大農作物耕地面積來增加農業總產值的做法已變得不再有效，但這并不意味著耕地已變得不重要，土地是農業生產的前提和保障，加之我國已基本觸及耕地資源的底線，因此我們要保護好現有的耕地，通過各種技術手段，以期在有限的耕地上創造出更多的財富。
（二）非物質性投入要素的影響
正如所預期的那樣，氣候和農村勞動力的文化程度會對農業經濟增長有重要的影響。回歸結果顯示，自然災害成災面積占耕地總面積的比例每增加1個百分點，農業產值將減少0.003億元。可見，科學合理地預測自然災害的發生并提高應對這些災害的能力，是減少農業損失、穩定農業經濟增長的重要保障；而農村勞動力中初中及初中以上文化程度比例每增加1個百分點，農業產值將增加0.025億元。教育投資是提升農村人力資本的重要手段之一，農村勞動力文化素質的提高，將改善農業勞動生產率，促進農業經濟的增長。因此大力推進農村的科教文化事業建設，努力提升農村勞動力的文化素質，能夠為提高農業產出提供新的動力。但實證結果也表明，反映農業基礎設施建設和農業產業結構調整的指標并未像預期的那樣對農業產出產生顯著影響。近年來，我國農業基礎設施建設事業取得了長足的發展，截至2009年底，我國有效灌溉面積已達到59261.4千公頃，灌區數5844處，大、中、小型水庫87151座①，但我國廣大農村普遍存在著基礎設施匱乏的問題，因此，基礎設施的建設力度相比于我國農業經濟的快速增長還遠遠不夠，致使其對農業產出的促進作用不明顯；當經濟發展到一定的程度，經濟的進一步增長很大程度上依賴于結構的轉變。農業產業結構調整將會推動農業經濟增長，這一觀點已得到了諸多學者的論證。人們對畜產品有著很高的需求彈性，建國以來，我國農業結構中的畜牧業比重也一直穩中有升，但是畜牧業的發展并未能很好的帶動農業經濟的增長，其對農業產出的影響相對于其它因素而言顯得十分的微弱。不斷調整優化產業結構，大力發展畜牧業依然是我國現階段農業產業結構調整的方向和重點所在。
八、結語
本文運用我國1978—2009年的時間序列數據，對影響農業經濟增長的因素做了較詳盡的分析，選取了農業機械總動力、化肥施用量、第一產業就業人數和農作物總播種面積四個物質性投入變量，以及反映農業基礎設施建設、氣候、農業產業結構調整和勞動力文化程度的四個控制變量。實證結果表明，農業機械總動力、化肥施用量的投入、第一產業就業人數、氣候因素及農村勞動力文化程度是影響農業產出的主要因素。農業機械總動力、化肥施用量等傳統生產要素的投入依然是我國農業經濟增長的源泉。我國人多地少，農業發展主要依賴于集約經營，化肥的使用是我國農業生產發展的一個重要保障，而農業機械可以大幅度提高農業勞動生產率，增強抵御自然災害的能力。因此，我們要增加這些體現現代農業技術進步的投入要素的數量，并努力提高這些要素的投入質量。但需要注意的是，過多的化肥投入又會帶來環境污染問題，反過來制約農業的發展，所以在這個過程當中我們要把握好度的問題。我國農業勞動力嚴重過剩，其對農業產出已造成了負的影響，加大農村剩余勞動力的轉移并通過多種途徑提升農村勞動力的文化素質必將為我國農業農村經濟的發展提供不竭的動力。本文的研究雖然表明農業產業結構的調整對農業經濟增長的影響不顯著，但這同時也說明在我國通過不斷調整優化結構促進農業經濟增長的空間還很大。我國幅員遼闊，農業生產條件錯綜復雜，不同時段、不同地區影響農業經濟增長的因素都不盡相同，因此我們要把握好農業發展的趨勢，采取科學合理的方法，巧妙靈活地運用各種政策組合為農業發展提供良好的外部條件。
