农业经济增长影响思考

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一、引言

我国是一个农业大国，确保农业经济快速稳定地增长不仅是解决“三农”问题的突破口，更是关系到国计民生的大事。改革开放以前，农业生产发展缓慢，1950—1978年的29年间，农业总产值年增长在10％以上的有5年，负增长的有5年，增长速度低于2％、基本上处于停滞的有3年[1]。改革开放以来，家庭联产承包责任制的推行以及农业科技的进步，使得农业发展步伐增快，我国的农业生产取得了令人瞩目的成就。农业生产总值由1978年的1397.00亿元增长到2009年的8565.33亿元(以1978年为基期的可比价计算)，年平均增长率为6.05%，年增长率在5%以上的年份有18年①。对农业经济增长及其影响因素进行深入分析，不仅在理论上有助于我们深刻理解农业增长的决定力量，而且对促进农民增收、加快现代农业发展以及全面实现我国建设小康社会的目标有着极其重要的现实意义。

二、文献综述

影响农业经济增长的因素有很多，Kalirajan[2]、Chen[3]指出要素投入增长和生产率增长是促进农业经济增长的主要途径。关于分析农业经济增长影响因素的方法，林毅夫[4]等人通过采用OLS建立以C-D生产函数为基础的线性模型来估计农业增长的影响因素，王红玲和徐桂祥[5]提出了一种适于广义农业范围的农业经济增长因素分析的统计方法，并以我国“八五”时期的农业生产为例进行实证研究。在理论方面，张红宇[6]、秦德文和王怀忠[7]等许多学者都做过一定的研究；在实证方面，靳光华和孙文生[8]、魏朗[9]、曹协和[10]、杜红梅和安龙送[11]、杜江和刘渝[12]、乔榛[13]、朱希刚[14]等众多学者使用时间序列、截面或面板数据，运用不同的分析方法，研究了农业资本、农业财政支持、农村金融、农业贸易、人力资本投资、制度变迁、技术进步等因素对我国农业经济增长的影响。本文旨在借鉴吸收前人研究成果的基础之上，通过对我国1978—2009年农业发展的时间序列数据进行实证研究，找出影响我国农业经济增长的主要因素，以期为今后农业经济的发展提供一些思路和建议。

三、理论模型的构建

（一）模型构建的依据

要素投入量的增加和要素生产率的提高是经济增长的源动力，而生产函数反映了生产过程中投入要素与产出量之间的技术关系，所以本文亦采用生产函数模型对影响农业经济增长的因素进行分析。在农业中，土地、劳动力和资本为三大主要的投入要素，因而农业的柯布道格拉斯生产函数模型为:123YAKLN（Ⅰ）其中，K、L、N分别为资本、劳动力和土地，A代表技术进步，αi（i=1,2,3）分别为资本、劳动力和土地的投入产出弹性。除了这三大投入要素外，农业生产还受到诸多因素如气候等的影响，因此需增加一些控制变量，现在对Ⅰ式进行适度扩展，构建新的农业生产函数：123iiXYAKLNe（Ⅱ）其中，Xi（i=1,2，，n）为控制变量，βi为各控制变量对产出的影响系数。为了便于估计，现对Ⅱ式两边取对数，得到如下函数形式：123lnlnlnlnlniiYAKLNX（Ⅲ）

（二）变量的选取、设定

考虑到数据的可得性，农业总产出Y以每年实现的农林牧渔业总产值表示，此外，本研究对物质性投入变量和非物质性投入变量（即控制变量）做如下的选取。1．物质性投入变量本文选取每年第一产业就业人数和农作物总播种面积作为劳动力投入L和土地投入N的指标，农业资本分为农业固定资本和流动资本，而农业固定资本和流动资本投入以农业机械和化肥为主，因此在本文的分析中，选取农业机械总动力和化肥施用量作为农业资本投入K的指标。2.非物质性投入变量（1）有效灌溉率：农村基础设施对农业生产有很大的影响，其中最重要的基础设施之一就是灌溉设施，其值等于有效灌溉面积除以农作物总面积。（2）气候：农业生产受气候因素影响极大，而我国地域辽阔，自然灾害频繁，因此引入气候指标，用每年农作物成灾面积与农作物总面积的比例来反映。（3）农业产业结构调整：在发展中国家，畜牧业正起着越来越重要的作用，农业产业结构调整对农业经济增长将会产生深远影响。该指标用畜牧业占农业总产值的比重来反映。（4）农村劳动力文化程度：人力资本投资能够促进经济增长已得到越来越多学者的认可，农村劳动力文化素质的提高将推动农业经济的增长。本研究用每一百农村劳动力中初中及初中以上文化程度劳动力所占比重来反映这一指标。综上，结合Ⅲ式，本研究最终估计所采用的农业生产函数模型为：0112234lnlnlnlnlniitYLNKKX（Ⅳ）其中，K1、K2、L、N分别为农业机械总动力、化肥施用量、第一产业就业人数和农作物总播种面积；Xi（i=1,2,3,4）分别表示有效灌溉率、农作物成灾面积占农作物总面积的比例、畜牧业占农业总产值的比例及初中以上文化程度劳动力所占比例。αi（i=1,2,3,4）和βi（i=1,2,3,4）为投入的产出弹性和各控制变量对产出的影响系数，α0=lnA，μt为随机扰动项。

四、数据的搜集、处理

（一）数据的来源

农林牧渔业总产值、农业机械总动力、化肥施用量、第一产业就业人数、农作物总播种面积、有效灌溉面积、农作物成灾面积、畜牧业产值等变量数据来源于《新中国成立60年农业年鉴》和《2010中国统计年鉴》，每一百农村劳动力文化程度分布情况数据来源于《1985-2010中国农村统计年鉴》。

（二）数据的处理

农林牧渔业总产值按照农林牧渔业总产值指数换算为按1978年不变价计算的可比价格数据；根据相应数据计算有效灌溉率、农作物成灾面积占农作物总面积比例及畜牧业产值占农业总产值比例；由于反映农村劳动力文化程度的数据只能获得从1984到2009年的数据，因此用线性趋势模型推测出1978-1983年初中以上文化程度劳动力所占比例，补齐残缺数据。

五、计量模型的估计

（一）方法的选取

本文拟采用普通最小二乘法(OLS)对模型进行回归，为保证OLS回归结果的有效性，需对各时间序列数据进行平稳性检验，只有当各序列均为平稳时间序列或非平稳性序列均为同阶单整序列且存在协整关系时，才可运用OLS进行线性回归[15]。1.变量的单位根检验本文选用增广迪基—富勒(ADF)检验来对各变量及它们的差分序列进行单位根检验。各原序列在10%的水平下均为不平稳序列，而一阶差分后在10%的水平上均平稳，所以这些序列都是一阶单整序列，即lnY、lnK1、lnK2、lnL、lnN、X1、X2、X3、X4～I(1)。2.协整检验由变量的单位根检验可知各原序列为同阶单整序列，现需检验模型中被解释变量与解释变量之间是否存在协整关系。通过上文的IV式进行OLS估计得到残差序列et，对et进行ADF检验以判断协整关系是否存在。残差序列et的ADF值大于各显著性水平下的检验临界值，这说明et不含单位根，为平稳性序列。因此，被解释变量与解释变量之间存在长期的均衡关系，满足OLS线性回归的条件，可以进行线性回归。

（二）模型估计

现用Eviews4.0软件对方程Ⅳ进行OLS估计。

六、模型估计式的检验

（一）理论检验

根据表4的回归结果，农业机械总动力和化肥施用量的投入以及农作物总播种面积的增加都促进了农业总产出的提高，各物质投入的回归系数即投入产出弹性也具有良好的解释力。第一产业就业人数对农业产出的影响为负，这与我国农村拥有大量的农业剩余劳动力的发展现状相符。以农作物成灾面积所占比例表示的气候因素对农业产出产生了负的影响，以畜牧业产值占农业总产值比例表示的农业产业结构调整和以初中以上文化程度劳动力所占比例表示的农村劳动力文化程度对农业产出都有促进的作用，它们的回归系数大小也符合经济理论的实践。而作为反映我国农业基础设施建设和农业技术进步指标的有效灌溉率这一指标，本应对农业经济的增长是有促进作用的，但在这里的回归系数符号却为负，究其原因，可能是因为相比与农业的快速发展，农业基础设施的投资和建设相对滞后，1978-2009年我国有效灌溉率的均值也仅为32.98%，再加之许多陈旧的基础设施得不到及时的修理和更新，致使其对农业产出产生了负的影响。

（二）功能检验

从估计的回归结果来看，调整的可决系数R2达到了0.998564，回归方程可以在1%的显著性水平下通过F检验，这说明回归模型的总体线性关系显著，解释变量总体对被解释变量有很强的解释能力。解释变量初中及以上文化劳动力所占比例、化肥施用量、第一产业就业人数、农作物成灾面积所占比例和农业机械劳动力的回归系数分别能在1%、5%、5%、5%和10%的显著性水平下通过t检验，这些解释变量能较好地解释对被解释变量的影响。而农作物总播种面积、有效灌溉率和畜牧业产值所占比例的回归系数未能通过t检验。

（三）计量经济学检验

1．异方差检验运用怀特(White)检验法检验模型是否存在异方差。由White统计量(Obs*R-squared)的P值可知，其值大于我们常设定的显著性水平，因此无法拒绝同方差性的原假设，即表明模型不存在异方差性。2.序列相关检验由表4的估计结果知DW检验值为1.793，在5%的显著性水平下，恰落在临界值dL=0.904和dU=2.102之间，因此无法判断模型是否存在一阶自相关。下面用拉格朗日乘数(LM)检验法检验模型是否存在一阶序列相关性。由LM统计量(Obs*R-squared)的P值可知，其值大于我们常设定的显著性水平，因此模型不存在序列相关性。3.多重共线性检验为了检验模型是否存在多重共线性，现对解释变量之间的相关系数做一个计算。多个解释变量之间的相关系数达到了0.9以上，这说明模型存在着一定程度的多重共线性。考虑到未能通过t检验的变量X1、X3和N，恰好与其它变量之间存在着较强的相关性，现采用逐步回归法交替逐步剔除引起多重共线性的解释变量，并观察拟合优度和各参数统计值的变化情况，以确定最终的估计方程。

七、模型估计结果的经济分析

（一）物质性投入要素的影响

回归方程Ⅴ显示，农业机械总动力和化肥施用量的投入会显著促进农业产出的增长，其产出弹性分别为0.194和0.172，即农业机械总动力的投入每增加1%将使农业产值增长0.194%，化肥施用量的投入每增加1%将使农业产值增长0.172%。这告诉我们，利用机械、化肥等体现现代技术的投入品可以改进耕地质量，提高农业劳动生产率和土地生产率；第一产业就业人数已经阻碍了农业经济的进一步增长，因此，加快农村剩余劳动力转移已成为当前农村工作一个亟待解决的问题；回归结果还显示，农作物耕地面积并不是影响农业产出的主要因素，这说明在我国单纯依靠扩大农作物耕地面积来增加农业总产值的做法已变得不再有效，但这并不意味着耕地已变得不重要，土地是农业生产的前提和保障，加之我国已基本触及耕地资源的底线，因此我们要保护好现有的耕地，通过各种技术手段，以期在有限的耕地上创造出更多的财富。

（二）非物质性投入要素的影响

正如所预期的那样，气候和农村劳动力的文化程度会对农业经济增长有重要的影响。回归结果显示，自然灾害成灾面积占耕地总面积的比例每增加1个百分点，农业产值将减少0.003亿元。可见，科学合理地预测自然灾害的发生并提高应对这些灾害的能力，是减少农业损失、稳定农业经济增长的重要保障；而农村劳动力中初中及初中以上文化程度比例每增加1个百分点，农业产值将增加0.025亿元。教育投资是提升农村人力资本的重要手段之一，农村劳动力文化素质的提高，将改善农业劳动生产率，促进农业经济的增长。因此大力推进农村的科教文化事业建设，努力提升农村劳动力的文化素质，能够为提高农业产出提供新的动力。但实证结果也表明，反映农业基础设施建设和农业产业结构调整的指标并未像预期的那样对农业产出产生显著影响。近年来，我国农业基础设施建设事业取得了长足的发展，截至2009年底，我国有效灌溉面积已达到59261.4千公顷，灌区数5844处，大、中、小型水库87151座①，但我国广大农村普遍存在着基础设施匮乏的问题，因此，基础设施的建设力度相比于我国农业经济的快速增长还远远不够，致使其对农业产出的促进作用不明显；当经济发展到一定的程度，经济的进一步增长很大程度上依赖于结构的转变。农业产业结构调整将会推动农业经济增长，这一观点已得到了诸多学者的论证。人们对畜产品有着很高的需求弹性，建国以来，我国农业结构中的畜牧业比重也一直稳中有升，但是畜牧业的发展并未能很好的带动农业经济的增长，其对农业产出的影响相对于其它因素而言显得十分的微弱。不断调整优化产业结构，大力发展畜牧业依然是我国现阶段农业产业结构调整的方向和重点所在。

八、结语

本文运用我国1978—2009年的时间序列数据，对影响农业经济增长的因素做了较详尽的分析，选取了农业机械总动力、化肥施用量、第一产业就业人数和农作物总播种面积四个物质性投入变量，以及反映农业基础设施建设、气候、农业产业结构调整和劳动力文化程度的四个控制变量。实证结果表明，农业机械总动力、化肥施用量的投入、第一产业就业人数、气候因素及农村劳动力文化程度是影响农业产出的主要因素。农业机械总动力、化肥施用量等传统生产要素的投入依然是我国农业经济增长的源泉。我国人多地少，农业发展主要依赖于集约经营，化肥的使用是我国农业生产发展的一个重要保障，而农业机械可以大幅度提高农业劳动生产率，增强抵御自然灾害的能力。因此，我们要增加这些体现现代农业技术进步的投入要素的数量，并努力提高这些要素的投入质量。但需要注意的是，过多的化肥投入又会带来环境污染问题，反过来制约农业的发展，所以在这个过程当中我们要把握好度的问题。我国农业劳动力严重过剩，其对农业产出已造成了负的影响，加大农村剩余劳动力的转移并通过多种途径提升农村劳动力的文化素质必将为我国农业农村经济的发展提供不竭的动力。本文的研究虽然表明农业产业结构的调整对农业经济增长的影响不显著，但这同时也说明在我国通过不断调整优化结构促进农业经济增长的空间还很大。我国幅员辽阔，农业生产条件错综复杂，不同时段、不同地区影响农业经济增长的因素都不尽相同，因此我们要把握好农业发展的趋势，采取科学合理的方法，巧妙灵活地运用各种政策组合为农业发展提供良好的外部条件。