我国农业总产值影响因素研究——基于全国31 省市数据的实证分析

□袁 磊

一、文献综述

我国是农业大国，农业是我国国民经济的基础，直接影响到我国粮食安全。学术界历来重视对三农问题的研究，并取得了一定的成果。如:林毅夫(1994)、黄少安(2005)等，从制度经济学角度研究了我国农业问题，认为农村的经济体制改革对我国农业总产出的增加起到了至关重要的作用。郝利等［1］(2010)运用柯布道格拉斯生产函数，建立了农业科技进步贡献率测算模型，对北京市1990 -2007年农业科技进步贡献率进行测算，得出的结论是1999 -2007年北京科技农业贡献率为78.32%。

在农业总产出方面的研究，不乏学者的计量经济方法分析。董梅生［2］(2009)利用偏最小二乘回归分析方法对我国农业的投入产出进行了分析，认为我国农业产出主要受家庭经营费用支出、国家财政支农支出和化肥投入量的影响，受播种面积的影响不大;农林牧渔业从业人员数越多，农业产出反而越小。廖翼等［3］(2011)利用时间序列数据建立多元线性回归模型，对1986 -2008年洞庭湖区农业总产值的影响因素进行了分析，结果表明:农用机械总动力、机耕面积和化肥施用量每增加1%，农业总产值将分别上升1.17%、0.83%和0.40%，农作物播种面积对湖区农业生产的影响不显著。漆文萍［4］(2005)采用多元回归分析方法，对江西省农业生产总值的影响因素进行分析，得出结论:1970-1998年间，江西农业生产中的科技含量偏低，农作物的播种面积对农业总产值的影响最为显著，化肥施用量其次，而政府对农业生产和事业财政支持的影响最小。

从上述学者的研究来看，不同时期、不同地区以及不同角度下，农业总产出的影响因素不尽相同，比如，在董梅生的研究中，农业总产出受播种面积影响不大，而在漆文萍的研究中，农作物播种面积是影响农业总产值的最显著的变量。同时，在廖翼等学者的研究中，机耕面积每增加1%可以带来农业总产值0.83%的增加，农作物播种面积却对洞庭湖区农业总产值的影响并不显著。因此，在本文的分析中，将多个变量引入模型，并逐步剔除t 检验不显著的变量，从而找到截面数据中农业总产出的影响因素。

二、实证研究

1.指标选择

农业是一个延续千年、伴随人类起源和进化发展的古老行业，其产出最早最直接是由耕地与人的劳动所决定。同时农业生产离不开水，现代农业中，化肥与农药的使用也是不可或缺的。在机械化生产的今天，农业机械的使用也在很大程度上促进了农业的发展与粮食产量的提高，因此农用机械与农村用电量也是考察农业总产值所必须考虑的重要影响因素。

综上所述，为研究我国各省农业生产总值的影响因素，本文选取了2011年全国内地31个省或直辖市的农业从业人员数量、耕地面积、水利设施、农用机械总动力、农药使用量、化肥使用量及农村用电量7个主要农业指标，通过建立柯布-道格拉斯生产函数，并取其对数形式进行多元线性回归，对相应地区的农业生产总值进行解释。详细数据见表1。

2.回归分析

农业总产值如上所述各要素的投入。柯布-道格拉斯函数最初是美国数学家柯布(C.W.Cobb)和经济学家保罗?道格拉斯(PaulH.Douglas)共同探讨投入和产出的关系时创造的生产函数，是目前使用最为广泛的描述投入产出关系的生产函数之一。本文选择柯布-道格拉斯生产函数作为研究的基本模型。

首先建立柯布-道格拉斯型农业投入与产出模型:

为便于应用最小二乘法进行多元线性回归，将方程(1)两边取对数，转化为双对数的多元线性回归模型:

利用Eviews 软件进行回归，采用后退法逐步剔除掉t 检验未通过的变量，并将处理结果整理如表2。

在模型1 中，变量l、gd、sl、jx 等变量的系数在10%的显著性水平下无法通过t 检验，无法拒绝原假设H0:t=0，因此不能认为这些系数显著不为0。由于在这几个系数不显著为0 的变量中，变量jx的t 统计量p 值为0.7657 是最大的，因此认为农用机械总动力对农业产出影响不大，于是在模型2中，剔除掉变量jx，得到新的软件处理结果。处理方法以此类推，分别在模型2-5 中剔除了t 检验不显著的变量农用机械总动力(jx)、水利设施(sl)、耕地面积(gd)、农业从业人员(l)四个变量。在模型1-5 中，虽然模型4 中变量l、ny 的t 检验仅仅可以在10%的显著性水平下认为不显著为0，但模型整体的拟合优度R-2统计量0.978793 是最高的，可以在更高水平解释农业总产值的影响因素，因此选择模型4 为回归方程:

注:＊＊＊代表在1%的显著性水平下检验显著，＊＊表示在5%的显著性水平下检验显著，* 代表在10%的显著性水平下检验显著。

表1 全国31省市主要农业数据

回归方程(3)的F 统计量为347.1508，相应p 值为0.0000，可以认为系数显著联合不为0。拟合优度¯R2值为0.978793，说明农业总产值在模型中得到了很好的解释。在双对数模型中，系数代表着农业总产值对相应变量的弹性大小。从式(3)中可以看出，基于2011年全国31 省市数据，我国农业总产值对化肥使用量弹性最大，对农业从业人员弹性次之，对农药使用量及农村用电量的弹性最小，且两者差别不大。这些自变量每变动1%，分别可以带来农业总产值0.582%、0.115%、0.108%和0.105%的增长。水利设施、耕地面积和农用机械总动力三个变量的系数并未通过(10%的显著性水平下的)t 检验，可以认为这些变量对我国农业总产值影响不大。

表2 后退法多元线性回归模型拟合结果

3.模型检验

下面对(3)式进行进一步的考察，以检验是否存在异方差及多重共线问题，并检验是否存在函数形式的误设问题，以进一步增加模型的可信性。

异方差检验:在Eviews 的残差检验中分别选择B -P、Harvey、Glejser 和White 四种异方差的检验方法，得到四种检验的F 与LM 统计量相应的最小p 值是0.4377，远远大于0.1，因而可以接受原假设，得出结论:该模型没有显著的异方差性。

函数形式误设检验:拉姆齐(Ramsey，1969)的回归设定误差检验(regression specification error test，RESET)的原假设H0:不存在模型形式误设，其2 阶检验F 统计量为0.6848，对应p 值0.6132 ＞0.1，在10%的显著性水平下仍然不能拒绝原假设，因此可以认为方程(3)模型形式合理，不存在自变量的对数平方项及交差项的变量遗漏。

4.对被剔除变量的解释

方程(3)中已剔除农用机械总动力(jx)、耕地面积(gd)、水利设施(sl)3个变量，表明这些变量对农业总产值影响并不显著的。

农用机械总动力与水利设施:廖翼等［3］(2011)的研究表明，农用机械总动力每增加1%，农业总产值将上升1.17%。在本文中，农用机械总动力和水利设施两个变量由于未通过t 检验，被模型排除在外。但这并不能说明这两个因素对农业生产总值没有影响。本文认为这两个重要变量被提出的原因是模型引入了农村用电量这一指标，农用机械总动力和水利设施在一定程度上可以被农村用电量解释，于是这两个变量便被模型排除在外。

为验证以上假说，建立两个回归方程(4)、(5)，以此研究农村用电量对农用机械总动力及水利设施这两个变量的解释能力，得到拟合结果(6)、(7)式。

借助Eviews，分别对(4)、(5)两个方程进行一元线性回归，得到回归结果如下:

从(6)、(7)两式可以看出，农村用电量增加1%，代表着农用机械总动力增加了0.37%或者水利设施增加了0.47%。式(6)、(7)的拟合优度值R2分别为0.280156 和0.243169，在两式中农村用电量变量前的系数在1%的显著性水平下仍可以认为显著不为0，即可以认为农村用电量对农用机械总动力和水利设施两个变量有解释作用。可以说农村用电量这一变量可以在一定程度上解释农用机械总动力、水利设施等农业基础设施或投资的水平。

耕地面积:我国耕地质量不一，土壤肥沃程度差别较大，土地所处纬度及海拔高度不尽相同，梯田、水田与黑土地之间的区别无法掌握，导致单纯耕地面积这一变量无法衡量。因此在模型中，这个变量对农业总产值的解释能力不强，无法确定变量的系数显著不为0，变量被模型剔除在外。

5.模型柯布-道格拉斯形式

对方程(3)进行变换，得到模型形式:

三、结论

根据方程(9)，保持其它变量不变，农业从业人员、农药使用量及(主要由农业基础设施完善增加的)农村用电量每增加1%，农业总产值将分别增加0.1146%、0.1078%、0.5820%和0.1049%。

通过实证分析可以看出，我国农业总产值显著受到农业从业人员数量、农药和化肥使用量以及农村用电量的影响，耕地面积、农用机械总动力以及水利设施对农业总产值影响不大。这说明，我国农业目前以依靠增加农业从业人员数量、农药和化肥及用农业基础设施(由农村用电量这一指标反映)来提升农业总产值。下面就这几个对农业总产值影响显著的变量一一进行分析:

农业从业人员:我国农业从业人员人均耕地面积偏少，致使在耕作过程中难以使机械化生产大规模推广，造成人均总产值也长期偏低。通过本文所整理数据计算，2011年全国31 省市平均总产值1354.47 亿元，平均农业从业人员909.87 万人。据方程(9)，农业从业人员每增加1%，农业总产值将增加0.1146%。也就是说，在这样一个总产值和农业从业人员水平上，农业从业人员增加9.1 万人，总产值将增加155.222262 亿元，这意味着新增加的9.1 万农业从业人员平均每人增加了1706元的总产值。这与(在该农业生产总值与从业从业人员水平上)农业从业人员人均14886元的产值相去甚远。虽然农业从业人员增加可以使我国农业总产值上升，但这种上升无异于压低了农业从业人员的人均农业总产值，进而降低了农业从业人员的从事农业生产性劳动的收入。十八大报告中提出到2020年，人均收入翻一番，对于农民的收入的增加，只有通过人地比例的协调发展才是科学合理和可持续的。通过城镇化转移农村剩余劳动力，无疑是解决这一问题的有效途径。

农药:农药虽然对我国农业总产出具有一定的贡献，但是长期实践证明，农药的过分使用会带来农产品农药残留、环境污染及病虫的抗药性等诸多不良后果。

化肥:化肥的使用可以增加土壤肥力，增加农作物营养，对提高粮食产量及农业总产值具有直接影响。但化肥的使用也会使土壤以及水源富营养化，造成环境污染，同时，化肥的使用存在明显的边际效用递减倾向，为维持同等的产出，必须使用越来越多的化肥。

用电量:农村用电量的高低似乎对农业总产值影响不大，但这一变量直接反应了农业基础设施的发达程度。这一指标的高低，也在一定程度上反映了全国各省市的农用机械总动力及水利设施这两个农业投入指标。

在发展农业的同时，应关注农业从业人员，应通过合理转移劳动力保持人地比例协调，增加人均农业总产值从而增加农业从业收入。农药及化肥的使用对农业增产值的增加起到一定的积极作用，但农业总产值过分依靠农药及化肥的投入显然是不可持续的，也是无法增强农业综合生产能力，不能确保国家粮食安全和重要农产品有效供给。因此要合理控制农药及化肥的使用，提高农药及化肥的使用效率，减少两种农业投入要素使用的环境副作用。党的十八大报告中提出，要坚持把国家基础设施建设和社会事业发展重点放在农村，深入推进新农村建设和扶贫开发，全面改善农村生产生活条件，这是符合科学规律的。我国应当着力打造应用现代科学技术、现代工业提供的生产资料和科学管理方法的现代农业体系，实现农业的科学可持续发展。

［1］郝利，韩孟华，周连第.1990 -2007年北京市农业科技进步贡献率的测算［J］.农业技术经济，2010，(3):89 -96.

［2］董梅生.中国农业投入和产出的关系——基于偏最小二乘回归法的分析［J］.技术经济，2009，(1):37 -40.

［3］廖翼，周发明.洞庭湖区农业总产值影响因素的实证分析［J］.湖南农业大学学报，2011，(4):23 -27.

［4］漆文萍.农业总产值指数影响因素的模型分析——以江西省为例［J］.南昌大学学报，2005，(7):67 -72.