西藏農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長影響因素的實(shí)證分析

張劍雄，劉書特

（西藏民族學(xué)院財(cái)經(jīng)學(xué)院 陜西咸陽 712082）

西藏農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長影響因素的實(shí)證分析

張劍雄，劉書特

（西藏民族學(xué)院財(cái)經(jīng)學(xué)院 陜西咸陽 712082）

本文以探索西藏農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)影響因素為目的，利用1990-2012年西藏統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，基于柯布——道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)建立實(shí)證模型，分析西藏農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長影響因素。結(jié)果表明，現(xiàn)階段西藏農(nóng)業(yè)勞動力存在嚴(yán)重過剩，阻礙了農(nóng)業(yè)發(fā)展，農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度和耕地有效灌溉率提高可以有效促進(jìn)農(nóng)業(yè)增長，化肥施肥結(jié)構(gòu)亟須優(yōu)化，僅化肥施用量增加對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)沒有顯著影響。

西藏；農(nóng)業(yè)；影響因素

一、發(fā)展現(xiàn)狀與模型設(shè)定

（一）發(fā)展現(xiàn)狀

西藏第一產(chǎn)業(yè)在社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展中發(fā)揮著重要作用。同時(shí)，由于特殊的地理環(huán)境，西藏第二產(chǎn)業(yè)不能像其他省區(qū)那樣發(fā)展重工業(yè)或其他容易造成污染的產(chǎn)業(yè)，只能走以特色原料——農(nóng)畜產(chǎn)品、藥材、林下資源等為依托的民族特色加工工業(yè)。由此西藏第二產(chǎn)業(yè)對第一產(chǎn)業(yè)有強(qiáng)依賴性。自1951年西藏和平解放之后，經(jīng)過幾十年發(fā)展，西藏農(nóng)業(yè)取得了較大成就，如圖1所示，1951年西藏農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值僅為1.26億元，占地區(qū)生產(chǎn)總值的97.67%；到2012年西藏農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值達(dá)到80.38億元，占地區(qū)生產(chǎn)總值的11.5%，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值增加了63.8倍。1978年西藏農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力17.42萬千瓦，2012年達(dá)到464.95萬千瓦，增加了26.7倍。[1]耕地有效灌溉面積和農(nóng)用化肥施用折純量也都有長足進(jìn)步。農(nóng)業(yè)的長足發(fā)展不但使農(nóng)業(yè)人口的衣食問題得到解決，而且為城鎮(zhèn)市場提供大量的糧食、畜產(chǎn)品、蔬菜、瓜果、禽、蛋，擔(dān)負(fù)起了滿足城鎮(zhèn)居民生活資料供應(yīng)的重任。在新的歷史時(shí)期為了更好地促進(jìn)西藏經(jīng)濟(jì)發(fā)展，西藏自治區(qū)政府提出了“一產(chǎn)上水平、

二產(chǎn)抓重點(diǎn)、三產(chǎn)大發(fā)展”的經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略，為農(nóng)業(yè)加快發(fā)展提供了政策保障。[2](P144)

圖1：西藏第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值及所占比重變化示意圖

（二）模型設(shè)定

經(jīng)濟(jì)理論反復(fù)證明，在技術(shù)水平一定的情況下，影響產(chǎn)出量的因素主要包括資本和勞動兩大類，經(jīng)濟(jì)學(xué)中經(jīng)常運(yùn)用生產(chǎn)函數(shù)表示產(chǎn)出與投入之間的關(guān)系。為了分析西藏農(nóng)業(yè)產(chǎn)出與其投入資本和勞動等要素的關(guān)系，筆者選擇柯布——道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)分析，其一般形式如下：

式中，A為代表技術(shù)狀態(tài)的變量；K為資本；L為勞動；α為資本彈性；β為勞動力彈性。由于種植業(yè)生產(chǎn)過程中影響產(chǎn)出Y的因素很多，因此筆者重新定義柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)如下：

1.存在一組變量Xi=X1,X2,X3……Xn（i=1,2,3……n），分別表示影響產(chǎn)出的各種投入要素，如耕地有效灌溉率，農(nóng)業(yè)勞動力，化肥施肥率等；

2.此時(shí)存在一種理想的包含所有影響因素的柯布——道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，可以表示為：

事實(shí)上，我們可以將函數(shù)（2）看做是多影響因素下柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的一般形式，而函數(shù)（1）則是在i=2時(shí)，函數(shù)（4）的特例。βi是個影響因素的彈性，如果∑βi＞1在說明存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)，如果∑βi=1則說明規(guī)模報(bào)酬不變，如果∑βi＜1則說明規(guī)模報(bào)酬遞減。由于該函數(shù)形式比較復(fù)雜，難以通過經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法進(jìn)行回歸建模，因此需要對（2）式進(jìn)行技術(shù)處理，在（2）基礎(chǔ)上對方程兩邊取對數(shù)處理，得如下函數(shù)：

式中u為殘差項(xiàng)，也稱隨機(jī)誤差項(xiàng)，是由設(shè)定模型之外的因素產(chǎn)生的影響。本文按照（3）式模型進(jìn)行計(jì)量回歸。

二、數(shù)據(jù)選擇及建模

考慮到西藏統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)收集的實(shí)際情況，結(jié)合建模過程中進(jìn)行各種檢驗(yàn)所需數(shù)據(jù)的樣本容量和自由度，本文選取樣本區(qū)間為1990～2012年?？紤]到西藏統(tǒng)計(jì)年鑒的統(tǒng)計(jì)項(xiàng)目，筆者選擇影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的解釋變量有：

loa：農(nóng)業(yè)勞動力，以農(nóng)業(yè)勞動者密度表示，由于統(tǒng)計(jì)年鑒中沒有直接給出該指標(biāo)，本文用從業(yè)人員數(shù)∕種植面積計(jì)算確定，即人∕公頃；

tpm：農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度，以農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力數(shù)表示，即萬千瓦；

eif：耕地灌溉情況，用耕地有效灌溉率表示，由于統(tǒng)計(jì)年鑒中沒有直接給出該指標(biāo)，本文用有效灌溉面積∕種植面積計(jì)算確定，%；

cf：化肥施用量，用農(nóng)用化肥施用折純量表示，即萬噸；

agdp：西藏農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值，用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值表示，即億元。

將西藏農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值作為被解釋變量，解釋變量有農(nóng)業(yè)勞動力、農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度、化肥施用量、耕地有效灌溉率，本文所使用數(shù)據(jù)均來自于《2013西藏統(tǒng)計(jì)年鑒》?？紤]到農(nóng)作物種植有季節(jié)性和周期性特點(diǎn)，因此化肥使用量在建模過程中影響滯后一期，按照（3）式建立回歸模型如下式：

表1:種植業(yè)經(jīng)濟(jì)影響因素建?；貧w結(jié)果

使用Eviews8.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸建模，結(jié)果如表1。

從表1中可以看出，解釋變量農(nóng)業(yè)勞動者密度的t檢驗(yàn)在5%顯著性水平下顯著，因此其系數(shù)不為0?？梢钥闯鲛r(nóng)業(yè)勞動者密度和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值之間有很強(qiáng)的負(fù)相關(guān)關(guān)系，在其他條件不變的情況下，農(nóng)業(yè)勞動者密度增加1%，則農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值減少2.81%；解釋變量農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度的t檢驗(yàn)在5%顯著性水平下顯著，并且和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值之間正相關(guān)，在其他條件不變的情況下，農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度即農(nóng)用機(jī)械總動力提高1%，則農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值可以提升0.42%；解釋變量耕地灌溉情況的t檢驗(yàn)在1%顯著性水平下顯著，其和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值之間正相關(guān)，在其他條件不變的情況下，耕地有效灌溉率提高1%，則農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值提高0.86%；解釋變量化肥施用折純量沒有通過t檢驗(yàn)，說明其系數(shù)有很大的可能性為0，即化肥施用折純量對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值沒有顯著影響。

表2：回歸方程的一階LM檢驗(yàn)

為進(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)定是否存在偏誤，考慮到模型使用時(shí)序數(shù)據(jù)建立，因此需要檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖谛蛄邢嚓P(guān)問題，對模型進(jìn)行一階LM檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。LM檢驗(yàn)的卡方統(tǒng)計(jì)量結(jié)果為1.0567，對應(yīng)的P值為0.3040，不存在序列相關(guān)性。模型運(yùn)用普通最小二乘法回歸，因此需要檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诋惙讲睿绻嬖诋惙讲顒t模型參數(shù)估計(jì)將是非有效的，解釋變量顯著性檢驗(yàn)也將失去意義。對模型進(jìn)行White檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示，White檢驗(yàn)的卡方統(tǒng)計(jì)量結(jié)果為17.3086，對應(yīng)的P值為0.2401，因此模型不存在異方差，各解釋變量系數(shù)估計(jì)及顯著性檢驗(yàn)有效。

表3：回歸方程的White檢驗(yàn)

三、結(jié)果分析

（一）農(nóng)業(yè)勞動力

根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站（http:∕www.stats.gov.cn∕）公布數(shù)據(jù)計(jì)算獲知，2012年全國農(nóng)村人口占總?cè)丝诒戎貫?7.43%，同年西藏農(nóng)牧區(qū)人口占全區(qū)總?cè)丝诘?7.27%，比全國平均水平高出近30個百分點(diǎn)。2012年全國農(nóng)作物種植總面積為163415.67千公頃，同年西藏農(nóng)作物種植總面積僅為243.95千公頃，占全國農(nóng)作物種植總面積的1.49‰。經(jīng)計(jì)算2011年全國單位耕地上的勞動力數(shù)量為2.47人，同年西藏單位耕地上的勞動力數(shù)量為5.40人，盡管西藏農(nóng)牧區(qū)人口中沒有純粹的農(nóng)民，都是半農(nóng)半牧或純牧民，但是西藏單位耕地上的勞動力數(shù)量高于全國平均水平確是不爭的事實(shí)。由此可知，西藏農(nóng)業(yè)勞動力處于過剩狀態(tài)。當(dāng)耕地?cái)?shù)量一定時(shí)，勞動的邊際產(chǎn)量遞減，當(dāng)勞動力數(shù)量過多發(fā)生擁擠時(shí)，增加一單位的勞動力反而會使產(chǎn)出減少，這就解釋了為何模型中勞動力密度和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值有著顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

（二）機(jī)械化程度

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)很大程度上受到時(shí)令、氣象等因素影響。農(nóng)業(yè)機(jī)械推廣和使用可以幫助農(nóng)民提高勞動效率，效率提高可以使勞動者在農(nóng)忙時(shí)節(jié)更快地完成農(nóng)業(yè)勞動，可以在天氣或其他影響因素變化前搶種搶收，降低損失。機(jī)械化程度的提高也降低了勞動強(qiáng)度，使得農(nóng)民有精力開墾更多耕地，從而使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值增加。

（三）耕地有效灌溉率

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是一個自然再生產(chǎn)過程，其生產(chǎn)過程和產(chǎn)品產(chǎn)量同周圍的自然環(huán)境有著十分密切的關(guān)系，光照、水、土壤等自然條件優(yōu)劣都會對農(nóng)業(yè)產(chǎn)生影響，西藏高海拔、晝夜溫差大、光照強(qiáng)等都會對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)生影響。而耕地有效灌溉率高低可以直接決定農(nóng)作物生長狀態(tài)，較高的灌溉率可以使農(nóng)作物得到較高收成。因此，耕地有效灌溉率增長對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值增長有著很強(qiáng)的促進(jìn)作用。

（四）化肥施用量

化肥施用本應(yīng)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長有較大促進(jìn)作用，但是從模型結(jié)果看其對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)效果

并不理想，可能是因?yàn)槿缦略颍海?）氮、磷、鉀肥施用比例不合理，使得化肥施用量雖大，但增收效果不明顯；（2）施肥方法不科學(xué)，不利于農(nóng)作物對化肥的吸收；（3）對微量元素重視不足，施肥過程中只重視氮、磷、鉀這些農(nóng)作物生長過程中大量需要的元素，而對微量元素重視不夠，農(nóng)作物只能從土壤中獲取，這也在一定程度上制約了施肥效果。[3]

四、對策建議

（一）引導(dǎo)農(nóng)牧區(qū)勞動力流轉(zhuǎn)

由于西藏農(nóng)業(yè)勞動力存在過剩，因此應(yīng)該加快農(nóng)牧區(qū)勞動力流轉(zhuǎn)。首先，應(yīng)積極宣傳，引導(dǎo)農(nóng)牧民轉(zhuǎn)變觀念，提高人口整體素質(zhì)，以適應(yīng)現(xiàn)代化生活方式；其次，應(yīng)出臺相關(guān)政策，引導(dǎo)發(fā)展非公有制企業(yè)，特別是勞動密集型農(nóng)產(chǎn)品深加工企業(yè)，既可以吸收農(nóng)村剩余勞動力，又可以提高農(nóng)產(chǎn)品附加值，提高農(nóng)牧民收入。再次，應(yīng)該對農(nóng)牧民進(jìn)行職業(yè)技能培訓(xùn)，包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和非農(nóng)等領(lǐng)域，為農(nóng)牧民脫離第一產(chǎn)業(yè)向第二、第三產(chǎn)業(yè)流動創(chuàng)造條件；最后，應(yīng)引導(dǎo)農(nóng)村剩余勞動力向第二、第三產(chǎn)業(yè)流動，不僅為第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)提供大量勞動力，為其發(fā)展提供有力支持，也有利于降低西藏農(nóng)牧民人口比例，促進(jìn)西藏城鎮(zhèn)化建設(shè)。

（二）提高農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度

西藏地處世界第三極，自然環(huán)境惡劣，經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對落后，農(nóng)牧民人均收入較低，因此農(nóng)牧民農(nóng)業(yè)機(jī)械購買力不足。政府應(yīng)該結(jié)合西藏實(shí)際加大農(nóng)業(yè)機(jī)械化扶持力度，加大農(nóng)牧民購買農(nóng)用機(jī)械補(bǔ)貼。同時(shí)，調(diào)控農(nóng)用機(jī)械配置結(jié)構(gòu)，使運(yùn)輸機(jī)械、作業(yè)機(jī)械、動力機(jī)械配置結(jié)構(gòu)更加合理。提升農(nóng)業(yè)機(jī)械化作業(yè)水平，建立農(nóng)業(yè)機(jī)械化示范區(qū)，加快推進(jìn)西藏農(nóng)業(yè)機(jī)械化經(jīng)營。

（三）建設(shè)農(nóng)業(yè)水利設(shè)施

首先，西藏水資源極其豐富，但是調(diào)控能力不足，應(yīng)當(dāng)集中力量建設(shè)一批針對性強(qiáng)的水利工程，為經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展提供支持和保障。其次，由政府牽頭組織，農(nóng)牧民積極參與對灌溉設(shè)施進(jìn)行維護(hù)，同時(shí)在有需要的地區(qū)建設(shè)新的機(jī)井、泵站等灌溉設(shè)施。最后，積極探索能夠提高水有效利用率的灌溉方式和農(nóng)田水利設(shè)施維護(hù)途徑，切實(shí)改善農(nóng)牧民生產(chǎn)環(huán)境。

（四）建設(shè)農(nóng)業(yè)服務(wù)平臺

建立一支農(nóng)業(yè)科技服務(wù)隊(duì)伍，培養(yǎng)一批農(nóng)業(yè)科技人才，在各地建立起農(nóng)業(yè)科技服務(wù)站，給農(nóng)牧民提供農(nóng)業(yè)技能培訓(xùn)和農(nóng)業(yè)科技服務(wù)，指導(dǎo)農(nóng)牧民科學(xué)種植，合理施肥，幫助農(nóng)牧民解決生產(chǎn)過程中的實(shí)際問題。

[1]楊明洪，沈穎.西藏農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析：1980-2003年[J].四川大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會科學(xué)版），2006（2）.

[2]狄方耀，羅華.西藏經(jīng)濟(jì)學(xué)導(dǎo)論[M].拉薩：西藏人民出版社，2010.

[3]侯亞紅.西藏化肥使用現(xiàn)狀及施用政策[J].西藏農(nóng)林科技，2010（4）.

[責(zé)任編輯 張志恒]

[校 對 陳鵬輝]

F327.75

A

1003-8388（2015）02-0036-04

2014-11-15

張劍雄（1966-），男，湖南湘陰人，現(xiàn)任西藏民族學(xué)院財(cái)經(jīng)學(xué)院研究員，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士,主要研究方向?yàn)槲鞑禺a(chǎn)業(yè)發(fā)展。

劉書特（1988-），男，河北石家莊人，現(xiàn)為西藏民族學(xué)院財(cái)經(jīng)學(xué)院在讀碩士研究生，主要研究方向?yàn)槊褡宓貐^(qū)產(chǎn)業(yè)資源配置問題。

本文系國家社科基金項(xiàng)目“科技和管理創(chuàng)新對加快西藏高原生態(tài)農(nóng)牧業(yè)跨越式發(fā)展的實(shí)證研究”(項(xiàng)目號：12BMZ081)的階段性成果。