我國(guó)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值影響因素的實(shí)證分析

武金金，蘇建蘭，謝彥明，扈立家

（西南林業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，昆明650224）

?

我國(guó)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值影響因素的實(shí)證分析

武金金，蘇建蘭，謝彥明，扈立家

（西南林業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，昆明650224）

摘要：基于柯布一道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，利用EVIEWS軟件，應(yīng)用多元線性回歸分析1978—2013年直接因素和間接因素對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的影響，建立了我國(guó)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值生產(chǎn)函數(shù)并分析了各影響因素的彈性系數(shù)。得出結(jié)論：我國(guó)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值顯著受到農(nóng)作物總播種面積，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員，化肥施用量和農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)，農(nóng)業(yè)支出的影響。最后提出促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展的建議。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值；影響因素；多元線性回歸

1　引言

2015年中央一號(hào)文件指出我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)，正從高速增長(zhǎng)轉(zhuǎn)向中高速增長(zhǎng)，如何在經(jīng)濟(jì)增速放緩背景下繼續(xù)強(qiáng)化農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)地位、促進(jìn)農(nóng)民持續(xù)增收，是必須破解的一個(gè)重大課題。國(guó)內(nèi)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本快速攀升，大宗農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格普遍高于國(guó)際市場(chǎng)，如何在“雙重?cái)D壓”下創(chuàng)新農(nóng)業(yè)支持保護(hù)政策、提高農(nóng)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，是必須面對(duì)的一個(gè)重大考驗(yàn)。我國(guó)農(nóng)業(yè)資源短缺，開發(fā)過度、污染加重，如何在資源環(huán)境硬約束下保障農(nóng)產(chǎn)品有效供給和質(zhì)量安全、提升農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力，是必須應(yīng)對(duì)的一個(gè)重大挑戰(zhàn)。城鄉(xiāng)資源要素流動(dòng)加速，城鄉(xiāng)互動(dòng)聯(lián)系增強(qiáng)，如何在城鎮(zhèn)化深入發(fā)展背景下加快新農(nóng)村建設(shè)步伐、實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)共同繁榮，是必須解決好的一個(gè)重大問題。農(nóng)業(yè)的基礎(chǔ)地位是否牢固，關(guān)系到人民的切身利益、社會(huì)的安定和整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，也是關(guān)系到我國(guó)在國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)中能否堅(jiān)持獨(dú)立自主地位的大問題[1]。所以，我國(guó)必須將農(nóng)業(yè)放在整個(gè)經(jīng)濟(jì)工作首位，高度重視農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。研究分析影響農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的因素是極其必要的，對(duì)促進(jìn)我國(guó)的農(nóng)業(yè)發(fā)展有重要意義。

2　數(shù)據(jù)來源

本文搜集了1978—2013年我國(guó)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值（億元）和其直接影響因素：X1中國(guó)耕地面積（億hm2），X2農(nóng)作物總播種面積（千hm2），X3成災(zāi)面積（千hm2），X4第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員（萬人），X5農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力（萬千瓦），X6農(nóng)村用電量（億千瓦小時(shí)），X7化肥施用量（萬t），X8有效灌溉面積（千hm2）；間接影響因素：X9國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（億元)，X10農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)（1978=100），X11農(nóng)業(yè)支出（億元）的數(shù)據(jù)[2]。以上數(shù)據(jù)均來自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3　農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值影響因素的計(jì)量分析

3.1計(jì)量模型[3]

本文選擇柯布——道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)作為研究的基本模型，Y為被解釋變量，Xi為解釋變量，βi為待估參數(shù)：

為了便于在EVIEWS中應(yīng)用最小二乘法進(jìn)行多元線性回歸，將模型兩邊取對(duì)數(shù)，變形為：

3.2模型估計(jì)

利用EVIEWS軟件，采用逐步回歸法消除多重共線性，經(jīng)修正，剔除了在5%的顯著水平下t檢驗(yàn)未通過的變量X1，X3，X5，X6，X8，X9。模型最終估計(jì)結(jié)果如表1所示：

從回歸結(jié)果可以看出，擬合優(yōu)度R2值為0.998 4，說明農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值在模型中得到了很好的解釋。F統(tǒng)計(jì)量的P值為0.000 0，可以認(rèn)為在1%的顯著水平下模型總體的線性關(guān)系是顯著的，通過了F檢驗(yàn)。X2，X4，X7，X10，X11的T統(tǒng)計(jì)量的P值分別為0.000 8，0.003 1，0.000 0，0.000 0，0.000 9可以認(rèn)為在1%的顯著水平下各變量對(duì)模型的線性關(guān)系是顯著的，通過了T檢驗(yàn)。而X1，X3，X5，X6，X8，X9六個(gè)變量的系數(shù)未通過T檢驗(yàn)，可以認(rèn)為在此模型中其對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的影響不顯著。在EVIEWS的殘差檢驗(yàn)中用懷特檢驗(yàn)得到收尾概率大于顯著性水平0.1，故殘差不存在異方差[4]。用LM檢驗(yàn)得到收尾概率大于顯著性水平0.1，故殘差不存在一階到二階的自相關(guān)。

3.3最終模型

3.4生產(chǎn)彈性分析

根據(jù)式（3），在其他變量保持不變的情況下，農(nóng)作物總播種面積，化肥施用量，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)，農(nóng)業(yè)支出每增加1%，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值將分別增加2.266 1%，1.058 1%，0.513 6%，0.121 9%。第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員每增加1%，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值將減少0.432 7%。

4　建議

4.1直接影響因素方面

①保障農(nóng)作物總播種面積。實(shí)施耕地保護(hù)制度，優(yōu)化結(jié)構(gòu)與布局，推動(dòng)耕地質(zhì)量升級(jí)，建立健全耕地質(zhì)量動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)和預(yù)警系統(tǒng)。②繼續(xù)優(yōu)化勞動(dòng)力分布結(jié)構(gòu)。一方面促進(jìn)發(fā)展工業(yè)和服務(wù)產(chǎn)業(yè)，推動(dòng)勞動(dòng)力向第一和第二產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移，加快第一、二、三產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展。另一方面優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)和生產(chǎn)方式，加大農(nóng)業(yè)機(jī)械化，規(guī)?；?，產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營(yíng)從而帶動(dòng)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的增長(zhǎng)。③提高化肥利用率。隨著耕地自身的肥力流失，我國(guó)化肥的施用量逐年遞增，但是，化肥施用過多會(huì)造成環(huán)境污染，危害人體健康。所以，應(yīng)當(dāng)提高化肥利用率，如測(cè)土配方施肥，優(yōu)化使用結(jié)構(gòu)和方式，保護(hù)生態(tài)環(huán)境。④發(fā)揮農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力的優(yōu)勢(shì)。促進(jìn)農(nóng)業(yè)的發(fā)展，優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，推進(jìn)這一不成熟的生產(chǎn)要素，進(jìn)而增加農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值。⑤提高水資源利用效率。一方面在水資源豐沛地區(qū)，轉(zhuǎn)變灌溉方式，節(jié)約水資源；另一方面在水資源短缺地區(qū)，興建農(nóng)田水利設(shè)施，提高水資源利用效率。

4.2間接影響因素方面

①合理穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)。為了避免農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的虛高、物價(jià)上漲、通貨膨脹，應(yīng)該完善最低收購價(jià)格，設(shè)定目標(biāo)價(jià)格，確保農(nóng)民積極性，保障農(nóng)民收入。②優(yōu)化支農(nóng)結(jié)構(gòu)。加大財(cái)政支農(nóng)力度，重點(diǎn)加強(qiáng)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和科技投入，充分發(fā)揮財(cái)政資源的配置效率，提高其邊際生產(chǎn)力。

參考文獻(xiàn)：

[1]袁磊.我國(guó)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值影響因素研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)，2013(3): 29- 33.

[2]廖翼，周發(fā)明.洞庭湖區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值影響因素的實(shí)證分析[J].湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)，2011(2):23- 27.

[3]呂銀娥，劉俊清.農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值影響因素分析[J].科學(xué)之友，2011 (1):117- 118.

[4]鐘雅珊.農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的影響因素綜合分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，2013 (29):56.

［責(zé)任編輯：付佳］

研究報(bào)告

Empirical Analysis on Influencing Factors of Total Agricultural Output Value in China

WUJin- jin, SUJian- lan, XIE Yan- ming, HULi- jia
(School of Economics and Management of Southwest Forestry University, Kunming Yunnan 650224, China)

Abstract:Based on the Cobb- Douglas function, use EVIEWS software, multiple linear regression analyzed the 1978- 2013 direct influence factors and indirect factors on China's agricultural output value, established the production function of China's total agricultural output value, and analyzed the elasticity of each factor. The conclusion showed that total agricultural output value significantly affected by the total sown area, the first industry labor force, chemical fertilizer, price index of agricultural products, agricultural expenditure. Finally, offeringsome proposals topromote agricultural development.

Key words:total agricultural output value; influencingfactors; multiple linear regression

作者簡(jiǎn)介：第一武金金（1990-），女，河北石家莊人，碩士研究生。

收稿日期：2015- 11- 23

DOI：10.13691/j. cnki. cn23- 1539/f. 2016.01.036

中圖分類號(hào)：F323.8

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1673- 5919（2016）01- 0107- 02