中等收入背景下山東農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率影響因素實證分析

公茂剛, 王學(xué)真(．山東理工大學(xué)商學(xué)院，山東淄博55000；.山東理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究中心，山東淄博55000)

中等收入背景下山東農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率影響因素實證分析

公茂剛1, 王學(xué)真2
(1．山東理工大學(xué)商學(xué)院，山東淄博255000；2.山東理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究中心，山東淄博255000)

利用1991-2014年山東省17地市面板數(shù)據(jù)，分析中等收入背景下農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率影響因素，得出的主要結(jié)論：經(jīng)濟(jì)增長和工業(yè)化水平變化對山東農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動都具有顯著正向效應(yīng)，而且在達(dá)到中等收入水平前后該效應(yīng)一直為正，不具有明顯差別，兩者對山東農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動的影響效應(yīng)也是最大的；農(nóng)村居民收入、農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施、城鎮(zhèn)化率和財政支農(nóng)的變動對山東農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動的效應(yīng)在達(dá)到中等收入水平之后由負(fù)轉(zhuǎn)正；農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)變動對山東農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動的影響在中等收入水平前后都始終為正，但影響程度明顯降低；農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對山東農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動的影響在中等收入水平前后都不顯著。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率；經(jīng)濟(jì)增長；工業(yè)化；基礎(chǔ)設(shè)施

一、引言

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變化的影響因素很多，國內(nèi)外學(xué)者也做過大量理論與實證分析，總結(jié)起來主要包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)研發(fā)、基礎(chǔ)設(shè)施、教育培訓(xùn)、技術(shù)推廣、農(nóng)民收入、人力資本等。比如，Hayami & Ruttan(1969)認(rèn)為，國家間農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的差異源于不同的資源積累、技術(shù)投入和人力資本[1]895-911。Yee et al(2002)研究了1960—1993年間農(nóng)業(yè)公共研發(fā)、技術(shù)推廣和公路基礎(chǔ)設(shè)施對美國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響，結(jié)果表明農(nóng)業(yè)公共研發(fā)和公路基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率有正效應(yīng)，而技術(shù)推廣的作用則與各州的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)條件有關(guān)[2]5331。Dias Avila et al(2010)分析了拉美和加勒比地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率及其決定因素，突出了農(nóng)業(yè)研發(fā)、農(nóng)業(yè)推廣、學(xué)校教育、收入改善和減貧的重要性[3]3713-3768。Camelia(2012)認(rèn)為農(nóng)業(yè)人力資本是羅馬尼亞地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長的重要決定因素[4]217-225。石慧等(2011)的研究發(fā)現(xiàn)，地區(qū)工業(yè)化和城市化能夠顯著促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率水平提高，人力資本的作用在不同樣本時期有差別，對外開放、市場化程度和農(nóng)業(yè)科研投入的作用不明顯[5]59-73。潘丹(2012)認(rèn)為我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率受到地理因素、農(nóng)村居民收入水平和農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響[6]144。李谷成等(2015)認(rèn)為公路設(shè)施能夠顯著促進(jìn)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率提高，而農(nóng)電設(shè)施的影響不顯著，灌溉設(shè)施的影響為負(fù)[7]141-147。通過對已有文獻(xiàn)的回顧發(fā)現(xiàn)，對我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率影響因素的分析并沒有以中等收入為背景進(jìn)行分析，對山東省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率影響因素的分析也是如此。根據(jù)山東統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)，山東省從1997年開始已經(jīng)達(dá)到了中等收入水平，當(dāng)年山東省人均GDP為7461元，按照當(dāng)年人民幣對美元匯率8.2898折算約900美元，已經(jīng)超過當(dāng)年世界銀行中等收入標(biāo)準(zhǔn)786美元。達(dá)到中等收入水平之后，經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展中會出現(xiàn)一些新情況，比如人口紅利消失、農(nóng)民工的用工荒；工業(yè)開始反哺農(nóng)業(yè)；加速城鎮(zhèn)化等。那么在這些新情況下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的發(fā)展變化會不會受到影響呢？本文將以中等收入為背景，實證分析山東省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響因素。

二、理論分析

下面主要從理論上分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)增長會受哪些因素的影響以及是如何影響的。

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響顯而易見，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率也越高；反之則越低。但經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是如何影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動的呢？經(jīng)濟(jì)發(fā)展既有量的增加又有質(zhì)的提高，量的增加即為經(jīng)濟(jì)增長，質(zhì)的提高則主要表現(xiàn)為結(jié)構(gòu)變化。因此，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高的影響主要通過經(jīng)濟(jì)增長和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級來實現(xiàn)。經(jīng)濟(jì)增長體現(xiàn)為國民收入或人均國民收入增加，當(dāng)國民收入增加時，就會有更多的資金用于科研支出，從而促進(jìn)科技進(jìn)步，而山東省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高主要依賴技術(shù)進(jìn)步。人均國民收入提高和經(jīng)濟(jì)質(zhì)量提升也對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高具有反作用。隨著經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)提升和人均國民收入增加，無論是農(nóng)產(chǎn)品加工工業(yè)還是居民消費(fèi)都對農(nóng)產(chǎn)品數(shù)量和品質(zhì)有更高要求，而要增加農(nóng)產(chǎn)品數(shù)量和提高農(nóng)產(chǎn)質(zhì)量都需要提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。

農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化是經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變化的重要內(nèi)容，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化更是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動的重要影響因素。由于農(nóng)業(yè)內(nèi)部各產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)率存在高低差異，而當(dāng)生產(chǎn)要素從生產(chǎn)率低的部門或者生產(chǎn)率增長慢的部門轉(zhuǎn)移到生產(chǎn)率高的或者增長快的部門能夠促進(jìn)整個農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高。而且農(nóng)業(yè)各部門的要素使用密集度不同，比如水果種植業(yè)相對于糧食種植業(yè)更偏向于勞動密集型，畜牧業(yè)相對于種植業(yè)更偏向于資本密集型。由于不同要素生產(chǎn)率的提高速度、原因等并不一致，因此當(dāng)不同要素密集型產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率發(fā)生變化時，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變化的程度并不一致。因此，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化會影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的變化。

農(nóng)村居民收入也是體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的重要指標(biāo)，因此其對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動會產(chǎn)生影響。農(nóng)民收入的高低與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式、農(nóng)業(yè)資源利用方式的選擇、農(nóng)業(yè)科技推廣與應(yīng)用、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的變動具有緊密聯(lián)系。農(nóng)民收入水平較低時，由于其沒有足夠的資金采用先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)以及在經(jīng)濟(jì)利益驅(qū)使下追求更高的產(chǎn)量，農(nóng)民必然采取粗放的生產(chǎn)方式，通過對土地和水資源的掠奪性使用來獲取更多農(nóng)產(chǎn)品，從而導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率較低以及自然資源的破壞。農(nóng)民收入水平提高時，經(jīng)濟(jì)利益的趨勢會降低，而且其有更多資金可以采用先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)，從而可以使用集約生產(chǎn)方式保護(hù)農(nóng)業(yè)自然資源，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高。

農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施和農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長具有重要影響。農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施主要包括農(nóng)田水利、交通通訊、能源電力等的基礎(chǔ)設(shè)施投資，農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資主要指對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機(jī)械的投資。農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資和農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資通過降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，增強(qiáng)農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣與應(yīng)用，擴(kuò)大農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模等影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資通過改善農(nóng)田土地質(zhì)量、自然資源環(huán)境，提供更好灌溉條件和排水排澇設(shè)施，方便農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料運(yùn)輸和使用等改善了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，從而提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資則增加了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料數(shù)量，提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的質(zhì)量，進(jìn)而降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。

工業(yè)化和城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動也有重要影響。工業(yè)化特別是新型工業(yè)化的發(fā)展為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變提供了物質(zhì)基礎(chǔ)。新興工業(yè)化道路是信息化帶動工業(yè)化、工業(yè)化促進(jìn)信息化的道路。在這個過程中，科學(xué)技術(shù)快速發(fā)展，經(jīng)濟(jì)效益逐步提高，資源環(huán)境得到可持續(xù)利用和保護(hù)，人力資源得到更有效配置。很明顯以科技進(jìn)步和創(chuàng)新為動力的新型工業(yè)化道路具有巨大的外部效應(yīng)。首先，新型工業(yè)化的產(chǎn)品為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)提供先進(jìn)優(yōu)良的生產(chǎn)工具和設(shè)備，提高生產(chǎn)效率；其次，新型工業(yè)化的技術(shù)和知識溢出，為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式向依靠科技的集約型轉(zhuǎn)變提供了條件；最后，新型工業(yè)化過程中的知識溢出會普遍提高勞動力素質(zhì)，農(nóng)業(yè)勞動力素質(zhì)的提高自然也會促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高。城鎮(zhèn)化伴隨著工業(yè)化而進(jìn)行，伴隨著城鎮(zhèn)化的加快，大量農(nóng)村人口會逐漸轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)，農(nóng)業(yè)勞動力會進(jìn)一步減少，這便反作用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，要求農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高。

財政支農(nóng)投入也影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動。財政支農(nóng)是國家財政對農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)民的支持，包括基本建設(shè)支出、事業(yè)費(fèi)、科技三項支出及支援農(nóng)村發(fā)展生產(chǎn)資金。財政支農(nóng)投入一部分直接支持農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，進(jìn)行良田和水利基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)以及補(bǔ)貼農(nóng)民購置農(nóng)機(jī)設(shè)備和良種等，此外財政支農(nóng)投入還通過支持農(nóng)業(yè)科技研發(fā)與推廣、農(nóng)業(yè)科技人員培訓(xùn)等方式間接支持農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。據(jù)前文分析，無論支持農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施還是農(nóng)業(yè)科技研發(fā)推廣與人員培訓(xùn)都會促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高。

農(nóng)村人力資本變化影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動。農(nóng)村人力資本體現(xiàn)在農(nóng)村科技人員以及具有較高學(xué)歷的人口比重。農(nóng)村人力資本越高，表明農(nóng)民的科技知識水平越高，從而能夠更有效地利用各類先進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)工具和設(shè)備，采用更先進(jìn)的生產(chǎn)方式和理念，并能進(jìn)一步驅(qū)動技術(shù)創(chuàng)新和知識發(fā)展。掌握較高的人力資本，還能夠提高農(nóng)民合理配置和管理生產(chǎn)要素的能力，并能更加有效地獲取和理解市場信息，從而能從千變?nèi)f化的市場經(jīng)濟(jì)中獲得商機(jī)，促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。較高的人力資本還會提高人們環(huán)境保護(hù)意識和自然資源可持續(xù)利用理念，使用環(huán)境友好的生產(chǎn)工具和生產(chǎn)方式，保護(hù)農(nóng)業(yè)資源實現(xiàn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展，這些都將促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的增長。

三、實證分析

(一)變量選取與數(shù)據(jù)描述

該部分將在以上理論分析和資料搜集基礎(chǔ)上建立山東省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率影響因素計量經(jīng)濟(jì)模型，利用面板數(shù)據(jù)分析各相關(guān)變量對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長的影響程度。首先進(jìn)行變量的選取和數(shù)據(jù)的說明。被解釋的變量是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的變動，采用農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率指數(shù)(NP)表示。本文采用經(jīng)過Caves et. al.(1982)[8]1393-1414和Fare et. al.(1994)等人[9]66-83發(fā)展的基于DEA方法的非參數(shù)Malmqusit指數(shù)法對山東農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率進(jìn)行了測算。非參數(shù)Malmqusit指數(shù)法在計算時，不需要事先設(shè)定生產(chǎn)函數(shù)，因此不需要進(jìn)行參數(shù)估計，它采用的是線性規(guī)劃方法構(gòu)造生產(chǎn)前沿面。由于計算Malmqusit指數(shù)時需要面板數(shù)據(jù)，因此本文選用了山東省17個地市作為截面，即決策單元，1990—2014年作為時序。之所以采用1990—2014年的數(shù)據(jù)是因為之前的數(shù)據(jù)收集比較困難，而且有的地市也存在缺失或沒有統(tǒng)計，比如日照市是1989年6月才成立，因此之前是沒有統(tǒng)計數(shù)據(jù)的。本文選用的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出數(shù)據(jù)為第一產(chǎn)業(yè)增加值，數(shù)據(jù)來源于《山東統(tǒng)計年鑒》(1991—2015)。選用資本和勞動力作為投入，此處沒有選擇種植面積、有效灌溉面積、施肥量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力等，原因在于本文選的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出數(shù)據(jù)是第一產(chǎn)業(yè)增加值，不僅包括種植業(yè)，還有牧副漁等，而上述投入只是在種植業(yè)領(lǐng)域的投入，因此不夠全面。其中資本的數(shù)據(jù)為第一產(chǎn)業(yè)的資本存量，勞動力數(shù)據(jù)為第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員(數(shù)據(jù)來源于《山東統(tǒng)計年鑒》(1991—2015))。由于第一產(chǎn)業(yè)資本存量數(shù)據(jù)沒有相關(guān)統(tǒng)計，因此需要計算，計算公式為Kt=(1-δ)Kt-1+It，該公式表示當(dāng)期的資本存量等于上一期資本存量減去折舊再加上當(dāng)期的固定資產(chǎn)投資，第一產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)來源于各地市的《國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》(1990—2014)。δ的取值參照Hall & Jones(1999)的做法[10]83-116，令其為6%。基期資本存量參照Young(2003)的做法[11]1220-1261，用各地區(qū)1990年第一產(chǎn)業(yè)固定資本形成額除以10%作為該地區(qū)1990年的農(nóng)業(yè)初始資本存量。

據(jù)前文理論分析，影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動因素包括經(jīng)濟(jì)增長、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)民收入、農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施、農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)、工業(yè)化率、城鎮(zhèn)化率、財政支農(nóng)、農(nóng)村人力資本等。由于農(nóng)村人力資本的數(shù)據(jù)統(tǒng)計缺失，因此我們選用了前8個影響因素進(jìn)行分析。經(jīng)濟(jì)增長采用各地市的GDP來表示；農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)用農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林牧副漁產(chǎn)值之比計算得到，用NYJG表示；農(nóng)民收入使用農(nóng)村居民人均年純收入(SHR)表示；農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施主要是指農(nóng)田水利投入形成的資產(chǎn)，由于相關(guān)統(tǒng)計不可得，我們采用有效灌溉面積(GG)來代替，因為農(nóng)田水利投入最終將會通過有效灌溉面積的增減表現(xiàn)出來；農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)主要體現(xiàn)在農(nóng)業(yè)機(jī)械的投入，因此采用農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力(JX)表示；工業(yè)化率用第二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值占GDP的比重計算得到，用GYH 表示；城鎮(zhèn)化率用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎赜嬎愕玫剑肅HZH表示；財政支農(nóng)用支援農(nóng)村生產(chǎn)支出、農(nóng)林水利氣象等部門的事業(yè)費(fèi)、科技三項支出等加總計算得到，用CZH表示。表1給出了相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計，數(shù)據(jù)均據(jù)《山東統(tǒng)計年鑒》(1991—2015)的數(shù)據(jù)計算得到。

(二)模型檢驗與建立

首先建立了以山東省17地市為截面、1991—2014年為時序的面板數(shù)據(jù)計量經(jīng)濟(jì)模型來分析山東省1991—2014年的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率影響因素。在建模過程中，我們將所有變量都進(jìn)行了取對數(shù)處理，得到了一個雙對數(shù)模型。根據(jù)面板數(shù)據(jù)模型理論，模型應(yīng)該采用何種形式需要進(jìn)行F檢驗、BP檢驗和Hausman檢驗。用F檢驗來確定采用混合OLS模型還是固定效應(yīng)模型，其原假設(shè)為采用混合OLS模型；用BP檢驗來確定采用混合OLS還是隨機(jī)效應(yīng)模型，其原假設(shè)為采用混合OLS模型；使用Hausman檢驗來確定采用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，其原假設(shè)為采用隨機(jī)效應(yīng)模型。表2中的模型1給出了檢驗結(jié)果和回歸結(jié)果，從F檢驗的結(jié)果可以看出不應(yīng)采用混合OLS模型，從BP檢驗結(jié)果也可以看出不應(yīng)采用混合OLS模型，從Hausman檢驗結(jié)果可以看出應(yīng)該采用固定效應(yīng)模型。表2模型1給出的是固定效應(yīng)的結(jié)果。

表1 相關(guān)數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計

NPGDP(億元)SHR(元)NYJG(%)JX(千瓦)GG(千公頃)GYH(%)CHZH(%)CZH(萬元)均值1．0861126．124518．6956．234763515289．4552．8633．6699764．33中位數(shù)1．072642．133531．3257．66354278282．1651．6532．4327213最大值4．9798692．11746174．3015228871628．0589．1172．34874532最小值0．1689．13625．762．7736789135．8219．635．32475標(biāo)準(zhǔn)差0．2491242．373376．4311．553262751149．6611．7313．37153276．81樣本數(shù)408408408408408408408408408

表2 模型回歸結(jié)果

模型1：ln(NP)模型2：ln(NP)C2．7149???(5．0924)0．2391(0．4497)ln(GDP)0．1409???(5．5863)0．1185???(5．224)ln(SHR)-0．1206???(-3．1919)-0．1814???(-3．5477)ln(NYJG)-0．017(-0．5592)-0．0119(-0．3384)ln(JX)-0．146???(-3．28)0．1964???(3．9432)ln(GG)-0．1591??(2．1923)-0．3722???(-5．267)ln(GYH)0．1849???(4．174)0．1092??(2．1015)ln(CHZH)-0．0532(-1．5072)-0．101??(-2．4079)ln(CZH)0．0022(0．2032)-0．0267??(-2．0863)D?ln(GDP)-0．036(-1．1077)D?ln(SHR)0．1873???(2．7663)D?ln(NYJG)-0．0037(-0．0876)D?ln(JX)-0．1876???(-4．9199)D?ln(GG)0．3865???(4．0178)D?ln(GYH)0．0067(0．114)D?ln(CHZH)0．1133??(2．2037)D?ln(CZH)0．0269??(2．006)F檢驗F(16，366)=2．18(p≈0．0056)F(16，358)=2．39(p≈0．0021)BP檢驗chi2(1)=22．64(p≈0．0000)chi2(1)=32．76(p≈0．0000)Hausman檢驗chi2(8)=34．34(p≈0．0000)chi2(16)=36．46(p≈0．0026)調(diào)整的R20．14950．4575F值3．8563(p≈0．0000)11．2761(p≈0．0000)

注：括號內(nèi)為各系數(shù)所對應(yīng)的t值，***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上顯著。

(三)模型結(jié)果分析

模型1調(diào)整的R2雖然不是很高，但從F值來看，拒絕了所有變量聯(lián)合起來對被解釋變量無影響的假設(shè)，表明該模型的總體擬合效果較好，各解釋變量聯(lián)合起來對被解釋變量有顯著影響。從各解釋變量影響顯著性的t檢驗來看，除了農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化率和財政支出的影響不顯著外，其他所用變量都在1%和5%的顯著性水平下對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動具有顯著影響。前文曾經(jīng)提到，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率與經(jīng)濟(jì)增長具有相互影響的辯證關(guān)系，其中農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動對經(jīng)濟(jì)增長的作用前面已經(jīng)得到實證檢驗，而經(jīng)濟(jì)增長對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的作用在此也得到了實證檢驗。由ln(GDP)前面的系數(shù)可知，當(dāng)山東省GDP增長1%時，山東省農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率指數(shù)增長0.1409%，顯然經(jīng)濟(jì)增長對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的增長具有明顯的正向影響。ln(GYH)前面的系數(shù)為0.1849，表明當(dāng)工業(yè)化率增長1%時，山東農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率指數(shù)增長0.1849%，表明工業(yè)化水平的提高對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長具有顯著正向影響。ln(JX)、ln(GG)和ln(SHR)前面的系數(shù)分別為-0.146、-0.1591和-0.1206，表明當(dāng)農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力增長1%時，山東農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率指數(shù)增長-0.146%；有效灌溉面積增長1%，山東農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率指數(shù)增長-0.1591%；農(nóng)村居民人均年純收入增長1%，山東農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率指數(shù)增長-0.1206%。這說明農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)、農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施和農(nóng)村居民收入水平都對山東農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的增長具有顯著負(fù)向影響。從具有顯著影響的這幾個因素的系數(shù)大小對比來看，工業(yè)化水平提高對山東農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長的作用最大。

盡管在以1991—2014年為時序的面板數(shù)據(jù)模型中，農(nóng)業(yè)資產(chǎn)、農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施和農(nóng)村居民收入水平對山東省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響為負(fù)，但并不意味著達(dá)到中等收入水平之后也會如此。為了檢驗達(dá)到中等收入水平之后，山東省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動影響因素的作用是否會有明顯不同，我們引入了虛擬變量D，設(shè)1991—1996年間，D=0；1997—2014年間，D=1，虛擬變量仍以乘法方式引入模型。表2中模型2給出了檢驗結(jié)果和回歸結(jié)果，根據(jù)F檢驗，不應(yīng)采用混合OLS模型；根據(jù)BP檢驗，也不應(yīng)采用混合OLS模型；根據(jù)Hausman檢驗，應(yīng)該采用固定效應(yīng)模型，因此，表2中的模型2給出的是固定效應(yīng)結(jié)果。模型2中調(diào)整的R2也不是較高，但從F值來看，所有解釋變量聯(lián)合起來對被解釋變量有顯著影響。下面從達(dá)到中等收入水平前后來比較分析影響山東農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動因素的作用情況。

在達(dá)到中等收入水平之前，虛擬變量D=0，因此各變量的效應(yīng)不需要加上D與各變量相乘的部分。在達(dá)到中等收入水平前，在1%的顯著性水平下，經(jīng)濟(jì)增長對山東農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動具有顯著正向影響，經(jīng)濟(jì)增長這一變量的作用方向與1991—2014年整個時期的作用方向一致。在達(dá)到中等收入水平前，對山東農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率有顯著正向影響的還有工業(yè)化水平和農(nóng)業(yè)資產(chǎn)的變動，兩者分別在5%和1%的水平下通過了t檢驗，與模型1不同的是，農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)變動的效應(yīng)此時為正。在達(dá)到中等收入水平之前，農(nóng)村居民收入、農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施、城鎮(zhèn)化率和財政支農(nóng)對山東農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動都具有顯著負(fù)向影響。與模型1相比，農(nóng)村居民收入和農(nóng)田水利設(shè)施變動的效應(yīng)方向一致，但城鎮(zhèn)化率和財政支農(nóng)變動的效應(yīng)由不明顯變?yōu)槊黠@。農(nóng)村居民收入之所以為負(fù)效應(yīng)，原因在于，農(nóng)村居民收入的增加首先滿足其生活必需品的消費(fèi)，其次才用來進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)工具和技術(shù)的使用，但在達(dá)到中等收入之前，農(nóng)民的收入還較低，不但不能進(jìn)行先進(jìn)技術(shù)的引入和采用，還會因為急于追求收入的增長而采取粗放的生產(chǎn)方式，破壞和掠奪土地和水資源，從而導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率較低。農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)的效應(yīng)之所以為負(fù)，原因有兩方面：一是用灌溉面積來代替農(nóng)田水利等基礎(chǔ)設(shè)施不夠全面；二是農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)只對種植業(yè)和林業(yè)生產(chǎn)率的提高起作用，對牧副漁業(yè)生產(chǎn)率的提高沒有直接影響；三是在達(dá)到中等收入水平之前，由于收入較低，基礎(chǔ)設(shè)施投資建設(shè)的質(zhì)量不高，因此導(dǎo)致對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響為負(fù)。城鎮(zhèn)化率對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動的影響為負(fù)，其原因在于隨著經(jīng)濟(jì)改革和發(fā)展，大量農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移到城市，但如果轉(zhuǎn)移速度過快，而工業(yè)化水平的提高還沒有帶來農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料在量和質(zhì)上的提高，則農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率會因為勞動力減少而替代投入的缺乏降低，達(dá)到中等收入水平之前的情況可能正與此相同。財政支農(nóng)投入變動對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的效應(yīng)為負(fù)是因為在收入水平還較低時，由于重視工業(yè)發(fā)展的思想還較重，對農(nóng)業(yè)的財政支持還較少，因此很難快速提高農(nóng)業(yè)科研水平和生產(chǎn)能力，而且此時財政的支持還可能導(dǎo)致依賴思想，不思農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高，從而導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率下降。在達(dá)到中等收入水平之前，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的變化對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響不顯著，原因在于山東農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中種植業(yè)占農(nóng)林牧副漁業(yè)的比重下降，而林牧漁業(yè)又具有勞動力密集使用性質(zhì)，在收入水平較低時，農(nóng)民沒有能力采用先進(jìn)的生產(chǎn)工具代替勞動力，因此林牧漁業(yè)比重的上升反而造成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力下降。

在達(dá)到中等收入水平之后，虛擬變量D=1，此時各變量對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的效應(yīng)都需加上D與各變量相乘的部分。達(dá)到中等收入水平之后，經(jīng)濟(jì)增長對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響由于D*ln(GDP)前的系數(shù)不顯著，因此仍為0.1185，表明在達(dá)到中等收入水平之后，經(jīng)濟(jì)增長對山東農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的變動仍與之前一樣具有顯著正向影響。與此類似的是工業(yè)化率變動對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長的效應(yīng)也因為D*ln(GYH)前的系數(shù)不顯著而與達(dá)到中等收入水平之前一致。這表明經(jīng)濟(jì)的增長和工業(yè)化程度提高一直對山東農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動具有明顯正向效應(yīng)。由于D*ln(SHR)前的系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著，因此農(nóng)村居民收入對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動的效應(yīng)在達(dá)到中等收入水平之后變?yōu)?.0059(-0.1814+0.1873)，很明顯負(fù)效應(yīng)轉(zhuǎn)變?yōu)檎?yīng)，這主要是因為達(dá)到中等收入水平后，農(nóng)民的收入水平也逐漸提高，從而除了消費(fèi)外有更多的剩余資金來購買先進(jìn)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)工具和采用先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)，而且隨著收入增加，也不會急功近利地采取粗放的生產(chǎn)方式，從而保護(hù)了土地和水資源，提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。D*ln(JX)前的系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著，因此達(dá)到中等收入水平之后，農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動的影響為0.0088(0.1964-0.1876)，與達(dá)到中等收入水平之前降低，但仍為正向效應(yīng)，效應(yīng)之所以會降低是由于農(nóng)業(yè)資產(chǎn)數(shù)量的增加逐漸趨于飽和狀態(tài)，因此邊際效應(yīng)下降。D*ln(GG)前的系數(shù)在1%的顯著性水平顯著，因此農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動的效應(yīng)在達(dá)到中等收入水平之后為0.0143(-0.3722+0.3865)，由之前的負(fù)效應(yīng)變?yōu)檎?yīng)，這表明農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的水平和質(zhì)量不斷提高，有力地促進(jìn)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長。D*ln(CHZH)前的系數(shù)在5%的顯著性水平下顯著，因此城鎮(zhèn)化率變化對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動的影響在達(dá)到中等收入水平之后變?yōu)?.0123(-0.101+0.1133)，也是由之前的負(fù)效應(yīng)轉(zhuǎn)變?yōu)檎?yīng)，表明在達(dá)到中等收入水平之后，隨著收入的增加，農(nóng)業(yè)勞動力的減少逐漸由先進(jìn)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)設(shè)備彌補(bǔ)，提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。D*ln(CZH)前的系數(shù)在5%的顯著性水平下顯著，表明在達(dá)到中等收入水平之后，財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響變?yōu)?.0002(-0.0267+0.0269)，該效應(yīng)雖然很小，但卻是正向影響。這說明在達(dá)到中等收入水平之后，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和科技的支持效果逐漸轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力，提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。D*ln(NYJG)前的系數(shù)不顯著，而由于ln(NYJG)前的系數(shù)也不顯著，因此達(dá)到中等收入水平之后，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動的作用仍然不顯著。從系數(shù)大小的比較來看，達(dá)到中等收入水平之后，對山東農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率影響最大的因素是經(jīng)濟(jì)增長和工業(yè)化程度提高；其次是農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施、城鎮(zhèn)化水平、農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)、農(nóng)村居民收入和財政支農(nóng)。

四、結(jié)論

通過以上分析，本文得出的結(jié)論主要有：

第一，經(jīng)濟(jì)增長和工業(yè)化水平的變化對山東農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動都具有顯著正向效應(yīng)，而且無論是達(dá)到中等收入水平之前還是之后，該效應(yīng)一直為正，且不具有明顯差別，兩者對山東農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動的影響效應(yīng)也是最大的。

第二，農(nóng)村居民收入、農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施、城鎮(zhèn)化率和財政支農(nóng)的變動對山東農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動的效應(yīng)由達(dá)到中等收入水平之前的負(fù)向效用都轉(zhuǎn)變?yōu)橹蟮恼蛐?yīng)。

第三，農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)變動對山東農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動影響在達(dá)到中等收入水平前后都始終為正，但達(dá)到中等收入水平后的正向效應(yīng)明顯降低。

第四，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對山東農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動的影響在達(dá)到中等收入水平前后都不顯著。

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(責(zé)任編輯 魯守博)

公茂剛，男，山東蒙陰人，山東理工大學(xué)商學(xué)院副教授、碩士生導(dǎo)師，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士；王學(xué)真，男，山東臨朐人，山東理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究中心教授、博士生導(dǎo)師。

2017-01-23

國家社科基金項目“國際糧食價格形成機(jī)理及我國爭取國際糧食價格定價權(quán)的策略研究”(13CJY103)；山東省軟科學(xué)項目“中等收入背景下山東省提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的對策研究”(2014RKB01110)。

F323.5

A

1672-0040(2017)03-0013-06