專業(yè)化生產(chǎn)、產(chǎn)業(yè)關聯(lián)與區(qū)域農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟研究
——基于面板數(shù)據(jù)的實證驗證

□宋海風劉應宗

[1. 天津大學 天津 300072；2. 天津商業(yè)大學 天津 300134]

專業(yè)化生產(chǎn)、產(chǎn)業(yè)關聯(lián)與區(qū)域農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟研究
——基于面板數(shù)據(jù)的實證驗證

□宋海風1,2劉應宗1

[1. 天津大學 天津 300072；2. 天津商業(yè)大學 天津 300134]

利用2003～2012年我國省級面板數(shù)據(jù)，將外部規(guī)模經(jīng)濟的專業(yè)化生產(chǎn)、產(chǎn)業(yè)關聯(lián)放在一個框架下，分析二者間的互動對我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的影響。結果顯示：專業(yè)化生產(chǎn)和產(chǎn)業(yè)關聯(lián)都會對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟產(chǎn)生明顯促進作用；其中，中西部區(qū)域?qū)I(yè)化生產(chǎn)的拉動作用強于產(chǎn)業(yè)關聯(lián)，東部區(qū)域，產(chǎn)業(yè)關聯(lián)的拉動作用更明顯。通過對二者交互項分析，專業(yè)化生產(chǎn)與產(chǎn)業(yè)關聯(lián)屬于互補關系，這種互補關系的二者在促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟上存在拐點，如果二者關系失衡，就會對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長產(chǎn)生抑制作用，但目前無論是全國還是東中部地區(qū)，這種拐點都沒有出現(xiàn)。

外部規(guī)模經(jīng)濟；專業(yè)化生產(chǎn)；產(chǎn)業(yè)關聯(lián)

我國農(nóng)業(yè)效益低的原因普遍認為是家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制所帶來的土地的細碎化，無法實現(xiàn)土地的規(guī)模經(jīng)營，因此研究的焦點都集中在了農(nóng)戶層面的規(guī)模經(jīng)濟上，認為在農(nóng)戶生產(chǎn)環(huán)節(jié)發(fā)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟現(xiàn)象，意味著加總的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)也具有規(guī)模經(jīng)濟[1]。但是，即便是存在規(guī)模經(jīng)濟的農(nóng)戶也難以孕育農(nóng)業(yè)技術和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方法創(chuàng)新的動力[2]，規(guī)模經(jīng)濟的擴大如果不能有效建立在專業(yè)化分工和商品生產(chǎn)經(jīng)營的基礎之上也只是放大版的小農(nóng)生產(chǎn)[3～4]。實現(xiàn)農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟，不能僅僅局限于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)自身，而應當從更廣泛的區(qū)域視角和產(chǎn)業(yè)鏈條視角來探索[5]。

一、文獻綜述

目前國內(nèi)外學者對農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟研究集中在兩個方面：第一，農(nóng)戶內(nèi)部規(guī)模經(jīng)濟研究，主要從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的優(yōu)化配置角度，研究如何對耕地面積、從業(yè)人數(shù)、化肥施用量、農(nóng)機、有效灌溉面積等各種生產(chǎn)因素進行優(yōu)化配置，特別是土地的經(jīng)營規(guī)模，以達到生產(chǎn)效益的最佳[6～8]。第二，產(chǎn)業(yè)集聚的研究，主要是對產(chǎn)業(yè)集聚現(xiàn)象的描述和產(chǎn)業(yè)集聚程度進行測算[9～10]和產(chǎn)業(yè)集聚對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的測算。如賈興梅，李平對農(nóng)作物空間集聚度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長關系展開研究[11]，呂超以蔬菜產(chǎn)業(yè)為例分析了產(chǎn)業(yè)集聚對蔬菜產(chǎn)值的影響[12]。已有的研究都證明集聚是可以促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的。但是，對產(chǎn)業(yè)集聚研究并不能替代區(qū)域規(guī)模經(jīng)濟，目前的產(chǎn)業(yè)集聚采用的主要是區(qū)位熵（專業(yè)化測度指標）和空間基尼系數(shù)方法測算，這只能說明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)在區(qū)域內(nèi)的集中程度，單純考慮生產(chǎn)集聚會對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟產(chǎn)生促進作用。但從區(qū)域整體角度，規(guī)模經(jīng)濟的來源不僅包含農(nóng)業(yè)的專業(yè)化生產(chǎn)，還包括農(nóng)業(yè)與下游產(chǎn)業(yè)之間的關聯(lián)，下游關聯(lián)產(chǎn)業(yè)會對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長產(chǎn)生拉動作用。蔡昉，李周把外部規(guī)模經(jīng)濟來源歸納為產(chǎn)業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)關聯(lián)[13]。因此從區(qū)域規(guī)模經(jīng)濟角度，除了考慮專業(yè)化的生產(chǎn)的集聚之外，還要考慮產(chǎn)業(yè)間縱向關聯(lián)。目前還沒有研究把專業(yè)化生產(chǎn)與產(chǎn)業(yè)關聯(lián)放在同一框架下來探討其相互作用對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響。本文假定專業(yè)化生產(chǎn)和產(chǎn)業(yè)關聯(lián)單獨都會促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，但在同一框架下，專業(yè)化生產(chǎn)與產(chǎn)業(yè)關聯(lián)會產(chǎn)生怎樣的交互效應。鑒于此，本文利用2003～2012年省級面板數(shù)據(jù)建立計量模型探討二者的互動如何對農(nóng)業(yè)的經(jīng)濟增長產(chǎn)生效應。

二、專業(yè)化生產(chǎn)、產(chǎn)業(yè)關聯(lián)對區(qū)域農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟計量模型及實證

（一）指標的選取

1. 專業(yè)化生產(chǎn)

專業(yè)化生產(chǎn)指農(nóng)業(yè)生產(chǎn)在區(qū)域上的集中而產(chǎn)生的專業(yè)化生產(chǎn)，指生產(chǎn)的橫向規(guī)模擴大，本文采用區(qū)位熵來表示專業(yè)化生產(chǎn)，區(qū)位熵又稱專門化率[12]，是哈蓋特（P. Haggett）首先提出并用于分析區(qū)域產(chǎn)業(yè)的狀況：

其中，LQij表示區(qū)域i的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)j的區(qū)位熵，qij表示區(qū)域i的農(nóng)業(yè)產(chǎn)值j，qj為區(qū)域國民生產(chǎn)總值；qi全部區(qū)域農(nóng)業(yè)產(chǎn)值之和，q是全部區(qū)域國民生產(chǎn)產(chǎn)值之和。

一般來說，區(qū)位熵如果大于1，說明該區(qū)域的專業(yè)化生產(chǎn)的集聚水平較高，如果小于1，正好相反。本文測算了2003～2012年 我國東、中和西部區(qū)域農(nóng)業(yè)專業(yè)化程度，見圖1。

圖1 2003～2012年我國東、中和西部區(qū)域農(nóng)業(yè)專業(yè)化發(fā)展趨勢

從圖1可以看出2003～2012年全國平均區(qū)位熵都高于1，說明專業(yè)化水平較高，而且發(fā)展趨勢比較平穩(wěn)；東部區(qū)域區(qū)位熵都在0.6以下，專業(yè)化水平最低，而且還具有緩慢的下降趨勢；中部區(qū)域區(qū)位熵最高都在1.2～1.6之間，說明專業(yè)化水平最高，雖然后期有所降低，但總體上處于不斷上漲的趨勢；西部區(qū)域的區(qū)位熵在1.2～1.4之間，專業(yè)化水平高于全國平均處于中間位置，發(fā)展趨勢中期下降，后期上漲。整體上看全國農(nóng)業(yè)專業(yè)化生產(chǎn)布局由分散轉向集中，不斷優(yōu)化；并且從經(jīng)濟水平較高的東部區(qū)域向中西部地區(qū)轉移，不斷強化了中西部區(qū)域在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上的集中性和專業(yè)性。

2. 產(chǎn)業(yè)關聯(lián)

產(chǎn)業(yè)關聯(lián)指農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈條的向后延伸，與農(nóng)副產(chǎn)品加工產(chǎn)業(yè)的鏈接，體現(xiàn)縱向規(guī)模上的擴大。我國區(qū)域農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構層次低，產(chǎn)業(yè)鏈條短，農(nóng)業(yè)與加工業(yè)之間的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度不強，造成區(qū)域農(nóng)產(chǎn)品存在著質(zhì)量不高，結構趨同繼而產(chǎn)生價格低和銷售難的問題。通過產(chǎn)業(yè)關聯(lián)把農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)、加工緊密聯(lián)系起來，通過產(chǎn)業(yè)鏈上的協(xié)作，降低成本，提高附加值，從而提高整體鏈條的競爭力。在這個意義上可以將其理解為農(nóng)工商一體化[14～15]。對于產(chǎn)業(yè)關聯(lián)的測度，目前主要方法是利用投入產(chǎn)出表來計算產(chǎn)業(yè)的影響力程度和影響力系數(shù)，但鑒于計量模型中產(chǎn)業(yè)關聯(lián)促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的經(jīng)濟意義，本文以關聯(lián)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值作為衡量指標，而且劉新建，張翼文運用回歸方法分析產(chǎn)業(yè)部門之間的相關關系，并將之與投入產(chǎn)出方法相對照究結果顯示，回歸方法與投入產(chǎn)出方法具有高度的一致性[16]。

本文測算了2003～2012年我國東、中和西部區(qū)域農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)關聯(lián)程度，見圖2。全國的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)水平都處于快速增長階段。其中，中部區(qū)域產(chǎn)業(yè)關聯(lián)水平增長幅度最大，其次是東部區(qū)域，西部區(qū)域最低。這也說明了目前我國農(nóng)業(yè)關聯(lián)產(chǎn)業(yè)的布局已經(jīng)從東部區(qū)域逐步轉移到中部區(qū)域，但同時西部區(qū)域改善不大，應該成為今后政策傾斜的重點區(qū)域。

圖2 2003～2012年我國東、中和西部區(qū)域產(chǎn)業(yè)關聯(lián)發(fā)展趨勢

（二）模型設定

采用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中普遍采用的柯布—道格拉斯模型，然后兩邊分別取對數(shù)（可以消除異方差，而不改變變量之間的關系），就可以得到檢驗方程：

公式中，被解釋變量output為農(nóng)業(yè)產(chǎn)值（不包括林牧副漁），代表農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，LQ農(nóng)業(yè)的區(qū)位熵指數(shù)，表示農(nóng)業(yè)專業(yè)化生產(chǎn)的集中度；Relation為農(nóng)副產(chǎn)品加工業(yè)產(chǎn)值，表示是農(nóng)業(yè)與農(nóng)副產(chǎn)品加工業(yè)之間的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)；LQ×Relation是專業(yè)化生產(chǎn)和產(chǎn)業(yè)關聯(lián)的交互項，是為了考察專業(yè)化和產(chǎn)業(yè)關聯(lián)的交互作用對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長影響而設置；Land是農(nóng)業(yè)播種面積，作為控制變量加入模型，其中β1……β4分別表示各因素對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻率。

為了數(shù)據(jù)之間價格的可比性，將所有年份output根據(jù)農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)者價格指數(shù)調(diào)整為2002年不變價格；所有年份Relation根據(jù)工業(yè)行業(yè)分工業(yè)生產(chǎn)者出廠價格指數(shù)調(diào)整為2002年不變價格。以上數(shù)據(jù)來源于2003～2012年《中國統(tǒng)計年鑒》以及2003～2012年《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。

（三）實證結果

1. 單位根檢驗

為了避免發(fā)生偽回歸，需要對變量進行平穩(wěn)性檢驗，本文采取單位根檢驗的方式，四個變量都通過了檢驗，因此認為數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，屬于一階單整I（1），因此可以進行下一步協(xié)整關系的檢驗。

表1 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗

2. 協(xié)整檢驗

在進行建模前要進行協(xié)整關系的檢驗，本文采用Pedroni檢驗Kao檢驗兩種方法，統(tǒng)計量絕大多數(shù)在1%的顯著性水平下拒絕原假設，因此認為因變量與自變量之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系，可以進行下一步的計量模型建立。

表2 面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗

3. 回歸結果

本文采用Eviews8.0軟件進行回歸。首先建立隨機效應模型，Hausman檢驗的相應P值為0.0000小于0.05，拒絕了隨機效應模型，最終選擇了固定效應模型。接著確定模型的具體形式，通過測算選擇雙因素固定模型；因為增加交叉項之后數(shù)據(jù)存在著多重共線性以及造成回歸不顯著得到問題，參照Borenstzein et al.，Alfaro et al.，何其春，孫萌將涉及到的數(shù)據(jù)進行中心化處理[17]。

表3 面板數(shù)據(jù)的回歸結果

從指標R2的數(shù)值0.996481可以看出，模型擬合效果很好，其中四個解釋變量都通過了顯著性水平檢驗，其中土地投入、專業(yè)化生產(chǎn)和產(chǎn)業(yè)關聯(lián)的影響系數(shù)都大于0，說明3個變量對我國的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展都起到了直接正向作用。其中影響最大的是土地投入，這也說明了我國保護耕地，降低耕地撂荒率的重要性。本文更關注專業(yè)化生產(chǎn)和產(chǎn)業(yè)關聯(lián)的影響，專業(yè)化生產(chǎn)對農(nóng)業(yè)增長的彈性系數(shù)為0.29，說明專業(yè)化生產(chǎn)能夠明顯地促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長；產(chǎn)業(yè)關聯(lián)的彈性系數(shù)為0.06，小于專業(yè)化生產(chǎn)的影響系數(shù)，說明我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)還是以單純的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主，農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)發(fā)展相對薄弱，造成產(chǎn)業(yè)關聯(lián)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的拉動作用還不明顯。對專業(yè)化和產(chǎn)業(yè)關聯(lián)的互動效應分析，交互項系數(shù)為負，說明二者屬于互補關系：專業(yè)化水平低的地區(qū)，可以以產(chǎn)業(yè)關聯(lián)來拉動經(jīng)濟增長；產(chǎn)業(yè)關聯(lián)低的地區(qū)，專業(yè)化生產(chǎn)在推動經(jīng)濟增長上，起到主要作用。具體還可以從邊際效應判斷二者對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的作用：在一定的專業(yè)化水平下，產(chǎn)業(yè)關聯(lián)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的邊際效應為，產(chǎn)業(yè)關聯(lián)整體對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長起到正面促進還是負面抑制作用，取決于專業(yè)化水平，目前全國農(nóng)業(yè)專業(yè)化水平小于拐點0.19；因此，產(chǎn)業(yè)關聯(lián)的增強對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長起到正向促進作用；專業(yè)化生產(chǎn)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的邊際效應為， lation同樣專業(yè)化生產(chǎn)對經(jīng)濟增長的作用取決于產(chǎn)業(yè)關聯(lián)的大小，目前產(chǎn)業(yè)關聯(lián)水平小于拐點0.91時，全國專業(yè)化生產(chǎn)水平的提高可以促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長；總之雖然交互項的系數(shù)為負，但拐點并沒有出現(xiàn)，并沒有影響專業(yè)化和產(chǎn)業(yè)關聯(lián)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的正面促進作用。但應該注意如果超過拐點（二者之間的比例關系失衡），就會對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長產(chǎn)生抑制作用，例如專業(yè)化水平高，但產(chǎn)業(yè)關聯(lián)低，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)可能被鎖定在利益較低的生產(chǎn)環(huán)節(jié)，抑制經(jīng)濟增長；但專業(yè)化水平低，而產(chǎn)業(yè)關聯(lián)高，高收益的關聯(lián)產(chǎn)業(yè)吸引土地和勞動力流入，引起土地、人工成本的提高，從而對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)造成排擠效應，抑制經(jīng)濟增長。

4. 分區(qū)域回歸結果

以上分析基于全國的總體水平，不能體現(xiàn)出區(qū)域差異及特點，因此分區(qū)域進行回歸?；趨^(qū)域?qū)I(yè)化生產(chǎn)水平，結合我國東西部工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展差異，劃分成西部區(qū)域（云南、貴州、甘肅、廣西、海南、新疆、西藏、陜西和寧夏）、東部區(qū)域（上海、北京、天津、浙江、廣東、遼寧和福建）、中部區(qū)域（重慶、山東、內(nèi)蒙古、江西、河北、湖南、山西和安徽等）。東、中和西部實證最終結果見表4。其中單位根檢驗和協(xié)整檢驗因為篇幅問題沒有展示。

表4 分區(qū)域?qū)嵶C結果

東部區(qū)域，除了土地投入影響系數(shù)不顯著外，專業(yè)化生產(chǎn)在5%水平下顯著，產(chǎn)業(yè)關聯(lián)和交互項在1%水平下顯著；產(chǎn)業(yè)關聯(lián)的影響系數(shù)最高為0.12；專業(yè)化生產(chǎn)影響系數(shù)0.09；農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長更傾向于依靠產(chǎn)業(yè)關聯(lián)拉動，主要源于東部地區(qū)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的比例不高，但由于消費能力、物流，人口等因素使得農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)發(fā)達，而二者互補關系也讓更強的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)來拉動經(jīng)濟增長。交互項系數(shù)為負，但抑制經(jīng)濟增長拐點還沒有出現(xiàn)（產(chǎn)業(yè)關聯(lián)過強會引起人工和土地成本的提升，排擠農(nóng)業(yè)生產(chǎn)），因此二者對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長還屬于正面促進作用。

中部區(qū)域，除了土地投入影響系數(shù)不顯著外，其余變量都在1%水平下顯著；其中專業(yè)化生產(chǎn)影響系數(shù)最高為0.77，產(chǎn)業(yè)關聯(lián)為0.21；西部區(qū)域，四個變量影響系數(shù)都在1%水平下顯著，其中土地投入最大，其次是專業(yè)化生產(chǎn)0.33。產(chǎn)業(yè)關聯(lián)影響系數(shù)0.25，中西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長都是主要依靠專業(yè)化水平的提高，因為我國中西部區(qū)域是我國的主要傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)區(qū)，從事農(nóng)業(yè)種植的比例較高，但農(nóng)產(chǎn)品加工比較薄弱，而加工增值一般在2.0～3.7倍，這些利益很大部分流入了中東部部分區(qū)域。雖然目前二者對經(jīng)濟增長還屬于促進作用，但要警惕拐點出現(xiàn)，即較高的專業(yè)化生產(chǎn)，而產(chǎn)業(yè)關聯(lián)弱，將農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鎖定在了利潤較低的生產(chǎn)環(huán)節(jié)，造成農(nóng)業(yè)結構不合理，提高收益困難。因此中西部地區(qū)迫切需要改變以單純的農(nóng)業(yè)種植為主的生產(chǎn)方式，實行農(nóng)產(chǎn)品加工產(chǎn)地化，實現(xiàn)專業(yè)化生產(chǎn)和產(chǎn)業(yè)關聯(lián)共同來促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長。

四、結論

從外部規(guī)模經(jīng)濟角度，利用2003～2012年我國31個省市的面板數(shù)據(jù)，將專業(yè)化生產(chǎn)、產(chǎn)業(yè)關聯(lián)放在同一框架下，分析兩者對我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的影響。結果顯示，專業(yè)化生產(chǎn)和產(chǎn)業(yè)關聯(lián)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長都存在正面影響，其中中西部區(qū)域?qū)I(yè)化生產(chǎn)的拉動作用強于產(chǎn)業(yè)關聯(lián)；東部區(qū)域，產(chǎn)業(yè)關聯(lián)的拉動作用更明顯。通過交互項分析顯示，專業(yè)化生產(chǎn)與產(chǎn)業(yè)關聯(lián)在促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟上屬于互補關系，這種互補關系的二者在促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟上存在拐點，但目前無論是全國平均狀況，還是東中部狀況，這種拐點都沒有出現(xiàn)。因此應該根據(jù)區(qū)域的自然稟賦、經(jīng)濟條件，因地制宜地進行農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的目標定位，調(diào)整專業(yè)化生產(chǎn)與產(chǎn)業(yè)關聯(lián)之間的關系，在保障農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基礎上，提高農(nóng)業(yè)經(jīng)濟收益。

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Study on Specialized Production, Industry Association, and Regional Agricultural Scale Economics——Based on the Empirical Test of Panel Data

SONG Hai-feng1,2LIU Ying-zong1
(1. Tianjin University Tianjin 300072 China; 2. Tianjin University of Commerce Tianjin 300134 China)

Based on the panel data from 2003 to 2012, under the integrated framework of specialized production and industry association, this paper analyzes the effect of specialized production and industry association on the agricultural economy. The results shows that the specialized production and industrial association will have obvious promoting effect on the agricultural economy; in the central and western regions, the role of professional production is stronger than the industrial association; in the eastern region, the role of the industrial association is more obvious. Through the interaction analysis, the relationshipe between the specialized production and the industrial association belongs to complementary one. There is an inflection point in the promotion of the agricultural economy, that is to say if the balance is broken between them, the agricultural economic growth will be restrained. But the inflection point did not appear neither in national nor in central and eastern region.

external economies of scale; specialized production; industry association

F303.3

A

10.14071/j.1008-8105(2017)03-0078-05

編 輯 何婧

2016–03–29

宋海風（1980– ）女，天津商業(yè)大學講師，天津大學博士研究生；劉應宗（1943– ）男，天津大學管理與經(jīng)濟學部教授.