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    農(nóng)業(yè)機(jī)械化對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的支撐研究

    2018-08-10 11:00:52鄢小兵徐艷蘭
    農(nóng)機(jī)化研究 2018年9期
    關(guān)鍵詞:區(qū)域農(nóng)業(yè)發(fā)展

    鄢小兵,徐艷蘭,黃 英

    (1.武漢學(xué)院 會(huì)計(jì)及金融學(xué)院,武漢 430212;2.武漢工程科技學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,武漢 430200)

    0 引言

    農(nóng)業(yè)機(jī)械化作為加快中國農(nóng)業(yè)發(fā)展的主要手段和根本途徑,其重要程度不言而喻。隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度的加快,中國的農(nóng)業(yè)發(fā)展日益呈現(xiàn)出了新的發(fā)展態(tài)勢(shì)和格局,這其中不乏農(nóng)業(yè)機(jī)械化對(duì)其的支撐和貢獻(xiàn)。要想繼續(xù)推進(jìn)中國農(nóng)業(yè)可持續(xù)健康發(fā)展,農(nóng)業(yè)機(jī)械化勢(shì)必也要著手進(jìn)行其各方面的改進(jìn)與完善。當(dāng)前隨著區(qū)域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展格局的不斷演變,中國農(nóng)業(yè)的區(qū)域格局也不斷呈現(xiàn)出新的變化,因此理清農(nóng)業(yè)機(jī)械化與區(qū)域農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚之間的關(guān)系,進(jìn)而通過改進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械化等主要途徑和手段推進(jìn)農(nóng)業(yè)的改革和健康發(fā)展勢(shì)在必行。當(dāng)前國內(nèi)外學(xué)者圍繞產(chǎn)業(yè)集聚的研究成果十分豐富,但大部分皆是圍繞工業(yè)產(chǎn)業(yè)展開[1],且較多地圍繞多項(xiàng)產(chǎn)業(yè)進(jìn)行比較研究[2],也有不少學(xué)者針對(duì)某一具體區(qū)域選擇當(dāng)?shù)鼐唧w的生產(chǎn)企業(yè)進(jìn)行了代表性產(chǎn)業(yè)集聚的實(shí)證研究[3]。綜觀前人的研究成果,不難發(fā)現(xiàn)當(dāng)前針對(duì)性圍繞農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的研究成果較少[4],尤其是探索農(nóng)業(yè)機(jī)械化對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)區(qū)域集聚支撐關(guān)系研究的成果少之又少。本文采用格蘭杰因果檢驗(yàn)的方法對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械化和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的因果關(guān)系進(jìn)行了定量研究,通過兩者相互關(guān)系的多層次分析,進(jìn)而提出了改進(jìn)我國農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展態(tài)勢(shì)從而因勢(shì)利導(dǎo)改善我國區(qū)域農(nóng)業(yè)發(fā)展不平衡狀態(tài)的措施和建議。

    1 研究思路與方法

    1.1 研究思路

    農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚和農(nóng)業(yè)機(jī)械化的發(fā)展分屬兩個(gè)不同的目標(biāo)系統(tǒng),為了進(jìn)一步測(cè)度這兩個(gè)目標(biāo)系統(tǒng)的發(fā)展變化及探索它們之間的支撐和因果關(guān)系,本文采用不同方法得到了兩者的評(píng)價(jià)指標(biāo)。其中,農(nóng)業(yè)機(jī)械化直接采用1996-2015年最近20年的農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力作為評(píng)價(jià)指標(biāo),而農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚度評(píng)價(jià)指數(shù)則綜合前人豐富的研究成果采用θ指數(shù)。第i年θ指數(shù)的計(jì)算公式為[5]

    1.2 相關(guān)分析和格蘭杰因果檢驗(yàn)

    對(duì)兩個(gè)時(shí)間序列經(jīng)濟(jì)變量X1、X2進(jìn)行一般相關(guān)分析的方法為首先繪制相關(guān)圖形,然后計(jì)算線性相關(guān)系數(shù)。線性相關(guān)系數(shù)的計(jì)算公式為

    線性相關(guān)系數(shù)的變動(dòng)范圍為[-1,1],其正負(fù)號(hào)與線性正負(fù)相關(guān)對(duì)應(yīng),絕對(duì)值越接近1線性相關(guān)程度越強(qiáng),絕對(duì)值越接近0則表現(xiàn)線性相關(guān)程度越弱。相關(guān)分析僅能檢測(cè)出兩個(gè)變量是否具有線性相關(guān)關(guān)系,要想進(jìn)一步探究兩個(gè)變量的因果關(guān)系則需要進(jìn)行因果檢驗(yàn)。格蘭杰因果檢驗(yàn)是常用的雙因子因果檢驗(yàn)的方法,其基本思想為對(duì)兩個(gè)因子在包含其中一個(gè)因子前后的預(yù)測(cè)效果進(jìn)行比較,如果前者明顯優(yōu)于后者,即說明變量X1有助于解釋X2的將來變化,因此可認(rèn)為變量X1是導(dǎo)致X2的格蘭杰原因。比較預(yù)測(cè)效果所采用的方法仍是假設(shè)檢驗(yàn),根據(jù)公式計(jì)算出檢驗(yàn)決策的P值,將P值與顯著性水平α進(jìn)行比較,當(dāng)P<α?xí)r則拒絕原假設(shè),可得出存在因果關(guān)系的結(jié)論。

    2 結(jié)果與分析

    2.1 1996-2015年農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展的動(dòng)態(tài)趨勢(shì)

    1996-2015年這20年我國農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展變化的動(dòng)態(tài)趨勢(shì)如圖1所示。由圖1可看出:這20年我國農(nóng)業(yè)機(jī)械化總動(dòng)力呈現(xiàn)明顯的上升趨勢(shì),但增長速度呈現(xiàn)減緩趨勢(shì)可初見端倪。20年間的年平均增長速度為5.76%,從具體的逐年環(huán)比增長速度來看:1997年相比1996年環(huán)比增長速度為9%,后面6年環(huán)比增長速度依次為7.60%、8.38%、7.30%、4.94%、5.00%、4.24%;2004年之后環(huán)比增長速度開始小幅上升,依次為6.03%、6.83%、6.03%、5.61%、7.31%、6.46%、6.04%、5.34%、4.94%;到2013年下降到最低點(diǎn)1.31%,最后兩年的環(huán)比增長速度依次為3.99%和3.40%。為了能對(duì)將來我國農(nóng)業(yè)機(jī)械化總動(dòng)力的發(fā)展趨勢(shì)進(jìn)行預(yù)測(cè),研究采用最小二乘法對(duì)擬合的多個(gè)模型進(jìn)行比較,從而得到判定系數(shù)為0.996的二次曲線模型為較優(yōu)模型,曲線方程為:Y=52.676t2+2 866t+35 789,綜合上述對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力的動(dòng)態(tài)變化趨勢(shì)和模型擬合分析,不難發(fā)現(xiàn)國家對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械的支持力度仍在持續(xù)上升,但上升態(tài)勢(shì)有所減緩,說明相較于前期國家在支持力度上主要著手總量規(guī)模,后期在緩慢持平總量規(guī)模上升的同時(shí),其著力點(diǎn)會(huì)向總量之間的分配以及格局規(guī)劃上傾斜。

    圖1 最近20年我國農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展趨勢(shì)

    2.2 1996-2015年農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的動(dòng)態(tài)變化

    根據(jù)表1和圖2中農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)的變化趨勢(shì),不難發(fā)現(xiàn)中國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的特征比較突出。從數(shù)值上看,農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚動(dòng)態(tài)變化趨勢(shì)并不明顯,綜合來看整體呈上升趨勢(shì),趨勢(shì)方程采用最小二乘法得到的較優(yōu)模型為對(duì)數(shù)方程:y=1.096 6lnx-2.321 2,模型擬合的判定系數(shù)為0.794 2。從具體的變化趨勢(shì)來看,前10年小幅攀升,2008年上升到0.31之后后10年集聚趨勢(shì)一直維持比較穩(wěn)定的分布狀態(tài);從環(huán)比增長速度來看,這20年的年平均增長速度為0.83%。雖然大部分年份中國農(nóng)業(yè)區(qū)域產(chǎn)業(yè)集聚變化態(tài)勢(shì)不明顯,但從數(shù)值上中國的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)存在明顯的產(chǎn)業(yè)集聚,即地區(qū)分布并不均衡,這與中國農(nóng)業(yè)資源分布的不平衡存在一定關(guān)系。雖然國家對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展的支持力度不斷加強(qiáng)并且各地對(duì)地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展也日趨重視,但中國農(nóng)業(yè)不均勻分布的態(tài)勢(shì)和格局并未得到根本性的改變,后期國家需改變前期常規(guī)性的農(nóng)業(yè)發(fā)展政策,著手打破農(nóng)業(yè)高度集中的產(chǎn)業(yè)集聚格局。

    表1 1996-2015年農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)區(qū)域集聚的評(píng)價(jià)指數(shù)

    圖2 1996-2015年農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的動(dòng)態(tài)變化

    2.3 農(nóng)業(yè)機(jī)械化對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的支撐及兩者的因果關(guān)系分析

    從圖3中農(nóng)業(yè)機(jī)械化和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚兩個(gè)目標(biāo)系統(tǒng)評(píng)價(jià)指數(shù)的相關(guān)趨勢(shì)來看,效果并不明顯,因此必須結(jié)合量化指標(biāo)進(jìn)行精確測(cè)度。兩者的線性相關(guān)系數(shù)為0.843 8,表示兩者存在中等以上的線性相關(guān)關(guān)系;但線性相關(guān)并不足以說明兩者的因果關(guān)系,只能說明兩者有一定的相關(guān)性。對(duì)兩個(gè)目標(biāo)系統(tǒng)進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果如表2所示。格蘭杰因果檢驗(yàn)中的M為農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力指標(biāo)評(píng)價(jià)指數(shù),A為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)。根據(jù)表2所示的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果:從短期來看,即滯后期分別為2、3、4、5時(shí),P值都是顯著的大于5%的顯著性水平,即兩個(gè)目標(biāo)變量之間無顯著的因果關(guān)系;當(dāng)滯后期為6時(shí),農(nóng)業(yè)機(jī)械對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生了顯著的因果影響,但農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械沒有顯著的反作用。因此,對(duì)于農(nóng)業(yè)機(jī)械化對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的支撐關(guān)系結(jié)論為:短期而言,農(nóng)業(yè)機(jī)械化對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚沒有顯著的支撐效果,但并不能因此說農(nóng)業(yè)機(jī)械化對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚沒有支撐效果,因?yàn)閺拈L期來看,農(nóng)業(yè)機(jī)械化會(huì)導(dǎo)致農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚,是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的引發(fā)因素。筆者認(rèn)為,在初始階段,農(nóng)業(yè)機(jī)械化對(duì)農(nóng)業(yè)所起的主要作用主要表現(xiàn)為增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)值,并改造農(nóng)業(yè)自然環(huán)境,因此帶來的農(nóng)業(yè)發(fā)展作用雖然十分巨大,但因各地均有農(nóng)機(jī)化投入,因此實(shí)現(xiàn)了各地農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的初期迅速發(fā)展。這對(duì)各區(qū)域來說其貢獻(xiàn)作用是均衡的,因此農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展也是均衡的;隨著農(nóng)機(jī)化投入力度的進(jìn)一步加大,其引發(fā)的農(nóng)業(yè)產(chǎn)值遞增速度開始呈現(xiàn)不一樣的發(fā)展態(tài)勢(shì),這與各地的資源環(huán)境條件密切相關(guān),由此地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展的差異開始分化;隨著后期農(nóng)機(jī)化設(shè)施以及各項(xiàng)投入的加強(qiáng),分化程度日趨嚴(yán)重,農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的區(qū)域格局也日趨穩(wěn)固。

    圖3 1996-2015年農(nóng)業(yè)機(jī)械化與區(qū)域農(nóng)業(yè)集聚變化的比較

    原假設(shè)滯后期F統(tǒng)計(jì)量P值M不是A的格蘭杰原因A不是M的格蘭杰原因21.331550.29780.265490.7709M不是A的格蘭杰原因A不是M的格蘭杰原因31.328760.31930.320780.8103M不是A的格蘭杰原因A不是M的格蘭杰原因41.441320.31510.375410.8196M不是A的格蘭杰原因A不是M的格蘭杰原因53.161210.14380.31050.8842M不是A的格蘭杰原因A不是M的格蘭杰原因61276.030.02140.320780.8103

    另外,隨著農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展速度的日益加快,各地農(nóng)業(yè)資源環(huán)境面臨的壓力也日益加大,一旦超過資源系統(tǒng)彈性限度[6],勢(shì)必也會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展格局產(chǎn)生嚴(yán)重影響。因此,后期農(nóng)業(yè)機(jī)械化的發(fā)展趨勢(shì)應(yīng)著手建立資源協(xié)調(diào)型的發(fā)展策略,國家的農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展對(duì)策也應(yīng)一改往日的只注重總量規(guī)模而輕視區(qū)域均衡的策略走向。

    3 結(jié)論與討論

    分別針對(duì)最近20年的農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的動(dòng)態(tài)變化進(jìn)行了走勢(shì)和發(fā)展變化分析,接著采用相關(guān)分析和格蘭杰因果檢驗(yàn)方法對(duì)兩者的相關(guān)和因果關(guān)系進(jìn)行了分析和檢驗(yàn),并針對(duì)當(dāng)前農(nóng)業(yè)機(jī)械化與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的互動(dòng)發(fā)展現(xiàn)狀進(jìn)行了有針對(duì)性的階段改善分析。其研究結(jié)論客觀真實(shí)地展現(xiàn)了1996年以來中國農(nóng)業(yè)機(jī)械化與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的動(dòng)態(tài)變化規(guī)律及相互影響關(guān)系,為當(dāng)前中國農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展對(duì)策的制定及改善農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的區(qū)域發(fā)展格局提供了有效的實(shí)證參考。通過上述實(shí)證研究可知:

    1)根據(jù)1996-2015年我國農(nóng)業(yè)機(jī)械化動(dòng)力數(shù)據(jù)的變化趨勢(shì)圖來看,最近20年我國農(nóng)業(yè)機(jī)械化上升趨勢(shì)相當(dāng)明顯,但增長速度呈現(xiàn)減緩趨勢(shì),年平均增長速度為5.76%。其變化趨勢(shì)較優(yōu)的模型方程為二次曲線,曲線方程為:Y=52.676t2+2 866t+35 789。

    2)根據(jù)1996-2015這20年間農(nóng)業(yè)區(qū)域集聚指數(shù)的具體結(jié)果來看,中國的農(nóng)業(yè)區(qū)域集聚態(tài)勢(shì)十分明顯,且整體而言呈現(xiàn)小幅攀升趨勢(shì)。從具體的變化趨勢(shì)來看,前10年小幅攀升,2008年上升到0.31之后后10年集聚趨勢(shì)一直維持比較穩(wěn)定的分布狀態(tài),年平均增長速度為0.83%。

    3)根據(jù)格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果,在5%的顯著性水平下,當(dāng)滯后期為2、3、4、5時(shí),農(nóng)業(yè)機(jī)械化與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚之間無顯著的因果關(guān)系。當(dāng)滯后期為6時(shí),農(nóng)業(yè)機(jī)械對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生了顯著的因果影響,但農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械沒有顯著的反作用。因此短期而言,農(nóng)業(yè)機(jī)械化對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚沒有顯著的支撐效果;但是從長期來看,農(nóng)業(yè)機(jī)械化會(huì)導(dǎo)致農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚,是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的引發(fā)因素。當(dāng)前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)仍然是中國保障國家糧食安全和推進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要手段和途徑,要實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化,絕不能忽視農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的變化而采取一成不變的農(nóng)業(yè)發(fā)展策略。當(dāng)前農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)在區(qū)域間顯著的不均衡分布態(tài)勢(shì)勢(shì)必要引起重視,對(duì)于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的長期引發(fā)因子農(nóng)業(yè)機(jī)械化,國家勢(shì)必要對(duì)其區(qū)域間的投資力度進(jìn)行改進(jìn)和改善,同時(shí)各區(qū)域也應(yīng)在考慮區(qū)域資源系統(tǒng)彈性限度的基礎(chǔ)上重點(diǎn)扶持節(jié)能型和低碳型的農(nóng)業(yè)機(jī)械化,著手構(gòu)建保障資源健康以及緩解區(qū)產(chǎn)業(yè)域集聚的農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展新格局[7]。

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