現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展水平影響因素的實證研究

摘 要：傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)模式逐漸暴露出了許多與當前環(huán)境不相適應(yīng)的問題，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式的土地經(jīng)濟效益低下，因此，找到對農(nóng)業(yè)發(fā)展影響較大的因素，重點改善，對帶動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟又好又快發(fā)展十分必要。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)發(fā)展水平；影響因素；實證研究

一、模型與指標選取

本文以一個拓展的C—D生產(chǎn)函數(shù)形式定義中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)，本文選取2008年到2015年的數(shù)據(jù)，以農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值為被解釋變量，土地流轉(zhuǎn)面積占家庭承包面積比例、農(nóng)副產(chǎn)品加工業(yè)新產(chǎn)品開發(fā)人數(shù)、農(nóng)村發(fā)電量與水庫數(shù)、億元以上農(nóng)產(chǎn)品交易市場數(shù)量與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)用具市場數(shù)量為解釋變量，對當前農(nóng)業(yè)發(fā)展水平的重點影響因素進行研究。

設(shè)函數(shù)形式為：Y=X1α1 X2α2 X3α3 X4α4 X5α5 X6α6+C，兩邊取自然對數(shù)得到回歸模型：1nY=α11nX1+α21nX2+α31nX3+α41nX4+α51nX5+α61nX6

其中，Y表示農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值為被解釋變量，土地流轉(zhuǎn)面積占家庭承包面積比例X1、農(nóng)副食品加工業(yè)新產(chǎn)品開發(fā)人員數(shù)X2、水庫數(shù)X3、農(nóng)村發(fā)電量X4、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)用具市場數(shù)X5、農(nóng)產(chǎn)品市場數(shù)X6為解釋變量，α1～α6是待估參數(shù)，C為殘差項。

二、回歸過程及檢驗

根據(jù)收集到的數(shù)據(jù)，引用最小二乘法，對模型進行回歸后得到結(jié)果如下：

Y1=11092013X1+1003.03X2+509.6942X3-0.196209X4+937069.1X5-10803210X6-595000000

t=（-4.488337）（5.716872）（0.694572）（0.481877）（-0.080323）（4.660620）（-4.488337）

從模型匯總表中可以看出，決定系數(shù)R2=0.999797，可調(diào)整的R2=0.998581，由決定系數(shù)來看，回歸模型高度顯著。F=822.2792，DW=3.423087。

可見，X4的系數(shù)不符合經(jīng)濟意義。因為從經(jīng)濟意義上來看，農(nóng)村發(fā)電量越大，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總產(chǎn)值受到影響越大，即農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值應(yīng)該隨著農(nóng)村發(fā)電量的增加而增加。因此對上述模型進行回歸修正最終結(jié)果如下：

Y=12834128X1+1086595X5-12920324X6-686000000

t=（42.00180）（9.990986）（-6.439179）（-8.531490）

決定系數(shù)R2=0.999492，可調(diào)整的R2=0.999112，F(xiàn)=2625.637。

此時，所有參數(shù)的t值已經(jīng)比較顯著，而且F值也有了一定的增加，故不再刪除變量，選擇此模型為修正后的模型。

結(jié)果顯示：剔除X2、X3、X4后，在顯著性水平a=0.05時，剩余變量的Prob（收尾概率）都小于0.05，全部通過了顯著性T檢驗。又F=2625.637，P=0.000000，回歸通過了F檢驗，表明X1、X5、X6整體上對于Y1有高度顯著的線性影響。從回歸方程可以看到，X1、X5對Y1是正影響，X6起負影響。

主要結(jié)論：從最終的模型來看，X1與X5的回歸系數(shù)估計值分別為12834128、1086595，均大于0，X6的回歸系數(shù)估計值為-12920324，小于0，說明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值與土地流轉(zhuǎn)面積占家庭承包面積比例、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)用具市場數(shù)同方向變動，與農(nóng)產(chǎn)品市場數(shù)反方向變動。當其他條件不變時，土地流轉(zhuǎn)面積占家庭承包面積比例增加1%，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值增加12834128億元，億元以上農(nóng)產(chǎn)品交易市場數(shù)增加1個，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值將增加1086595萬元。

三、異方差檢驗（White檢驗）

由表1，解釋變量共6個，查卡方分布表得知，在5%顯著性水平下，臨界值為12.592。由擬合的數(shù)據(jù)可知，Obs*R-squared=N*R2=7.954013<12.592，故接受原假設(shè)，表明模型中隨機誤差項不存在異方差。

四、結(jié)論

綜上所述，土地流轉(zhuǎn)面積占家庭承包面積的比例（X1）與億元以上農(nóng)產(chǎn)品交易市場數(shù)量（X5）的增加，會引起農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的增長。耕地是農(nóng)民進行糧食生產(chǎn)的基礎(chǔ)，耕地的數(shù)量與質(zhì)量直接影響著糧食的產(chǎn)量以及食品安全。但是我國耕地包括許多閑置土地，這些閑置耕地對產(chǎn)出沒有直接影響?！叭龣?quán)分置”改革實行后，土地流轉(zhuǎn)加快，進一步增強了閑置耕地的使用。此外，由于農(nóng)產(chǎn)品市場的風險較大以及農(nóng)產(chǎn)品自身的特點，專業(yè)農(nóng)場直接進入市場進行交易要支付較高的交易成本。大型農(nóng)產(chǎn)品市場的建設(shè)、產(chǎn)業(yè)化發(fā)展，可以回避市場風險、節(jié)約交易費用、穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品購銷渠道。

因此，應(yīng)著力加強農(nóng)業(yè)市場化建設(shè)，提高商品交易效率，完善農(nóng)產(chǎn)品市場，結(jié)合農(nóng)產(chǎn)品的特性及產(chǎn)銷地，分環(huán)節(jié)、分鏈條進行專門化設(shè)計管理。結(jié)合城市及消費者需求有針對性的建設(shè)農(nóng)產(chǎn)品市場，可以開展國際農(nóng)產(chǎn)品市場試點工作，推動農(nóng)產(chǎn)品國際化。完善市場信息系統(tǒng)，確保廣大農(nóng)民及新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體獲取信息的及時性和有效性，走出一條國際認可的高標準農(nóng)產(chǎn)品市場道路。此外，應(yīng)深化農(nóng)村土地改革，鼓勵農(nóng)地有序流轉(zhuǎn)。穩(wěn)步推進“三權(quán)分置”改革，積極探索土地流轉(zhuǎn)、土地入股和土地托管等多種形式的農(nóng)業(yè)經(jīng)營模式。建立耕地質(zhì)量檢測監(jiān)督機制，對土地污染情況進行動態(tài)監(jiān)測，確保耕地質(zhì)量，使土地能夠得到合理利用，防止水源、土壤等自然資源、生態(tài)環(huán)境污染，耕地流失，農(nóng)地過度開發(fā)與非農(nóng)開發(fā)。督促各經(jīng)營主體對基礎(chǔ)設(shè)施和土壤改良進行投資，合理規(guī)劃開發(fā)農(nóng)村土地資源，使得土地肥力和質(zhì)量不斷提高，確保土地的可持續(xù)利用。

參考文獻

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[2]張淑輝，陳建成，張立中，張新偉.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長及其影響因素的典型相關(guān)分析——以山西為例[J].經(jīng)濟問題，2012，（05）：85-88+92.

作者簡介：劉瑋（出生年份1994），女，漢，籍貫：河北唐山，學歷：碩士研究生，研究方向：國民經(jīng)濟學，單位：遼寧大學（遼寧沈陽）。