1995—2018年的中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長

劉俐

摘 要：為了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟能夠更高效發(fā)展，基于1995—2018年31個省的面板數(shù)據(jù)，以第一產(chǎn)業(yè)增加值代表農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長、建立空間杜賓模型、研究農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的空間相關(guān)性，結(jié)果表明：灌溉、畜牧、機械、土地、勞動力投入對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長具有積極影響;災(zāi)害發(fā)生對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長具有消極影響;各省化肥投入會促進臨近省份的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，各省的勞動力和土地投入會抑制臨近省份農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長;各省的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長對臨近省份存在促進作用。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長;空間計量;Moran I指數(shù)

一、問題的提出

農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長問題一直是國家政府關(guān)注的重點，2018年的“中央1號文件”中也要求以農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為主線，加快實現(xiàn)由農(nóng)業(yè)大國向農(nóng)業(yè)強國轉(zhuǎn)變。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長問題作為國家政府關(guān)注重點的同時也是專家學(xué)者們研究的熱點。

早在20世紀(jì)60年代T.W.Schultz（1964）就將農(nóng)業(yè)問題放到整個國民經(jīng)濟背景下進行考察了[1]，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展受多種因素的影響，如機械投入（Chen等，2008[2]）化肥投入（Harold Adams，1971[3]）勞動力投入（Solow R，1956[4]）灌溉投入（Yujiro Hayami，2005[5]）和災(zāi)害發(fā)生（Raj，1983[6]）。

近年來，隨著空間計量經(jīng)濟學(xué)的發(fā)展，使得越來越多學(xué)者開始重視事物間的空間相關(guān)性（Anselin等，1992[7]）。同時也有學(xué)者將空間關(guān)聯(lián)考慮進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟中。Ulimwengu和Sanyal（2011）以48個國家1961—2006年的數(shù)據(jù)，建立空間Durbin模型，發(fā)現(xiàn)存在顯著的正向的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)溢出效應(yīng)[8]。所以在研究農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的問題時除了考慮各項農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入的影響外，還應(yīng)考慮地區(qū)間的空間溢出效應(yīng)。

但國內(nèi)關(guān)于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟在空間上聚集與差異的研究，大多是描述性或統(tǒng)計性分析。有從農(nóng)民收入的角度來觀察的，劉純陽等（2004）利用變異系數(shù)對1980—2001年中國農(nóng)民收入的區(qū)域差異進行分析，發(fā)現(xiàn)農(nóng)民收入?yún)^(qū)域差異明顯擴大[9]。也有分析農(nóng)業(yè)經(jīng)濟區(qū)域差異原因的，權(quán)麗（2017）通過聚類分析對河南省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟區(qū)域差異原因進行分析，發(fā)現(xiàn)自然資源、區(qū)位條件、經(jīng)濟發(fā)達程度和政府政策是影響河南省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟區(qū)域差異的重要因素[10]。

已有文獻將空間計量方法運用到農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的研究很少。曾國平等（2011）基于1985—2008年31個省的數(shù)據(jù)，通過SLM和SEM空間計量模型，證實了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長存在空間相關(guān)性。但是沒有考慮土地投入等農(nóng)業(yè)要素投入是否也具有空間溢出效應(yīng)[11]?；诖?，從空間外溢的角度出發(fā)，不僅將農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的空間外溢考慮進去，還將土地、機械、化肥、灌溉、勞動力、畜牧投入和災(zāi)害發(fā)生的空間外溢效應(yīng)也考慮進去，以1995—2018年我國31個省的面板數(shù)據(jù)建立SDM模型，驗證31個省之間的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長是否存在空間溢出效益。同時，觀測東、中、西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的狀況，并分析農(nóng)業(yè)要素的投入對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長是否也存在著空間溢出效應(yīng)。

二、研究設(shè)計

（一）空間計量模型的設(shè)立及變量選取

將空間因素引入計量模型，建立空間杜賓模型，模型具體形式如下：

其中LNVPI為第一產(chǎn)業(yè)增加值對數(shù)代表的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長為被解釋變量;i，t分別表示省份和年份;LNT、LNL、LNJ、LNF、LNX、LNG及LNQ為解釋變量，分別為農(nóng)作物總播種面積對數(shù)值表示的土地投入、第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員對數(shù)值表示的勞動力投入、農(nóng)業(yè)機械總動力對數(shù)值表示的農(nóng)業(yè)機械投入、化肥施用量對數(shù)值表示的化肥投入、大牲畜年底頭數(shù)對數(shù)值表示的畜牧投入、有效灌溉面積對數(shù)值表示的灌溉投入及受災(zāi)面積對數(shù)值表示的氣候因素。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文實證研究使用的數(shù)據(jù)樣本為1995—2018年31個省份的省級面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于1995—2018年的《中國統(tǒng)計年鑒》和各省統(tǒng)計年鑒以及EPS數(shù)據(jù)庫、國泰安數(shù)據(jù)庫，其中個別省份缺失數(shù)據(jù)采用平均值填充法補漏。

三、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的空間計量實證分析

（一）農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的全局空間自相關(guān)檢驗

在研究農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的空間關(guān)聯(lián)性前，先對中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的空間自相關(guān)進行檢驗。我國1995—2018年31個省的第一產(chǎn)業(yè)增加值對數(shù)的Moran I指數(shù)值如下表1所示。

從表2中，可以看出以第一產(chǎn)業(yè)增加值表示的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長具有空間相關(guān)性，從1995—2018年的Moran I指數(shù)在0.167到0.286之間波動并在逐漸縮小，表明我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長在空間分布上表現(xiàn)出較強的正向空間關(guān)聯(lián)，且隨著時間的發(fā)展這種關(guān)聯(lián)逐漸變?nèi)酢oran I指數(shù)逐漸減少，這可能與國家為促進各地區(qū)均衡發(fā)展所制定的西部大開發(fā)等戰(zhàn)略有關(guān)。所以空間相關(guān)性的減弱也從一定角度說明了西部大開發(fā)戰(zhàn)略的成功，各區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展逐漸趨向均衡。

（二）局部空間自相關(guān)檢驗

上節(jié)了解到中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長整體上存在空間自相關(guān)，下面進行局部自相關(guān)檢驗，檢驗結(jié)果如圖1所示。

圖1中1—31數(shù)字所對應(yīng)省份分別為北京、天津、河北、山西、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、河南、湖北、湖南、廣東、廣西、海南、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。從圖中可以看出在四個年份中大部分觀測省都位于散點圖一、三象限，1995年位于一三象限的省份共約占77.4%，其中呈現(xiàn)H-H空間聚集特征的占48.4%，呈現(xiàn)L-L空間聚集特征占29.0%;2018年共約占67.7%，其中呈現(xiàn)H-H空間聚集特征的占41.9%，呈現(xiàn)L-L空間聚集特征占25.8%。這表明存在著農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長較快的地區(qū)其臨近的地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長也較快，而農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長較慢的地區(qū)其臨近地區(qū)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長也較慢的現(xiàn)象，并且回歸的擬合線隨著時間的發(fā)展在逐漸變小，這說明這種正的空間關(guān)聯(lián)性在不斷減弱。

同時可以看出呈現(xiàn)H-H聚集特征的大多為中、東部地區(qū)，呈現(xiàn)L-L聚集特征的除北京市、天津市、海南省外基本分布在西部地區(qū)。從各省份所呈現(xiàn)的空間聚集特征中可以看出我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長在空間上的分布不均衡和依賴性，這可能是因為中東部地區(qū)多為平原地理條件的優(yōu)越性使農(nóng)業(yè)能夠較快的發(fā)展;同時，中東部地區(qū)的經(jīng)濟、市場較為發(fā)達，科技較為先進，較之西部地區(qū)更有利于吸引人民發(fā)展農(nóng)業(yè)，推動農(nóng)業(yè)更快的發(fā)展。而西部地區(qū)不僅先天的地理條件惡劣，多為高原，而且經(jīng)濟發(fā)展緩慢，技術(shù)落后難以為農(nóng)業(yè)發(fā)展創(chuàng)造良好的環(huán)境，地區(qū)人民缺少發(fā)展農(nóng)業(yè)的動力，故更難以促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長。

（三）空間計量回歸模型

上文分析可以發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長在各省之間存在顯著正的溢出效應(yīng)，故下面對農(nóng)業(yè)要素投入對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長在空間上的影響程度進行分析，利用stata13.0進行SDM模型的估計，經(jīng)hausman檢驗，模型采取隨機效應(yīng)。同時我們也給出普通面板OLS估計結(jié)果進行比較，估計結(jié)果如下表2所示。

從表2可知，在兩個模型中，機械、化肥、勞動力的投入的系數(shù)顯著為正，氣候因素的系數(shù)顯著為負，說明機械、化肥和勞動力的投入對本地區(qū)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長具有正向的促進作用、自然災(zāi)害的發(fā)生對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長具有負向的阻礙作用，即加大機械、化肥、勞動力的投入會促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，自然災(zāi)害的發(fā)生會抑制農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長。

其他省份的化肥投入對本省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響顯著為正，即周邊省份的化肥投入所帶來的經(jīng)濟效益會溢出到本省，促進本省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長;而周邊省份勞動力投入和土地投入的增加會對本省產(chǎn)生負的空間溢出效應(yīng)，抑制本省的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長。OLS估計結(jié)果顯示本地區(qū)土地投入對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響并不顯著，因為一國土地資源是有限的，一個省份可耕種土地的面積變化也是不大的，所以幾乎可以看做是一個固定的量，所以本地區(qū)的土地投入并不會對本地區(qū)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長產(chǎn)生顯著的作用，但臨近地區(qū)增加土地投入?yún)s會對本地區(qū)產(chǎn)生顯著抑制作用。因為一國的土地資源是固定的，臨近省份土地投入增加了，對于本地區(qū)的土地投入而言就是相對減少了，而土地投入又是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟中必不可少因素，所以臨近省份的土地投入會抑制本省的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長;按照投入與產(chǎn)出的關(guān)系，勞動力投入增加會增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，從而促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，但是這是在靜態(tài)的狀態(tài)下，如果勞動力發(fā)生移動，在各省之間發(fā)生轉(zhuǎn)移，也就是考慮空間因素后，就會存在負的空間溢出效益，因為勞動力的轉(zhuǎn)移是會引起各省間農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的競爭。

SDM模型估計的結(jié)果中空間自相關(guān)回歸系數(shù)顯著為正，與上文莫蘭指數(shù)的估計結(jié)論一致，進一步證明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長在省際間存在空間相關(guān)性。即說明臨近省份的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長對本省份的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長具有促進拉動作用。

四、結(jié)論與對策建議

（一）繼續(xù)推進西部大開發(fā)戰(zhàn)略促進地區(qū)一體化

根據(jù)上文分析結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長在各省份之間存在正向的空間溢出效應(yīng)，也就是說一個省份的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長是會促進其臨近地區(qū)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的。故應(yīng)充分利用這種空間溢出效應(yīng)，促進相鄰地理區(qū)域之間和具有空間經(jīng)濟聯(lián)系的區(qū)域之間的協(xié)同合作，促進中、東部地區(qū)和西部地區(qū)的聯(lián)系，以拉動西部地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長。

（二）科學(xué)規(guī)劃區(qū)域農(nóng)業(yè)功能區(qū)域的劃分

據(jù)上文局部空間聚集性的研究，發(fā)現(xiàn)西部地區(qū)省份主要呈現(xiàn)L-L聚集狀態(tài)，中、東部地區(qū)主要H-H聚集狀態(tài)。也就是說西部地區(qū)的一個省份的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長緩慢，其周圍省份的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長也是緩慢的，而中、東部地區(qū)大多呈現(xiàn)的是一個省份的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長迅速，其周圍省份的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長也是迅速的。所以我們要重視科學(xué)規(guī)劃區(qū)域農(nóng)業(yè)功能區(qū)域的劃分，合理引導(dǎo)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟活動的空間集聚，規(guī)范農(nóng)業(yè)發(fā)展空間秩序，從而充分發(fā)揮區(qū)域農(nóng)業(yè)比較優(yōu)勢和發(fā)展特色農(nóng)業(yè)。

（三）加強區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的要素流動和資源互補

據(jù)SDM模型估計結(jié)果，發(fā)現(xiàn)一個地區(qū)的化肥投入會對臨近地區(qū)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長產(chǎn)生促進作用，土地投入和勞動力投入會對臨近地區(qū)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長產(chǎn)生抑制作用。所以區(qū)域在制定農(nóng)業(yè)政策時，應(yīng)考慮到這種空間溢出效應(yīng)，不應(yīng)只考慮自身的自然資源稟賦、產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)、要素投入以及農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施等條件，還應(yīng)充分重視農(nóng)業(yè)要素溢出、空間依賴等地理相互作用，加強區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的要素流動和資源互補，擴大農(nóng)業(yè)發(fā)展高水平地區(qū)對周邊落后區(qū)域的輻射和帶動能力，促進農(nóng)業(yè)區(qū)域經(jīng)濟協(xié)同合作。從而有利于進一步縮小中國省際農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展差異，實現(xiàn)區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展。

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