大農(nóng)業(yè)視角下休閑農(nóng)業(yè)、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)升級與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長

仇 偉，盧東寧

（延安大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，陜西 延安 716000）

近年來，休閑農(nóng)業(yè)正以較快的速度發(fā)展，且在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長進程中的作用愈發(fā)明顯。休閑農(nóng)業(yè)以傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)為基礎(chǔ)，兼具農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)延伸和功能擴展，是第一、第三產(chǎn)業(yè)高度融合下的新型產(chǎn)業(yè)，也是農(nóng)業(yè)與旅游、生產(chǎn)、消費的有機結(jié)合［1，2］?，F(xiàn)階段，休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展勢頭強勁，對區(qū)域內(nèi)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻較為明顯［3］。

學(xué)術(shù)界對于休閑農(nóng)業(yè)及農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展之間的聯(lián)系進行了較為深入的探索，逐步形成了統(tǒng)一的觀點，認(rèn)為發(fā)展休閑農(nóng)業(yè)有利于促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和優(yōu)化，進一步拓寬農(nóng)業(yè)的傳統(tǒng)功能，延長既有的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈，助力發(fā)展農(nóng)村旅游服務(wù)業(yè)，進而加快農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移就業(yè)，增加農(nóng)民收入，從而有效地帶動當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展，提高農(nóng)業(yè)經(jīng)濟效益［4，5］。以往研究是將休閑農(nóng)業(yè)置于傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的范疇內(nèi)，即以種植業(yè)為主，農(nóng)、林、牧、漁業(yè)共同發(fā)展的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，在此基礎(chǔ)上研究農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長關(guān)系，這主要是考量農(nóng)、林、牧、漁業(yè)之間產(chǎn)值的變動如何影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展。然而，隨著農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)分工越來越明細(xì)，現(xiàn)代農(nóng)業(yè)已經(jīng)超越傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的外延，逐漸演化成為大農(nóng)業(yè)［6］。分析既有的研究，很少有學(xué)者在大農(nóng)業(yè)范疇內(nèi)分析三者之間的關(guān)系?；诖筠r(nóng)業(yè)的概念，休閑農(nóng)業(yè)具有農(nóng)業(yè)第三產(chǎn)業(yè)性質(zhì)，按照農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的基本規(guī)律，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在優(yōu)化升級的過程中逐步向高級化方向發(fā)展，也就是由農(nóng)業(yè)第一、二產(chǎn)業(yè)占主導(dǎo)地位逐漸向農(nóng)業(yè)第三產(chǎn)業(yè)占優(yōu)勢地位的趨勢發(fā)展。因此，將休閑農(nóng)業(yè)置于大農(nóng)業(yè)范疇內(nèi)，分析休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展如何促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)升級，進而如何影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展。

1 理論分析與模型構(gòu)建

休閑農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)融合特性使各相關(guān)產(chǎn)業(yè)之間的橫向合作和縱向聯(lián)系的可能性增加，從而在區(qū)域內(nèi)形成產(chǎn)業(yè)集聚。由于產(chǎn)業(yè)聚集具有知識和技術(shù)的溢出效應(yīng)，基于內(nèi)生增長理論，經(jīng)濟增長是知識、技術(shù)、資本等要素投入的結(jié)果，由此可以得出，產(chǎn)業(yè)聚集與經(jīng)濟增長之間具有較為明顯的關(guān)聯(lián)性［7］。再次，基于產(chǎn)業(yè)集聚理論，休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展能夠?qū)崿F(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)在地域空間上的聚集，同時促進相關(guān)產(chǎn)業(yè)之間的相互融合，以實現(xiàn)區(qū)域內(nèi)資源優(yōu)化配置，從而促進地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長［3］。借鑒葛新元等［8］、官愛蘭等［9］的經(jīng)濟增長貢獻因素研究方法，提出休閑農(nóng)業(yè)、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長相關(guān)性的實證研究模型：

式中，被解釋變量AGDP表示農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，核心解釋變量LA表示休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展，AW表示農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層級，控制變量AER表示農(nóng)業(yè)領(lǐng)域環(huán)境規(guī)制，AEP表示農(nóng)業(yè)人力資本。t表示第t年，β1、β2、β3、β4分別為自變量系數(shù)值，表示對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響程度，α0為常數(shù)項，εt為隨機誤差項，ut為殘差項。

2 變量及數(shù)據(jù)說明

本研究數(shù)據(jù)主要來自2001—2018年中國相關(guān)部門發(fā)布的數(shù)據(jù)信息。為了方便比較，各時序數(shù)列都以2001年作為基期，計算可價比，然后做自然對數(shù)處理，以消除時序數(shù)列的異方差，利用EViews 7.2軟件進行實證檢驗。

2.1 被解釋變量

農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長（AGDP）以第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重進行核算，通過第一產(chǎn)業(yè)的占比變化來衡量農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的水平，數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)業(yè)年鑒》（2001—2018年）、《中國統(tǒng)計年鑒》（2001—2018年）。

2.2 核心解釋變量

休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展（LA）按照大農(nóng)業(yè)的概念，以農(nóng)業(yè)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的比重進行核算，通過農(nóng)業(yè)第三產(chǎn)業(yè)的占比變化來衡量休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展水平，數(shù)據(jù)來源于《中國休閑農(nóng)業(yè)年鑒》（2015—2018年）、《中國農(nóng)業(yè)年鑒》（2001—2018年）。

農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層級（AW）借鑒靖學(xué)青［10］的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)計算公式，假設(shè)某個區(qū)域有n 個產(chǎn)業(yè)，將這些產(chǎn)業(yè)的層級由高到低進行排列，得出的比值分別記為q（j），則該區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)記為：

2.3 控制變量

農(nóng)業(yè)環(huán)境規(guī)制（AER）的制度本身和制度變遷對經(jīng)濟增長具有一定的促進作用，在諸多影響經(jīng)濟增長因素中，上述兩者對經(jīng)濟增長起到關(guān)鍵性作用，是影響經(jīng)濟長期走向的重要因素［11］。采用農(nóng)村飲用水安全改造工程投資作為環(huán)境規(guī)制的替代指標(biāo)，以農(nóng)村飲用水安全改造工程投資占農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的比例進行核算，該指標(biāo)反映農(nóng)業(yè)環(huán)境規(guī)制的強度，數(shù)據(jù)來源于《全國水利發(fā)展統(tǒng)計公報》（2001—2018年）。

農(nóng)業(yè)人力資本（AEP）的人力資本水平是經(jīng)濟增長過程中非常關(guān)鍵的變量，伴隨著經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變，勞動力素質(zhì)水平在經(jīng)濟增長中的作用已愈發(fā)明顯。另外，基于內(nèi)生增長理論，人力資本也是促進經(jīng)濟增長的重要因素之一［12］。基于數(shù)據(jù)的可得性，選擇農(nóng)業(yè)勞動者的平均受教育年限作為農(nóng)業(yè)人力資本的參考指標(biāo)，并將其與中國勞動者的平均受教育年限的比值進行計算，數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》（2001—2018年）。

3 實證結(jié)果分析

3.1 單位根檢驗

理論上檢驗時序數(shù)列的平穩(wěn)性及階數(shù)通常運用單位根檢驗確定，一般采用ADF 檢驗。運用此方法時，需要確定檢驗方程中是否包含常數(shù)項和時間趨勢項，根據(jù)本檢驗數(shù)據(jù)的特點，認(rèn)為檢驗方程中有常數(shù)項，但沒有趨勢項。采用此方法檢驗原始時序數(shù)列及其一階差分序列是否平穩(wěn)，得出的實證結(jié)果如表1 所示。從表1 可以得出，原序列數(shù)據(jù)的各檢驗統(tǒng)計量T檢驗值都大于5%顯著水平下的臨界值，這表明原序列是非平穩(wěn)的，而經(jīng)過一階差分之后，各檢驗統(tǒng)計量的T檢驗值至少小于5%顯著水平下的臨界值，說明經(jīng)過一階差分后的序列沒有單位根，是平穩(wěn)序列。由此可以證明時序數(shù)列LnAGDP、LnLA、LnAW、LnAER、LnAEP都為一階單整序列，記為I（1），可以進行下一步的協(xié)整檢驗。

表1 單位根檢驗結(jié)果

3.2 協(xié)整分析

根據(jù)模型（1），以農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長作為因變量，以影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的相關(guān)因素作為自變量建立回歸模型，分析各變量的長期均衡關(guān)系。由于各變量都已通過了單位根檢驗，且同為一階單整數(shù)列，可以進行協(xié)整檢驗，檢驗結(jié)果如表2 所示。

表2 協(xié)整檢驗結(jié)果

由表2 可知，回歸方程的P值通過了5%水平的顯著性檢驗，從統(tǒng)計檢驗數(shù)據(jù)來看，方程的擬合優(yōu)度檢驗值R2為0.867 2，調(diào)整后的擬合優(yōu)度檢驗值A(chǔ)R2為0.789 9，說明該方程本身具有一定的統(tǒng)計顯著性和可靠性。

3.3 殘差分析

對長期均衡方程的殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗，如果殘差平穩(wěn)，則說明長期均衡模型有效，具體檢驗結(jié)果如表3 所示。

表3 殘差的單位根檢驗結(jié)果

回歸殘差的單位根檢驗結(jié)果顯示，T檢驗值為-4.083 6，對應(yīng)的檢驗概率為0.009 7，小于1%水平下的臨界值，說明殘差不存在單位根，即殘差是平穩(wěn)的，因此可以證明模型（1）的具體形式如下：

社會養(yǎng)老保險的個人收入公平感知效應(yīng)強于社會醫(yī)療保險的個人收入公平感知效應(yīng)，可能是因為社會養(yǎng)老保險是直接涉及投保人退休之后經(jīng)濟水平和生活能力，而醫(yī)療保險是對疾病傷害的報銷和補助，對投保人經(jīng)濟能力的作用是間接的，因此對于個人收入公平感知而言社會養(yǎng)老保險的影響力大于社會醫(yī)療保險。

從式（3）中可以看出，LAt與AGDPt呈正相關(guān)，表明休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長具有正向促進作用，休閑農(nóng)業(yè)每增加1%，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長約0.042 1%；AWt與AGDPt呈正相關(guān)，體現(xiàn)出農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的同向關(guān)系，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級每增長1%，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長0.187 2%；AERt與AGDPt呈負(fù)相關(guān)，說明農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的環(huán)境規(guī)制對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長起到一定約束作用，環(huán)境規(guī)制的強度每增加1%，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟減少0.045 2%；AEPt與AGDPt呈正相關(guān)，表明農(nóng)業(yè)人力資本的增加對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長起到一定的促進作用，農(nóng)業(yè)人力資本每增加1%，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長0.066 7%。

綜上，從長期來看，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的促進作用較為明顯，休閑農(nóng)業(yè)和農(nóng)業(yè)人力資本對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長具有一定的正向影響，而農(nóng)業(yè)環(huán)境規(guī)制可能抑制農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長。

3.4 VAR 模型及脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

基于上述對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長影響因素的檢驗，運用VAR 模型中的脈沖響應(yīng)函數(shù)來模擬系統(tǒng)受到來自各自變量沖擊時的動態(tài)響應(yīng)機制和長期發(fā)展趨勢。

實證檢驗得出VAR 模型的擬合優(yōu)度檢驗值R2=0.896 8，說明該模型擬合優(yōu)度較好，具有一定的代表性；另外，根據(jù)單位圓曲線以及VAR 模型全部特征根的倒數(shù)值位置圖（圖1），此模型全部特征根的倒數(shù)值都在單位圓之內(nèi)，表明該模型是平穩(wěn)的系統(tǒng)。

圖1 VAR 模型的平穩(wěn)性檢驗

將模型中各個解釋變量對被解釋變量施加一個標(biāo)準(zhǔn)差的脈沖，得到滯后期為1 至10 期的脈沖響應(yīng)系數(shù)，輸出結(jié)果如圖2 至圖5 所示。

圖5 農(nóng)業(yè)人力資本對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的脈沖響應(yīng)

由圖2 可知，對于休閑農(nóng)業(yè)給定的一個正向沖擊，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長累積系數(shù)均為正值?？梢姡谥袊?dāng)前農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)市場供給條件下，休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長會產(chǎn)生正向影響。但隨著時間推移，其累積系數(shù)從第2 期的高位期逐漸下降至一個平穩(wěn)水平，之后基本平行于水平值。這說明，長期來看，休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長起到正向的促進作用，且具有持續(xù)性。

圖2 休閑農(nóng)業(yè)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的脈沖響應(yīng)

由圖3 可知，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響也為正值，說明農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)升級對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長具有促進效應(yīng)，長期來看，其累計系數(shù)值逐漸趨近于水平值，且居于高位值，說明經(jīng)過農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，其對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的促進作用較強，但未來這種促進作用會逐漸減弱。

圖3 農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的脈沖響應(yīng)

由圖4 可知，農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的環(huán)境規(guī)制對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響并不明顯，累計系數(shù)值在第2 期之前為負(fù)值，之后呈緩慢遞增趨勢，在第4 期之后為正值，基本與水平值持平。這說明農(nóng)業(yè)領(lǐng)域環(huán)境規(guī)制的效果并非立竿見影，而是具有一定的時滯效應(yīng)，長期來看，其對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的促進作用不明顯。

圖4 農(nóng)業(yè)環(huán)境規(guī)制對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的脈沖響應(yīng)

由圖5 可知，對于農(nóng)業(yè)人力資本給定的一個正向沖擊，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長累積系數(shù)在第6 期之前均為正值，但隨著時間推移，其累積系數(shù)從第6 期之后逐漸下降至水平值以下，即使后期會緩慢上升，但是增長率相對較低。這說明，短期來看，農(nóng)業(yè)人力資本規(guī)模擴大，對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長起到正向的促進作用，但是長期來看，農(nóng)業(yè)人力資本紅利會逐漸降低。

總體而言，上述脈沖響應(yīng)函數(shù)都呈收斂趨勢，說明模型總體上是有效的。從各時期脈沖響應(yīng)系數(shù)大小來看，休閑農(nóng)業(yè)和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長都存在較為明顯的正向影響，農(nóng)業(yè)人力資本對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的促進作用相對不明顯，而環(huán)境規(guī)制對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響較為有限，基本處于水平值，存在時滯效應(yīng)。

4 結(jié)論及政策措施

基于2001—2018年農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的面板數(shù)據(jù)，在大農(nóng)業(yè)視角下，通過對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長影響因素的研究，驗證了休閑農(nóng)業(yè)、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、農(nóng)業(yè)環(huán)境規(guī)制和農(nóng)業(yè)人力資本對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的貢獻，得出相關(guān)結(jié)論并提出相應(yīng)的政策措施。

1）休閑農(nóng)業(yè)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的提升呈現(xiàn)出持續(xù)正向影響的態(tài)勢，這說明政府調(diào)控對于休閑農(nóng)業(yè)的惠民利農(nóng)作用應(yīng)持續(xù)強化。因此，相關(guān)部門應(yīng)在休閑農(nóng)業(yè)經(jīng)營環(huán)境、政策制定、農(nóng)產(chǎn)品營銷、農(nóng)業(yè)稅費減免、農(nóng)業(yè)金融幫扶、農(nóng)用土地租賃及從業(yè)技能培訓(xùn)等方面發(fā)揮主導(dǎo)作用。同時，注重統(tǒng)籌協(xié)調(diào)各部門行動及利農(nóng)惠農(nóng)政策的持續(xù)性，進一步釋放休閑農(nóng)業(yè)的經(jīng)濟紅利。

2）農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻顯著，表現(xiàn)出了較強的拉動作用，但后期呈緩慢減弱趨勢。為此，應(yīng)該進一步推進農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級進程。在保證農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量穩(wěn)步提升的前提下，加大質(zhì)量監(jiān)督力度，并注重農(nóng)產(chǎn)品品牌的塑造，繼續(xù)穩(wěn)固農(nóng)業(yè)第一產(chǎn)業(yè)的優(yōu)勢地位。提高農(nóng)業(yè)資金、技術(shù)的投入力度，擴展農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈，著力發(fā)展農(nóng)業(yè)第二產(chǎn)業(yè)。創(chuàng)新發(fā)展農(nóng)業(yè)第三產(chǎn)業(yè)，結(jié)合區(qū)域特色，發(fā)展與當(dāng)?shù)刭Y源相適應(yīng)的生態(tài)農(nóng)業(yè)、觀光農(nóng)業(yè)等休閑農(nóng)業(yè)新形態(tài)。

3）農(nóng)業(yè)環(huán)境規(guī)制對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的正向影響相對較弱，甚至表現(xiàn)出時滯效應(yīng)。這可能是由于環(huán)境規(guī)制引起的農(nóng)業(yè)企業(yè)環(huán)境治理成本增加，難以促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，進而影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長。因此，應(yīng)當(dāng)繼續(xù)保持農(nóng)村地區(qū)環(huán)境保護優(yōu)先，經(jīng)濟發(fā)展次之的良性發(fā)展模式，加大環(huán)境治理補償力度以降低農(nóng)業(yè)企業(yè)治污成本，逐步實現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的內(nèi)涵式發(fā)展。

4）農(nóng)業(yè)人力資本對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長具有一定的促進作用，但后期表現(xiàn)出明顯的遞減趨勢。為此，政府應(yīng)當(dāng)加大農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的政策傾斜和投資力度，尤其是在廣大農(nóng)村地區(qū)，應(yīng)繼續(xù)深化農(nóng)村教育體制改革，逐步完善新型農(nóng)村醫(yī)療合作制度，加強農(nóng)民職業(yè)技能培訓(xùn)，以提升農(nóng)業(yè)勞動者的文化水平、健康水平和技能水平，從而提高農(nóng)業(yè)人力資本的整體水平，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定的增長。