摘要：“三農(nóng)”問題一直是困擾我國現(xiàn)代化發(fā)展的重要問題，尤其是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的可持續(xù)發(fā)展問題，近年來一直成為理論界乃至政策部門研究的重點(diǎn)論題。本文根據(jù)可持續(xù)發(fā)展的相關(guān)理論，從影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展的相關(guān)因素出發(fā)，通過建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型進(jìn)行相關(guān)實(shí)證分析，找出影響中國農(nóng)業(yè)發(fā)展的制約因素，并結(jié)合自身專業(yè)知識(shí)提出一些對(duì)策和建議。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè) 可持續(xù)發(fā)展 實(shí)證分析

一、前言

中國是一個(gè)農(nóng)業(yè)大國，有著幾千年的農(nóng)業(yè)發(fā)展歷史，中國13億人民的溫飽問題根本上要靠農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的發(fā)展來解決，在當(dāng)前中國構(gòu)建社會(huì)主義和諧社會(huì)大背景下，中國農(nóng)業(yè)問題尤其是農(nóng)業(yè)的可持續(xù)增長問題就顯得格外重要。中國農(nóng)業(yè)的可持續(xù)性發(fā)展的本質(zhì)是要通過協(xié)調(diào)一切農(nóng)業(yè)資源（無論是自然資源還是社會(huì)資源）、一切生態(tài)資源與人類自身三者之間的關(guān)系，在實(shí)現(xiàn)當(dāng)代人發(fā)展的同時(shí)，又要確保這種發(fā)展不以損害后代人的利益為代價(jià)，即確保后代人發(fā)展的機(jī)會(huì)。這就要求我國農(nóng)業(yè)在發(fā)展時(shí)選擇適合自己的可持續(xù)性增長方式，充分利用現(xiàn)有的有限資源，在不斷出現(xiàn)的環(huán)境污染、資源短缺、需求膨脹、效率低下等環(huán)境下調(diào)整農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)，改變傳統(tǒng)思維，拓寬發(fā)展思路，以促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的有序、健康、穩(wěn)定發(fā)展。

二、我國農(nóng)業(yè)可持續(xù)性增長影響因素的實(shí)證分析

我國的改革開放是從農(nóng)業(yè)開始的，至今為止，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)獲得了空前的進(jìn)步。在這里，我們將利用過去15年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用相關(guān)實(shí)證分析模型加以剖析，從中找出影響中國農(nóng)業(yè)可持續(xù)增長的重要因素。

（一）設(shè)定被解釋變量與解釋變量

根據(jù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展的經(jīng)驗(yàn)，我們且設(shè)定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總產(chǎn)值為被解釋變量（用Y表示），解釋變量分別為：農(nóng)業(yè)勞動(dòng)投入量L（用農(nóng)業(yè)從業(yè)人口表示）；農(nóng)業(yè)資本投入K（分別用化肥施用量K1和農(nóng)村水電建設(shè)投資K2表示）；農(nóng)作物總播種面積R；農(nóng)業(yè)技術(shù)水平T（用農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力 表示）。其它的相關(guān)影響因素譬如農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的政策法規(guī)、經(jīng)濟(jì)制度、工業(yè)化水平等因度量比較困難且對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展的影響不如前幾者顯著，故此不予討論。

（二）數(shù)據(jù)處理與模型關(guān)系設(shè)定

選取過去15年被解釋變量與解釋變量的數(shù)值作為樣本數(shù)據(jù)，如下表所示：

根據(jù)樣本數(shù)據(jù)分別作出被解釋變量Y與解釋變量L、K₁、K₂、R、T之間的散點(diǎn)圖，從散點(diǎn)圖可以判斷解釋變量和被解釋變量之間存在著直接的線性關(guān)系，于是得到該農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)的形式為Y=C+α₁L+α2K₁+α3K₂+α₄R+α₅T+ε

上述模型中， α₁(i=1，2，3，4，5)的經(jīng)濟(jì)意義為解釋變量的產(chǎn)出彈性，所以0≤α₁≤1； 為隨機(jī)誤差項(xiàng)，描述變量外的因素對(duì)模型的干擾；C為常數(shù)虛擬變量，包含政策、法規(guī)、制度等難以量化的因素的影響。

（三）參數(shù)估計(jì)

1．利用Eviews軟件對(duì)上表中的數(shù)據(jù)作OLS分析，分析結(jié)果見下表所示：

Dependent Variable:Y

Method:Least Squares

Date:12/23/06 Time:10:13

Sample:1991 2005

Included observations:15

由上表可知，L對(duì)應(yīng)的t=-2.949088，p=0.0162，且系數(shù)為負(fù)；T對(duì)應(yīng)的t=-2.048352，p=0.0708，且系數(shù)也為負(fù)值，初步判斷其不符合經(jīng)濟(jì)意義。再有K₂對(duì)應(yīng)的t=1.793104，p=0.1065，顯著性比較差，但是K₁的系數(shù)為3.601936，從經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)的角度出發(fā)，應(yīng)選擇剔除K₁。故在此運(yùn)用逐步回歸方法，可以先考慮剔除L和T，再剔除K₁，以增強(qiáng)方程解釋變量的顯著性。

2．剔除L變量，利用OLS方法對(duì)其他變量進(jìn)行分析，得到下面的函數(shù)形式：

Y=-27796.19+7.528936K₁+0.003410K₂+0.119556R-0.271884T

（-2.461813）（9.085577） （6.722781） （1.360102） （-5.320077）

R¹=0.994279 R¹²=0.991990F=434.4530DW=2.008998

我們發(fā)現(xiàn)：T對(duì)應(yīng)的t=-5.320077，p=0.0003，且系數(shù)為負(fù)值，R對(duì)應(yīng)的t=1.360102，p=0.2037，前者不符合經(jīng)濟(jì)意義，后者顯著性比較差，而且對(duì)比（1）和（2）我們發(fā)現(xiàn)判定系數(shù)由0.997下降到0.994，可知L對(duì)被解釋變量的影響程度比較小。

3．剔除T變量，用同樣方法對(duì)其他變量進(jìn)行分析，得到下面的函數(shù)形式：

Y=-3543.564+6.311725K₁+0.001301K₂-0.064538R

（-0.183835）（4.246822） （2.203309） （-0.428017）

R²=0.978085 R¹²=0.972108F=163.6468DW=0.865450

由上式可知，R對(duì)應(yīng)的t=-0.428017，p=0.6769，且系數(shù)為負(fù)值，不符合經(jīng)濟(jì)意義，且顯著性比較差，而且對(duì)比（2）和（3），發(fā)現(xiàn)判定系數(shù)由0.997下降到0.978，說明T變量對(duì)被解釋變量的影響程度不大。

4．剔除K₁變量，利用OLS方法對(duì)其他變量進(jìn)行分析，結(jié)果如下：

Y=-60460.42+0.003564K₂+0.440895R

（-2.805568）（8.975873） （3.061467）

R²=0.942153 R¹²=0.932512 F=97.72277 DW=0.525755

結(jié)果顯示，K2和R的顯著性非常好，擬合優(yōu)度為0.942153，也很好，F(xiàn)=97.72277，也很大，而且隨著L、T、K₂的剔除，常數(shù)C的顯著性明顯逐漸增強(qiáng)，而擬合優(yōu)度R₂只是略微下降，可以得出，方程基本上可以由K₂和R₂來解釋。

基于以上分析，可以得出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)形式為：

Y=-60460.42+0.003564K2+0.440895R

（-2.805568）（8.975873）（3.061467）

R²=0.942153 R¹=0.932512F=97.72277 DW=0.525755

（四）模型的檢驗(yàn)

１．經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)

K₂和R的系數(shù)分別為0.003564和0.440895，說明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和水電建設(shè)投資以及農(nóng)作物播種面積成正比例關(guān)系，符合經(jīng)濟(jì)意義，所以經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)通過。

２．統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)

①t檢驗(yàn)

變量數(shù)k=5，樣本容量n=15，t分布臨界值為：t0.025(15-5-1)=2.262， C的t=-2.805568 ，K₂的t=8.975873，R的t=3.061467，所以在置信水平為95%時(shí)，方程的擬合優(yōu)度比較好，能夠通過變量的顯著性檢驗(yàn)。

②F檢驗(yàn)

模型樣本容量為15，變量數(shù)為5，F(xiàn)0.05(5，9)=3.48而方程的F=97.72277遠(yuǎn)大于臨界值，所以在置信水平為95%的情況下可以認(rèn)為理論方程的線形關(guān)系非常顯著。

③擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

方程的R² =0.942153、R¹²=0.932512，方程的擬合效果還比較好，所以方程的擬合優(yōu)度檢驗(yàn)通過。

３．異方差檢驗(yàn)

利用Park檢驗(yàn)方法得到以下結(jié)果：

1ne²_i=-4.431784-2.1113681nk₂+3.973141Nr

(-0.007507)(-1.301652) (0.07814)

R²=0.214068 F=1.634246 (-0.007507)(-1.301652) (0.07814)

R²=0.214068 F=1.634246

且對(duì)應(yīng)的p值分別為 0.9941，0.2175，0.9390

我們可以看出，變量的t值很小，不僅解釋變量的顯著性非常差，而且方程的總體顯著性也非常差，方程的擬合優(yōu)度僅為0.214068，由此造成方程的相對(duì)誤差極大。因此不存在如上述公式所示的明顯的線性關(guān)系，進(jìn)而表明原模型不存在異方差性。

４．自相關(guān)性檢驗(yàn)

模型的變量數(shù)k=5，樣本容量n=15，顯著性α=0.05時(shí)，查表得： d_L=0.946，d_u=1.543，OL=2.46，說明方程存在一階自相關(guān)性。運(yùn)用迭代估計(jì)法經(jīng)過十次迭代消除一階自相關(guān)性，建立模型為：

Y = -42968.78 + 0.003122K2 + 0.33681R

(-1.032767)(15.939102)(1.26393)

R²=0.975 R¹²=0.967633 DW=1.416593F=130.5462

從經(jīng)濟(jì)意義方面檢驗(yàn)參數(shù)估計(jì)量，各參數(shù)值意義明確，沒有顯著的錯(cuò)誤。從統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)上看，方程的擬合度很高，總體顯著性明顯，在a=0.05顯著水平下，都通過了t檢驗(yàn)，統(tǒng)計(jì)量F=130.5462表明解釋變量K₂、R顯著。根據(jù)以上輸出結(jié)果表明，調(diào)整后模型的DW=1.416593，k=2，n=15，查表得dl=0.946，du=1.543，dl＜DW＜du，不能判斷是否存在自相關(guān)性，然后根據(jù)以下殘差圖可以看出模型已經(jīng)不存在自相關(guān)性，因此模型已經(jīng)消除了自相關(guān)性的影響。

殘差圖

sample:1992 2005

Included observations:14

Q-statistic

probabilities

adjusted for 1

ARMA term(s)

５．多重共線性檢驗(yàn)

在上文參數(shù)估計(jì)過程中，我們已經(jīng)使用了逐步回歸分析方法，因此已經(jīng)消除了方程中的多重共線性問題，在此就不予贅述。

因此，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)的最終模型為：

Y = -42968.78 + 0.003122K2 + 0.33681R

(-1.032767)(15.939102)(1.26393)

R²=0.975 R¹²=0.967633DW=1.416593F=130.5462

這個(gè)模型符合中國的實(shí)際情況。

三、結(jié)論及對(duì)策

通過上面的模型分析，我們可以得出以下結(jié)論，即農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)發(fā)展和農(nóng)業(yè)水電建設(shè)投資尤其是農(nóng)作物總播種面積密切相關(guān)，而與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人口、化肥純施用量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力關(guān)系不是很顯著，我們可作如下解釋，并針對(duì)當(dāng)前現(xiàn)實(shí)提出一些建議或?qū)Σ撸?/p>

（一）就理論模型來看，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)投入與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增長呈負(fù)相關(guān)，這與當(dāng)前我國大部分地區(qū)勞動(dòng)力大量富余的客觀現(xiàn)實(shí)有關(guān)

因農(nóng)村人口和勞動(dòng)力的迅速增長，依靠農(nóng)業(yè)發(fā)展來解決生存的壓力也越來越大，生存的壓力導(dǎo)致耕地過度開墾、地力退化嚴(yán)重、荒漠化問題突出、農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境逐漸惡化，農(nóng)業(yè)的發(fā)展必然不會(huì)體現(xiàn)可持續(xù)性發(fā)展，因而在當(dāng)前強(qiáng)調(diào)技術(shù)輔助農(nóng)業(yè)的時(shí)期，農(nóng)村人口和勞動(dòng)力人口的過速增長對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的增長作用就難以體現(xiàn)出正相關(guān)。因此在這種情況下，要實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)的可持續(xù)性發(fā)展就要采取相應(yīng)措施，使部分農(nóng)業(yè)資源向經(jīng)濟(jì)效益、環(huán)保效益好的漁業(yè)、林業(yè)方面以及與農(nóng)業(yè)密切相關(guān)的副業(yè)轉(zhuǎn)移，鼓勵(lì)那些與農(nóng)產(chǎn)品相關(guān)的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展，亦可以鼓勵(lì)富余的農(nóng)業(yè)人口向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，這樣可以使得農(nóng)業(yè)資源分配更加合理，資源效率也會(huì)得到更好的實(shí)現(xiàn)，也有利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的“一條龍”化經(jīng)營，化解當(dāng)前農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人口尤其是專門依靠耕地生存的種植業(yè)人口的生存壓力。

（二）從理論模型來看，化肥的施用量即農(nóng)業(yè)資本在種植業(yè)上的純投資對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的發(fā)展好像并不顯著

原因是在可持續(xù)性發(fā)展的大前提下，化肥施用量的提高一定時(shí)期內(nèi)確實(shí)可以促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)尤其是糧食生產(chǎn)的發(fā)展，然而化肥的過度投入會(huì)影響生態(tài)質(zhì)量。長遠(yuǎn)來看，對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的發(fā)展并不是一件好事。而且模型結(jié)果顯示，當(dāng)前我國農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力即機(jī)械化程度對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)并沒有顯著作用，說明我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的機(jī)械化水平還不足以顯著影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。因此從我國農(nóng)業(yè)可持續(xù)性發(fā)展的角度來看，必須對(duì)化肥、農(nóng)藥等的施用量加以一定限制，更多的要依靠純技術(shù)創(chuàng)新提高農(nóng)業(yè)尤其與居民生活密切相關(guān)的糧食的產(chǎn)量，國家對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新不僅要大力提倡，更應(yīng)該在資金投入上大力支持，使得農(nóng)業(yè)技術(shù)人員可以放下一切負(fù)擔(dān)專門從事農(nóng)業(yè)技術(shù)（包括農(nóng)業(yè)品種和農(nóng)業(yè)機(jī)械）的開發(fā)和研究。

（三）理論模型的最后結(jié)果顯示，我國目前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)業(yè)水電建設(shè)尤其和農(nóng)作物總播種面積相關(guān)，這從另一個(gè)方面顯示了我國農(nóng)業(yè)可持續(xù)性發(fā)展將面臨的巨大困境

農(nóng)作物總播種面積并不直接和農(nóng)業(yè)增長有關(guān)，而要受到自然災(zāi)害以及人為破壞的影響，因此農(nóng)作物的有效播種面積（農(nóng)作物總播種面積-受災(zāi)面積）在今后將面臨極大挑戰(zhàn)，何況當(dāng)前農(nóng)業(yè)水電建設(shè)正在發(fā)展時(shí)期，并不能很快化解自然災(zāi)害的負(fù)面影響。這告訴我們，我國農(nóng)業(yè)的可持續(xù)性發(fā)展，在今后一段相當(dāng)長的時(shí)期要不懈地加大力度保護(hù)農(nóng)作物播種面積尤其是可用耕地的面積，還要大力開發(fā)農(nóng)村中的水電建設(shè)，盡量減少旱澇災(zāi)害對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的巨大破壞作用。

（四）在農(nóng)業(yè)可持續(xù)性發(fā)展過程中，農(nóng)業(yè)政策對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展的作用也非常顯著

我們可以從模型中推斷出來，國家對(duì)農(nóng)業(yè)的財(cái)政投入在很大程度上直接影響到農(nóng)業(yè)增長，在中國這樣一個(gè)十幾億人口的大國，要養(yǎng)活這么多人就離不開農(nóng)業(yè)的大力發(fā)展，國家不但要大力提高對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)水平的開發(fā)費(fèi)用，培養(yǎng)一支高效精干的農(nóng)業(yè)科技推廣隊(duì)伍，還要加大對(duì)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投入力度，加強(qiáng)對(duì)建設(shè)資金的管理，提高建設(shè)資金的使用效率。

總之，從目前形勢(shì)來看，我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長模式為不可持續(xù)模式，影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的諸多因素不容樂觀，要切實(shí)加快農(nóng)業(yè)發(fā)展，解決困擾中國幾十年甚至更長時(shí)間的“三農(nóng)”問題任重道遠(yuǎn)，需要進(jìn)一步深入研究。

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