張宇青，周應(yīng)恒，易中懿，尹 燕

(1.南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，江蘇南京210095;2.江蘇大學(xué)，江蘇鎮(zhèn)江212013;3.南京農(nóng)業(yè)大學(xué)人文社會科學(xué)學(xué)院，江蘇南京，210095)

一、引 言

農(nóng)業(yè)是國民經(jīng)濟的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，自改革開放以來，黨中央出臺了多項支持農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的政策，特別是自2004年至今連續(xù)10年一號文件接連提出了免除農(nóng)業(yè)稅、發(fā)展科技農(nóng)業(yè)、建設(shè)社會主義新農(nóng)村、加大農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、完善農(nóng)村基本經(jīng)營制度等政策主張，這些都極大促進(jìn)了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的快速發(fā)展。江蘇作為我國經(jīng)濟發(fā)達(dá)地區(qū)之一，近年來在率先實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的進(jìn)程中取得了豐碩成果，如通過農(nóng)機購置補貼政策的實施大力提升了全省農(nóng)業(yè)機械化水平，目前全省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)綜合機械化水平達(dá)70%以上;采取惠農(nóng)政策促使糧食產(chǎn)量九連增，根據(jù)新華網(wǎng)江蘇頻道報道:2012年全省農(nóng)業(yè)科技貢獻(xiàn)率62.3%，比全國平均高8個百分點，糧食單產(chǎn)421.3公斤，比2011年增6.7公斤，其中因單產(chǎn)提高帶來的糧食增產(chǎn)量達(dá)10.7億斤，占增產(chǎn)總量的83%［1］;截止2012年1月，江蘇高效農(nóng)業(yè)、設(shè)施農(nóng)業(yè)占耕地面積比重分別為42.8%和12.2%。農(nóng)林牧副漁業(yè)總產(chǎn)值從2004年的2417.63億元，增加到2011年的5237.45億元(圖1)，經(jīng)計算2004-2011年間的幾何平均增速為10.46%。

在農(nóng)業(yè)產(chǎn)出和增長的影響因素問題上，多年來眾多學(xué)者從各個角度展開了分析。吳玉鳴使用空間計量模型分析了我國各省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的空間分布模式和空間依賴性，認(rèn)為我國省域農(nóng)業(yè)產(chǎn)出空間分布存在局域集聚特征，并且勞動、資本的投入產(chǎn)出彈性很大，而土地貢獻(xiàn)不顯著［2］;林玉芯基于C-D函數(shù)測定了固定資產(chǎn)、勞動力和耕地面積對福建農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)［3］;黨超(2011)使用個體固定效應(yīng)模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)方法對省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，認(rèn)為影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的各項要素投入的作用大小依次為:農(nóng)機總動力、用電量、灌溉面積、化肥使用量［4］。上述研究均是從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的各項要素投入出發(fā)，利用不同的計量模型對農(nóng)業(yè)要素投入產(chǎn)出彈性進(jìn)行測算。

圖1 江蘇農(nóng)林牧副漁業(yè)總產(chǎn)值序列(2004-2011)

還有一些學(xué)者考慮了制度變更、科技發(fā)展、對外貿(mào)易、金融支持對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的影響，喬榛等人就1978-2004年的土地制度、財稅制度變化對農(nóng)業(yè)增長的作用進(jìn)行檢驗，認(rèn)為農(nóng)業(yè)制度變遷對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)很大［5］;李金誠認(rèn)為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變的核心在于提高投入產(chǎn)出比，應(yīng)努力提高農(nóng)業(yè)科技成果產(chǎn)業(yè)化水平［6］;韓作生建立了向量自回歸(VAR)模型就農(nóng)業(yè)科技人力資本對農(nóng)業(yè)增長的促進(jìn)作用進(jìn)行檢驗，發(fā)現(xiàn)科技人力資本的貢獻(xiàn)要超過物質(zhì)資本的投入［7］。白曉燕分析了我國農(nóng)業(yè)政策性金融對農(nóng)業(yè)增長的作用，并使用最優(yōu)子集回歸驗證了兩者間的緊密聯(lián)系［8］。

根據(jù)以上研究可以看出當(dāng)前關(guān)于農(nóng)業(yè)產(chǎn)出和增長影響因素分析大多是從線性角度考慮的，分析各類因素對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出或增長的作用時缺乏非線性考慮——這正是本文研究的核心內(nèi)容。同時在農(nóng)業(yè)要素投入產(chǎn)出彈性的測度上，很少有學(xué)者考慮到農(nóng)民收入水平變化對農(nóng)業(yè)要素投入產(chǎn)出彈性的影響，本文認(rèn)為在相同的要素投入條件下，會因農(nóng)民收入水平變動導(dǎo)致要素投入產(chǎn)出彈性也發(fā)生變動，所以下文將采取Hansen在1999年［9］提出的門檻估計方法使用江蘇13個地區(qū)2002-2011年的面板數(shù)據(jù)，對農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間的關(guān)系進(jìn)行非線性分析，以驗證農(nóng)民純收入變動對農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入產(chǎn)出彈性的影響。

二、模型設(shè)定與估計方法

(一)模型設(shè)定

1.門檻變量選取

已有很多研究證明農(nóng)民收入變動對農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入數(shù)量有顯著的影響，如李孝忠和喬娟認(rèn)為農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)對東北地區(qū)大豆播種面積波動有顯著影響作用［10］;何政道和何瑞銀通過對1989-2006年江蘇數(shù)據(jù)進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn):影響農(nóng)業(yè)機械總動力的因素主要是農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移率和農(nóng)村居民家庭人均純收入［11］;馬驥利用2006年華北平原的調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)家庭非農(nóng)收入對化肥施用量有顯著影響［12］。上述研究都證實了農(nóng)民收入變動會引起農(nóng)業(yè)各物質(zhì)要素投入數(shù)量的變動，意味著農(nóng)民收入間接影響了農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，但是目前關(guān)于農(nóng)業(yè)要素投入產(chǎn)出彈性測算的文獻(xiàn)很少考慮到因農(nóng)民收入水平差異導(dǎo)致的要素投入產(chǎn)出彈性差異。本文認(rèn)為:農(nóng)民收入水平變動不僅通過影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中物質(zhì)要素數(shù)量這一途徑對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出產(chǎn)生影響，還會通過以下兩個途徑對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出產(chǎn)生影響:一是農(nóng)民收入水平變動導(dǎo)致農(nóng)業(yè)要素組合結(jié)構(gòu)發(fā)生變更從而改變要素的產(chǎn)出彈性，收入增加促使了農(nóng)戶加大資本性生產(chǎn)投入支出，如提高農(nóng)機購置和土地承包的數(shù)量，二是農(nóng)民收入提高在使農(nóng)民形成現(xiàn)代市場經(jīng)濟觀念的同時也讓農(nóng)民有更多的資本去主動尋求各類技術(shù)培訓(xùn)和學(xué)習(xí)，讓農(nóng)民的生產(chǎn)技能得到較大的提高，特別是在大力推廣農(nóng)業(yè)機械化過程中農(nóng)民操作、維護(hù)技術(shù)的提升。所以在進(jìn)行農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入產(chǎn)出彈性測算時，應(yīng)當(dāng)考慮到農(nóng)民收入的影響。借鑒黃凌云等人［13］的做法，將農(nóng)民純收入作為門檻變量，構(gòu)建以下模型:

式(1)表示以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)中第i個要素的彈性系數(shù)βi為被解釋變量、農(nóng)民收入inc的多次項inc，inc2，……，incp為解釋變量的回歸方程中，如果dp(p≥2)顯著不為0，說明可以將農(nóng)民收入分成p個區(qū)間，在每個區(qū)間中農(nóng)民收入與βi的關(guān)系是不同的，上述表述是刻畫“門檻效應(yīng)”的“交叉項模型法”，但黃凌云等人認(rèn)為交叉項模型法雖然可以估計出具體門檻值，但無法驗證所估計門檻值的正確性，也無法對內(nèi)生“門檻效應(yīng)”進(jìn)行顯著性驗證，采用面板門檻估計能夠較好的彌補這個缺陷［14］。

2.門檻模型建立

經(jīng)典的柯布 －道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為:

(2)中Y代表農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，A代表一定時期內(nèi)恒定不變的技術(shù)水平，K和L為投入的資本要素和勞動力，α和β分別為資本和勞動力的產(chǎn)出彈性，α+β＞1(＜1，=1)表示規(guī)模報酬遞增(遞減，不變)。兩邊求導(dǎo)得到:

借鑒黨超的定義［4］:農(nóng)業(yè)機械總動力、農(nóng)業(yè)用電量、化肥施用量可以衡量資本的影響，而農(nóng)作物播種面積、有效灌溉面積可以衡量土地的影響。結(jié)合勞動力要素，構(gòu)建生產(chǎn)函數(shù)為:

對兩邊求導(dǎo)后得到:

其中Y表示農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，L表示農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量，s表示農(nóng)作物播種面積，mech表示農(nóng)業(yè)機械總動力，ch表示化肥施用量，elec表示農(nóng)業(yè)用電量，gg表示有效灌溉面積。變量取對數(shù)處理，以消除異方差影響。β1，β2，β3，β4，β5，β6表示待估計參數(shù)，μ 為不可觀測的個體效應(yīng)，ε為隨機擾動項。

式(5)是線性方程，沒有考慮到變量關(guān)系的結(jié)構(gòu)性變更。為了考察變量關(guān)系具有的非線性門檻效應(yīng)，將農(nóng)民純收入(inc)作為門檻變量，在核心變量和控制變量的確定上，因為農(nóng)業(yè)勞動力過剩導(dǎo)致的產(chǎn)出彈性為負(fù)是一個不爭的現(xiàn)實，發(fā)展生態(tài)農(nóng)業(yè)的大背景下減少化肥施用量、實現(xiàn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展已是大勢所趨，所以本文不考察這兩個變量的門檻效應(yīng)。農(nóng)民收入提高直接提升了對農(nóng)業(yè)機械的需求量，促使農(nóng)民在地方政府采取“民辦公助”的方式增加對農(nóng)民用水戶協(xié)會管理的田間工程投入的政策背景下更加積極的參與灌溉管理、提高灌排工程設(shè)施基礎(chǔ)能力，也促使農(nóng)民擴大播種面積和增加了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的用電量?；谝陨峡紤]，本文將lnL，lnch作為控制變量，分別將 lnmech，lngg，lns，lnelec 作為核心變量，形成4個單門檻效應(yīng)估計方程:

其中，π* 是門檻變量inc的門檻值，βij(i=1，2，3，4;j=1，2)表示對應(yīng)第i個核心變量在第j個門檻狀態(tài)下的待估計參數(shù)，α1，α2為控制變量待估計參數(shù)。對于多門檻效應(yīng)，可以進(jìn)一步按照門檻區(qū)間設(shè)定要求進(jìn)行拆分，不再贅述。

(二)估計方法

為了簡化起見，只根據(jù)模型1進(jìn)行估計方法描述。設(shè)定:

為了去除個體效應(yīng)μ的影響，需要先進(jìn)行組內(nèi)均值處理，然后將所有數(shù)據(jù)疊加，從而有以下方程:

在門檻變量(inc)區(qū)間中任意選取選取一個門檻值π1替代π*代入模型(6)進(jìn)行OLS估計，記錄下殘差平方和SSE(π1)，再選取另外一個門檻值π2，估計后得到 SSE(π2)，根據(jù)殘差平方和最小化原則確定較優(yōu)門檻值，再選取其他門檻值進(jìn)行估計后得到殘差平方和與前者進(jìn)行比較，在多次迭代計算后確定最優(yōu)門檻值π*=argminSSE(inc)。黃凌云等認(rèn)為:實際計算過程中采取逐步法實現(xiàn)的計算量過大，采用格柵法(Grid Search)能夠加快計算速度。

Hansen最大的貢獻(xiàn)是提出了對門檻效應(yīng)個數(shù)和門檻值顯著性的“自抽樣”(Bootstrap)檢驗過程，這克服了以往門檻判定過程中使用分組檢驗法和交叉模型法不能對門檻顯著性進(jìn)行檢驗的缺陷，他提出了一個F統(tǒng)計量:

SSE0表示在不存在門檻效應(yīng)原假設(shè)(所有核心變量估計參數(shù)滿足:βi1=βi2，?i)條件下進(jìn)行OLS估計得到的殘差平方和，SSE)和 σ2()為存在門檻效應(yīng)下進(jìn)行估計后得到的殘差平方和與殘差方差。因為門檻值事先未確定，可以使用“自抽樣”(Bootstrap)模擬F值的漸進(jìn)分布。對于估計出的門檻值，需要檢驗其真實性，有:

Hansen認(rèn)為當(dāng)LR(π)＞－2ln(1－(1－α)0.5)時可以拒絕門檻值不真實的原假設(shè)，α為相應(yīng)水平。在確定了第一個門檻值后，可以再在門檻變量區(qū)間中任意選取一個值作為第二個門檻值的初始值，同樣利用殘差平方和最小準(zhǔn)則根據(jù)上述步驟確定門檻值，并對第二個門檻值的顯著性與真實性進(jìn)行檢驗，如果檢驗出第二個門檻值也顯著并真實，可以再用上述過程判定是否存在其他的門檻值，過程如上所述，在此不再贅述。

三、數(shù)據(jù)樣本與變量描述

本文采用2002-2011年江蘇13個地區(qū)(南京、無錫、徐州、常州、蘇州、南通、連云港、淮安、鹽城、揚州、鎮(zhèn)江、泰州、宿遷)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析。農(nóng)業(yè)產(chǎn)出采用農(nóng)林牧副漁業(yè)總產(chǎn)值進(jìn)行衡量，為了剔除價格變動帶來的影響，采用江蘇各年第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值指數(shù)對其進(jìn)行調(diào)整。要素投入指標(biāo)包括農(nóng)林牧副漁從業(yè)人員數(shù)量、農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)機械總動力、化肥施用量、農(nóng)業(yè)用電量、有效灌溉面積等6個指標(biāo)。門檻變量為農(nóng)村居民人均純收入。數(shù)據(jù)來源于各年《江蘇統(tǒng)計年鑒》，具體變量說明及描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

表1 變量說明及描述性統(tǒng)計(2002-2011年，N=13地區(qū)，T=10年，NT=130)

圖2-1至2-6是描述lnY序列與各個解釋變量對數(shù)序列間關(guān)系的的散點圖，有以下結(jié)論:①勞動力數(shù)量對數(shù)與與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出對數(shù)間的關(guān)系在江蘇絕大部分地區(qū)均表現(xiàn)明顯的負(fù)相關(guān)。②播種面積對數(shù)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出對數(shù)之間的關(guān)系在江蘇各個地區(qū)有顯著差異，無錫、常州、鎮(zhèn)江等地區(qū)整體上表現(xiàn)為播種面積對數(shù)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出對數(shù)無顯著關(guān)系(散點圖路徑近似垂直于橫軸)，而在揚州、鹽城、徐州等一些地區(qū)則表現(xiàn)為較為明顯的正相關(guān)關(guān)系，南京、蘇州則體現(xiàn)為較明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系。③農(nóng)業(yè)機械總動力對數(shù)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出對數(shù)的關(guān)系在各地區(qū)存在差異，在包括南通、徐州、鹽城、淮安在內(nèi)的大部分地區(qū)體現(xiàn)為正相關(guān)，而在無錫、蘇州等地區(qū)表現(xiàn)為弱負(fù)相關(guān)。④化肥施用量對數(shù)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出對數(shù)的關(guān)系在蘇錫常地區(qū)和南京表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)，而在鎮(zhèn)江、徐州、鹽城等大部分地區(qū)則表現(xiàn)為正相關(guān)。⑤用電量對數(shù)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出對數(shù)的關(guān)系在各地區(qū)體現(xiàn)為正相關(guān)關(guān)系，但在相關(guān)程度上各地區(qū)存在一定差異。⑥有效灌溉面積對數(shù)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出對數(shù)之間的關(guān)系在各地區(qū)存在差異，從整體上看呈明顯正相關(guān)關(guān)系。

圖2 －1 lnL與lnY散點圖

圖2 －2 lns與lnY散點圖

圖2 －3 lnmech與lnY散點圖 l

圖2 －4 lnch與lnY散點圖

圖2 －5 lnelec與lnY散點圖

圖2 －6 lngg與lnY散點圖

四、實證分析

(一)門檻效應(yīng)檢驗

根據(jù)上文模型設(shè)置，利用Stata 11.0軟件進(jìn)行計算。因為需要考察的核心變量個數(shù)不唯一，如果分別進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗可能會使模型1—模型4產(chǎn)生不同的門檻區(qū)間個數(shù)，不利于從總體上考察農(nóng)民收入變動如何影響了各農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入產(chǎn)出彈性，也不利于對比分析，故本文對4個模型均設(shè)置為單門檻并進(jìn)行檢驗和估計。表2是給出了單門檻效應(yīng)的檢驗結(jié)果，第2-5列顯示4個模型均在1%水平上顯著存在門檻效應(yīng)，最后兩列給出了門檻變量的門檻估計值及在95%顯著性水平下的置信區(qū)間。圖3-1至3-4是四個門檻模型估計得出的門檻檢驗圖，橫軸為門檻變量，縱軸為LR值，圖中標(biāo)明了95%顯著性參考線，當(dāng)曲線處于參考線下方意味著此部分門檻值顯著存在。從估計結(jié)果看，四個模型中有三個模型的門檻估計值相同，說明當(dāng)農(nóng)民人均純收入處于10600元門檻值兩邊時，農(nóng)業(yè)機械總動力、灌溉面積、農(nóng)業(yè)用電量對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的彈性存在顯著差異，這體現(xiàn)了以農(nóng)民純收入作為門檻變量考察農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入與產(chǎn)出間的非線性關(guān)系時門檻模型具有較強的一致性。

(二)估計結(jié)果

表3顯示了4個模型的單門檻效應(yīng)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差估計(Robust)結(jié)果，有以下結(jié)論:①模型1、2、3均認(rèn)為農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的彈性系數(shù)在1%水平顯著為負(fù)，說明江蘇各地區(qū)整體上仍然存在著農(nóng)村勞動力過剩的狀況，但模型4認(rèn)為農(nóng)業(yè)勞動力產(chǎn)出彈性在5%水平顯著為正?；适┯昧繉r(nóng)業(yè)產(chǎn)出的彈性在四個方程中不一致，模型1和模型4的估計結(jié)果認(rèn)為在10%檢驗水平上化肥施用量的產(chǎn)出彈性不顯著，模型2估計結(jié)果顯示化肥施用量產(chǎn)出彈性在1%檢驗水平下顯著為正，模型3估計結(jié)果顯示在5%水平下化肥施用量產(chǎn)出彈性顯著為負(fù)。②核心變量估計結(jié)果顯示:在農(nóng)民純收入低于等于10600元時，農(nóng)業(yè)機械總動力水平每提高1%，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出將增加0.53%，而農(nóng)民純收入跨越10600元這個門檻時，農(nóng)業(yè)機械總動力水平每提高1%，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出將增加0.57%，說明農(nóng)民純收入的提高有助于提升農(nóng)機動力單位投入產(chǎn)出彈性;在農(nóng)民純收入低于等于10600元時，有效灌溉面積每提高1%，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出將增加0.69%，而農(nóng)民純收入跨越這個門檻值后，有效灌溉面積每提高1%，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出將增加0.73%，說明農(nóng)民收入提高后會有更多的資本注入農(nóng)田灌溉領(lǐng)域，更有利于節(jié)水工程的推進(jìn)和灌溉效率的提高，從而使單位灌溉面積增加引起的產(chǎn)出增加;在農(nóng)民純收入低于等于10600元時，農(nóng)業(yè)用電量每提高1%，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出將增加0.35%，當(dāng)農(nóng)民純收入跨越該門檻時，產(chǎn)出彈性增加到0.3853，農(nóng)民收入提高直接加快了農(nóng)村電氣化改造進(jìn)程，也使農(nóng)村居民節(jié)能電器使用率得到提高，從而使單位用電量的產(chǎn)出效應(yīng)更大。相比于農(nóng)業(yè)機械總動力、有效灌溉面積、農(nóng)業(yè)用電量，播種面積與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出間非線性關(guān)系的拐點對農(nóng)民純收入的要求相對較高，門檻值為11800元，當(dāng)農(nóng)民純收入低于該門檻值時，播種面積每增加1%，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出將增加1.72%，當(dāng)跨越該門檻值時，播種面積每增加1%，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出將增加1.75%。上述分析結(jié)果驗證了本文觀點的正確性，農(nóng)民純收入的提高對農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入產(chǎn)出彈性產(chǎn)生了實質(zhì)性的影響，當(dāng)農(nóng)民純收入跨越既定門檻值后，農(nóng)機總動力、有效灌溉面積、農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)用電量的產(chǎn)出彈性都有所增加。

表2 1000次“自抽樣”(Bootstrap)的門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果

圖3-1 模型1門檻檢驗圖

圖3-2 模型2門檻檢驗圖

圖3-3 模型3門檻檢驗圖

圖3-4 模型4門檻檢驗圖

(三)各地市門檻狀態(tài)判定

根據(jù)兩個門檻值(10600和11800)，將江蘇13個城市進(jìn)行分類。從表4可以看出2011年南京、無錫、常州、蘇州、南通、揚州、鎮(zhèn)江、泰州等8個地區(qū)的農(nóng)民純收入已經(jīng)跨越10600元處于較高農(nóng)民純收入?yún)^(qū)間，而徐州、連云港、淮安、鹽城、宿遷等5個地區(qū)農(nóng)民純收入未跨越該門檻，但鹽城農(nóng)民純收入已經(jīng)為10511元，即將跨越門檻值進(jìn)入較高區(qū)間。南京、無錫、常州、蘇州、鎮(zhèn)江等沿江5市農(nóng)民純收入同時超過11800元，而其他8個地區(qū)均處于該門檻值以下。通過以上分析，認(rèn)為蘇錫常、南京、鎮(zhèn)江等地區(qū)的農(nóng)作物播種面積的產(chǎn)出彈性與其他未跨越相應(yīng)門檻值的地區(qū)存在一定差異，蘇中地區(qū)(南通、揚州、泰州)農(nóng)機化動力、有效灌溉面積、農(nóng)業(yè)用電量等要素的產(chǎn)出彈性與蘇北地區(qū)(徐州、連云港、淮安、鹽城、宿遷)等地區(qū)存在著顯著差異。

表3 單門檻模型穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差估計結(jié)果

表4 2011年江蘇各地區(qū)門檻狀態(tài)劃分

五、全文總結(jié)

本文利用2002-2011年江蘇13個地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建了以農(nóng)民純收入為門檻變量的農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的門檻模型，主要結(jié)論如下:

一是農(nóng)業(yè)機械總動力、有效灌溉面積、農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)用電量等土地、資本要素與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出間的關(guān)系存在著非線性特征。當(dāng)農(nóng)民純收入高于10600元時農(nóng)機總動力，有效灌溉面積、農(nóng)業(yè)用電量帶來的產(chǎn)出彈性分別為 0.5723、0.7344、0.3853，高于未跨越10600元門檻值時的0.5273、0.6900、0.3475，三種要素的投入產(chǎn)出彈性在門檻值左右兩側(cè)的差異分別為 0.045、0.0444、0.0378，說明農(nóng)民純收入超過10600元門檻值時，按照產(chǎn)出彈性增加量的要素排序為:農(nóng)機總動力＞有效灌溉面積＞農(nóng)業(yè)用電量。當(dāng)農(nóng)民純收入高于11800元時，播種面積帶來的產(chǎn)出彈性也有所增加，從1.7151增加到了1.7466，計量分析結(jié)果充分證明了農(nóng)民純收入提高會對各農(nóng)業(yè)生產(chǎn)物質(zhì)要素的投入產(chǎn)出彈性形成顯著影響。

二是2011年江蘇13個地市平均農(nóng)民可支配收入為11834.77元，跨越了11800元的門檻值，意味著江蘇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)各物質(zhì)要素與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的關(guān)系已經(jīng)進(jìn)入了一個新的階段，所以江蘇應(yīng)當(dāng)在實現(xiàn)農(nóng)民增收的同時，大力推廣農(nóng)業(yè)科技和農(nóng)業(yè)機械化以實現(xiàn)單產(chǎn)效率的提高，同時土地作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基本要素，一定要保證播種面積數(shù)量維持在一個合理的水平，并且要努力實現(xiàn)播種面積的穩(wěn)中有升和不斷提高土地產(chǎn)出率。因為農(nóng)村用電量的產(chǎn)出彈性有所提高，國家電力部門應(yīng)當(dāng)積極主動與農(nóng)業(yè)部門和各級鄉(xiāng)鎮(zhèn)建立連接機制，對區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)用電需求進(jìn)行預(yù)測并合理配置電力負(fù)荷，積極進(jìn)行供電創(chuàng)新、優(yōu)先滿足農(nóng)業(yè)生產(chǎn)用電需求。

三是江蘇整體上農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中化肥施用量產(chǎn)出彈性不明確，但從散點圖來看，在一些蘇北地區(qū)化肥施用量與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出為正相關(guān)關(guān)系，這些地區(qū)在一定時期內(nèi)化肥施用量還會有所增加，農(nóng)業(yè)部門應(yīng)當(dāng)掌握化肥投入面源污染的變化規(guī)律及其驅(qū)動機制，并引導(dǎo)農(nóng)民采用親環(huán)境的施肥技術(shù)、降低農(nóng)戶化肥施用水平。

四是蘇南和蘇中地區(qū)的農(nóng)民純收入水平較高，有效的提升了農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入產(chǎn)出彈性，但宿遷、淮安、連云港等地區(qū)的農(nóng)民純收入仍在9000元門檻值以下，距離10600元門檻值還有一定的距離，制約了農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入產(chǎn)出彈性的提高，所以應(yīng)當(dāng)采取各種有效手段促使蘇北地區(qū)農(nóng)民純收入得到較快增長。

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