馬明德，米文寶

(1．北方民族大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，寧夏銀川 750021;2．寧夏大學(xué)資源環(huán)境學(xué)院，銀川 750021)

北方農(nóng)牧交錯(cuò)帶是處于東部農(nóng)區(qū)與西部牧區(qū)的過(guò)渡區(qū)域［1］，是以草地與農(nóng)田大面積交錯(cuò)出現(xiàn)為典型景觀特征的自然群落與人工群落相互鑲嵌的生態(tài)復(fù)合體［2］。交錯(cuò)帶內(nèi)，種植業(yè)與草地畜牧業(yè)相互重疊、交錯(cuò)分布，在生產(chǎn)上，一種生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)方式逐步被另一種生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)方式所替代［3-4］。我國(guó)北方農(nóng)牧交錯(cuò)帶主要分布于半濕潤(rùn)農(nóng)區(qū)與干旱、半干旱牧區(qū)接壤的過(guò)渡地帶，是我國(guó)重要的生態(tài)安全屏障［2］，阻擋了來(lái)自我國(guó)西部與北部沙漠的入侵。由于生態(tài)系統(tǒng)的結(jié)構(gòu)、功能及生態(tài)過(guò)程相當(dāng)復(fù)雜，農(nóng)牧交錯(cuò)帶對(duì)于氣候變化與人類干擾均極端敏感［5］，因此農(nóng)牧交錯(cuò)帶常被作為研究全球氣候變化的重要預(yù)警區(qū)［3］。作為我國(guó)傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)區(qū)域與畜牧業(yè)區(qū)域相交匯與過(guò)渡的地帶，農(nóng)牧交錯(cuò)帶是一個(gè)獨(dú)特而重要的產(chǎn)業(yè)界面，這一地帶有農(nóng)有牧，時(shí)農(nóng)時(shí)牧，土地利用上具有宜農(nóng)宜牧的雙重性，農(nóng)牧業(yè)經(jīng)營(yíng)方式粗放，從而造成土地生產(chǎn)潛力下降與生態(tài)環(huán)境破壞［6］;農(nóng)牧交錯(cuò)帶也是我國(guó)典型的貧困地區(qū)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力水平較低，人民生活貧困［7］。同時(shí)，該區(qū)域也是我國(guó)重要的少數(shù)民族聚居區(qū)域。因此，加快農(nóng)牧交錯(cuò)帶農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)加快民族地區(qū)發(fā)展，維護(hù)民族地區(qū)社會(huì)穩(wěn)定意義重大。但是長(zhǎng)期以來(lái)由于受自然與人為因素的雙重影響，該區(qū)域脆弱型自然生態(tài)系統(tǒng)對(duì)自然資源供給的有限性與增長(zhǎng)型社會(huì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)對(duì)自然資源需求的無(wú)限性之間的矛盾無(wú)法調(diào)適，嚴(yán)重制約了該地帶自然生態(tài)與社會(huì)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展［8］。因此，自農(nóng)牧交錯(cuò)帶概念提出以來(lái)，如何確保農(nóng)牧交錯(cuò)帶在生態(tài)環(huán)境安全的前提下，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展，成為學(xué)術(shù)界研究的焦點(diǎn)。

農(nóng)業(yè)是國(guó)民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)，對(duì)促進(jìn)整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展至關(guān)重要。經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出與勞動(dòng)力、土地及資金使用量這三大要素密切相關(guān)［9］。因此，在研究方法上，學(xué)者多采用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)來(lái)測(cè)算各因素對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)［10-14］。計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)要求構(gòu)建模型的時(shí)間序列必須是平穩(wěn)的序列，如果序列不平穩(wěn)，就會(huì)產(chǎn)生“偽回歸”問題，致使回歸模型失去意義，而現(xiàn)實(shí)中大部分時(shí)間序列都是非平穩(wěn)的［15-16］。因此，近年來(lái)有關(guān)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及其影響因素的分析研究多采用單位根、協(xié)整及格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，也有學(xué)者進(jìn)一步運(yùn)用誤差修正模型研究彼此之間的長(zhǎng)、短期調(diào)整關(guān)系［11］。為避免偽回歸，該文以寧夏鹽池縣為研究區(qū)域，在VAR模型分析的基礎(chǔ)上，通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)及方差分解，對(duì)鹽池縣農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與其主要影響因素之間的關(guān)系進(jìn)行分析。

1 研究方法

Sims基于非結(jié)構(gòu)性建模思想，于1980年提出了向量自回歸模型 (Vector Auto-regression，VAR)，該模型能夠使內(nèi)生變量對(duì)模型的全部?jī)?nèi)生變量的滯后項(xiàng)進(jìn)行回歸，從而估計(jì)全部?jī)?nèi)生變量的動(dòng)態(tài)關(guān)系［17］。對(duì)于p階VAR模型，其一般形式為:

式中，Yt是k維內(nèi)生變量向量，Yt-1(i=1，2，…，p)是滯后內(nèi)生變量向量，Xt-1(i=1，2，…，r)是d維外生變量賂量或滯后外生變量向量，p，r分別是內(nèi)生變量與外生變量的滯后階數(shù)。Ai是k×k維系數(shù)矩陣，Bi是k×d維系數(shù)矩陣，這些矩陣都是待估計(jì)的參數(shù)矩陣。εt是由k維隨機(jī)誤差項(xiàng)構(gòu)成的向量，其元素相互之間可以同期相關(guān)，但不能與各自的滯后項(xiàng)相關(guān)，以及不能與模型右邊的變量相關(guān)。

建立VAR模型之后還必須對(duì)其進(jìn)行進(jìn)一步協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)的方法有Engle-Grangle兩步法與Johansen似然比法，對(duì)多個(gè)變量的VAR模型進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)使用Johansen似然比法。VAR(p)模型中，Yt是k維的非平穩(wěn)的I(1)向量，Xt是d維的確定性的外生變量，則將式 (1)可改寫為如下形式:

同時(shí)，為了明確短期內(nèi)各因素對(duì)其他內(nèi)生變量產(chǎn)生的影響與進(jìn)一步分析各因素沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，該文在VAR模型的基礎(chǔ)上，采用脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解技術(shù)分析了各主要影響因素對(duì)鹽池縣農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的動(dòng)態(tài)沖擊效應(yīng)與貢獻(xiàn)度。

2 研究區(qū)域

鹽池縣地處寧夏東部，介于北緯37°04＇～38°10＇，東經(jīng) 106°30＇～107°41＇之間，位于陜甘寧蒙四省區(qū)交界處，面積8 661．3 km2，平均海拔1 600 m。鹽池縣地勢(shì)南高北低，由南向北從黃土高原向鄂爾多斯臺(tái)地過(guò)渡，屬于典型的過(guò)渡地帶，北部與毛烏素沙地相鄰。鹽池縣位于寧夏中部干旱帶，降水稀少，屬于典型的溫帶大陸性氣候。鹽池縣地處農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)，草原寬廣，具備發(fā)展畜牧業(yè)的條件，是寧夏以牧為主的山區(qū)縣，歷史上就是“地利宜耕牧”、“以畜牧業(yè)者多于耕種”，特別是以養(yǎng)殖灘羊而著名，素有“灘羊之鄉(xiāng)”之稱。由于長(zhǎng)期的過(guò)度放牧、過(guò)度墾荒、過(guò)度樵采與不合理的開發(fā)，鹽池縣草場(chǎng)退化嚴(yán)重，沙漠化面積不斷擴(kuò)大，生態(tài)環(huán)境面臨嚴(yán)峻考驗(yàn)。截至2012年，鹽池縣GDP為44．210 4億元，其中第一產(chǎn)業(yè)為5．206 5億元，約占全縣GDP的11．78%;人口16．921 9萬(wàn)人，其中農(nóng)業(yè)人口13．548 5萬(wàn)人，占全縣人口的 80．06%。

3 模型構(gòu)建與結(jié)果分析

3.1 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

土地投入、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、勞動(dòng)力投入、農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步、物質(zhì)投入、財(cái)政支農(nóng)支出等因素是影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的主要因素［18］。耕地是農(nóng)業(yè)發(fā)展必不可少的限制性資源，保持一定面積的耕地，對(duì)于確保農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與糧食安全具有戰(zhàn)略意義［19］;勞動(dòng)力是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)中最活躍的因素之一，也被認(rèn)為是促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)鍵;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)被稱為資源“轉(zhuǎn)換器”，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)劣代表了農(nóng)業(yè)對(duì)資源與能源的轉(zhuǎn)化能力;農(nóng)業(yè)科技已成為促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素，化肥施用量與農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力常被用來(lái)衡量一個(gè)國(guó)家或者地區(qū)的物質(zhì)與農(nóng)業(yè)科技的投入程度;農(nóng)業(yè)是弱質(zhì)產(chǎn)業(yè)，財(cái)政投入對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有顯著的促進(jìn)作用［20］。有鑒于此，該研究以1990～2012年作為研究時(shí)間段，選取第一產(chǎn)業(yè)表征農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)。根據(jù)研究區(qū)域特點(diǎn)，借鑒已有研究成果，分別選取社會(huì)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)中對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)有密切影響的農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、畜牧業(yè)產(chǎn)值、林業(yè)產(chǎn)值、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)人口、耕地面積、化肥施用量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、糧食產(chǎn)量及糧食作物播種面積等9個(gè)指標(biāo)構(gòu)建社會(huì)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)體系。但是協(xié)整分析要求模型中的變量不能過(guò)多，變量個(gè)數(shù)過(guò)多會(huì)影響模型估計(jì)的有效性［21］，因此有必要對(duì)影響鹽池縣農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素進(jìn)行篩選。該研究運(yùn)用主成分分析法對(duì)影響鹽池縣農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的因素進(jìn)行分析，結(jié)果表明有2個(gè)主成分，其中畜牧業(yè)產(chǎn)值、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)人口及化肥施用量等在第一主成分上的載荷較大，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、耕地面積及財(cái)政支農(nóng)支出在第二主成分上的載荷較大。具體數(shù)據(jù)來(lái)自2004～2005年《鹽池縣領(lǐng)導(dǎo)干部統(tǒng)計(jì)手冊(cè)》、2006～2012年《鹽池經(jīng)濟(jì)要情手冊(cè)》、《鹽池縣“十五”統(tǒng)計(jì)年鑒》及《鹽池縣統(tǒng)計(jì)年鑒 (2006～2010年)》。為了消除數(shù)據(jù)的異方差，使各變量之間的擬合效果更好，對(duì)第一產(chǎn)業(yè)、畜牧業(yè)產(chǎn)值、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)人口、化肥施用量、耕地面積、農(nóng)業(yè)產(chǎn)值及財(cái)政支農(nóng)支出等變量原始數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)，分別記作 ln(PI)、ln(AH)、ln(RL)、ln(CF)、ln(CA)、ln(AV)、ln(FS)。

3.2 時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)的第一步是對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，該文運(yùn)用Eviews 6．0軟件，采用ADF(Augmented Dickey-Fuller，ADF)法進(jìn)行時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)［17］。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示，ln(PI)、ln(AH)、ln(RL)、ln(CF)、ln(CA)、ln(AV)、ln(FS)經(jīng)一階差分后，在1%的顯著水平下均是平穩(wěn)的，即以上各變量都是一階單整。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

3.3 協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整關(guān)系揭示的是非平穩(wěn)數(shù)列之間的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，該研究涉及的是多個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)，因此該文采用基于VAR模型的Johansen極大似然法。首先，構(gòu)建各變量組的VAR模型。經(jīng)檢驗(yàn)，所構(gòu)建的VAR模型所有根的模小于1并且位于單位圓內(nèi)，即VAR模型是穩(wěn)定的。其次，VAR模型構(gòu)建中滯后階數(shù)的確定。目前有關(guān)滯后階數(shù)確定的方法較多，該研究采用AIC準(zhǔn)則，最終確定2個(gè)VAR模型最佳滯后階數(shù)為3。最后，協(xié)整檢驗(yàn)。該文采用跡統(tǒng)計(jì)量與最大特征值來(lái)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果表明在顯著性水平為5%的基礎(chǔ)上，2個(gè)模型系統(tǒng)中的變量組之間都至少存在1個(gè)協(xié)整方程 (表2)，具體如下。

表2 Johansen檢驗(yàn)結(jié)果

從協(xié)整方程 (3)可以看出，從長(zhǎng)期看，第一產(chǎn)業(yè)與化肥施用量、畜牧業(yè)之間存在正向關(guān)系，而與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)人口之間存在負(fù)向關(guān)系。第一產(chǎn)業(yè)對(duì)畜牧業(yè)的長(zhǎng)期彈性為0．922 131，說(shuō)明第一產(chǎn)業(yè)對(duì)畜牧業(yè)的變化比較敏感，這與鹽池縣是寧夏重要的畜牧業(yè)大縣，畜牧業(yè)在全縣農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)中占有重要地位的現(xiàn)實(shí)相吻合。化肥施用量的長(zhǎng)期彈性為0．673 354，說(shuō)明化肥施用量對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有較顯著作用。第一產(chǎn)業(yè)對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)人口的長(zhǎng)期彈性為-1．875 014，表明農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力要素的邊際農(nóng)業(yè)產(chǎn)出彈性為負(fù)，大量農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的出現(xiàn)成為制約鹽池縣農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與農(nóng)民收入增加的重要因素，因此，大量農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移問題亟須解決。

從協(xié)整方程 (4)可以看出，從長(zhǎng)期看，第一產(chǎn)業(yè)與耕地面積、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)及財(cái)政支農(nóng)支出之間存在正向關(guān)系。其中，第一產(chǎn)業(yè)對(duì)農(nóng)業(yè)的長(zhǎng)期彈性為0．757 50，說(shuō)明第一產(chǎn)業(yè)對(duì)農(nóng)業(yè)的變化比較敏感，表明農(nóng)業(yè)在鹽池縣第一產(chǎn)業(yè)中具有重要地位。耕地面積的長(zhǎng)期彈性為0．273 480 1，說(shuō)明耕地面積對(duì)第一產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)具有明顯的正向作用。第一產(chǎn)業(yè)對(duì)財(cái)政支農(nóng)支出的長(zhǎng)期彈性僅為0．087 954，這可能與財(cái)政支農(nóng)資金使用結(jié)構(gòu)不合理與使用效率較低有關(guān)。

3.4 脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)分析往往被用來(lái)描述一個(gè)內(nèi)生變量對(duì)由誤差項(xiàng)所帶來(lái)的沖擊的反應(yīng)，即在隨機(jī)誤差項(xiàng)上施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊后，對(duì)內(nèi)生變量的當(dāng)期值與未來(lái)值所產(chǎn)生的影響程度［17］。該文選取滯后期為10年，對(duì)第一產(chǎn)業(yè)與化肥施用量、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)人口及畜牧業(yè)產(chǎn)值進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。在圖1中，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)，縱軸表示脈沖響應(yīng)函數(shù)大小，實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。由圖1(a)可知，第一產(chǎn)業(yè)對(duì)化肥施用量沖擊的響應(yīng)出現(xiàn)較大幅度的波動(dòng)，在即期給化肥施用量一個(gè)正沖擊后，其在第2期降至谷底，約為-0．049，隨后迅速上升，在第4期達(dá)到峰值0．016，在第6期后收斂并趨近于0，說(shuō)明化肥施用量?jī)H在中短期內(nèi)對(duì)第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值有影響，且影響不穩(wěn)定，因此單純依靠要素投入的粗放型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式不具有可持續(xù)性;在當(dāng)期給農(nóng)業(yè)勞動(dòng)人口一個(gè)正沖擊后，第一產(chǎn)業(yè)在第2期小幅上升后迅速下降，在第3期時(shí)負(fù)響應(yīng)最大，約為-0．02，隨后緩慢上升，到第6期后保持穩(wěn)定并趨近于0，這表明鹽池縣在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的勞動(dòng)力投入已趨飽和，繼續(xù)增加勞動(dòng)力要素投入會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面作用。據(jù)統(tǒng)計(jì)，1990～2012年，鹽池縣第一產(chǎn)業(yè)占GDP比重由43．3%下降至12．7%，但鹽池縣農(nóng)業(yè)人口占總?cè)丝诘谋戎嘏c農(nóng)業(yè)勞動(dòng)人口占總勞動(dòng)人口的比重僅以極微弱的比例在下降;同時(shí)，這期間鹽池縣的農(nóng)業(yè)人口與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)人口的絕對(duì)數(shù)分別增加了16 896人與14 985人，但是長(zhǎng)期以來(lái)鹽池縣的二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對(duì)滯后，使二、三產(chǎn)業(yè)無(wú)法大量吸納來(lái)自農(nóng)村的剩余勞動(dòng)力。當(dāng)在本期給畜牧業(yè)產(chǎn)值一個(gè)正沖擊后，第一產(chǎn)業(yè)上升較快，在第3期達(dá)到0．09，隨后下降，至第5期后基本保持穩(wěn)定，說(shuō)明畜牧業(yè)對(duì)第一產(chǎn)業(yè)具有顯著的促進(jìn)作用與較長(zhǎng)的持續(xù)效應(yīng)。據(jù)統(tǒng)計(jì)資料顯示，1990～2012年間，鹽池縣的畜牧業(yè)除在2002～2005年間因國(guó)家實(shí)施“退耕還林還草”與“禁牧封育”工程暫時(shí)受到影響外，其余各年份畜牧業(yè)在農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值中所占比重均在50%左右，而且鹽池縣農(nóng)民人均純收中70%以上來(lái)自畜牧業(yè)。

圖1 脈沖響應(yīng)分析結(jié)果

由圖1(b)可知，當(dāng)在本期給農(nóng)業(yè)產(chǎn)值一個(gè)正沖擊后，第一產(chǎn)業(yè)迅速下降，第5期時(shí)負(fù)響應(yīng)最大，約為-0．121，隨后緩慢上升，到第8期后上升較快，但整個(gè)影響均為負(fù)值。之所以出現(xiàn)這種情況，原因有二:一是近年來(lái)畜牧業(yè)產(chǎn)值在鹽池縣農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值中所占比重最高，就鹽池縣而言，農(nóng)業(yè)與畜牧業(yè)之間是一個(gè)此消彼長(zhǎng)的過(guò)程，即當(dāng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增加時(shí)，畜牧業(yè)產(chǎn)值就會(huì)出現(xiàn)下降，進(jìn)而會(huì)影響到鹽池縣第一產(chǎn)業(yè)的增加。二是由于生產(chǎn)方式粗放，鹽池縣農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的增長(zhǎng)更多的是依靠增加耕地等要素的投入來(lái)實(shí)現(xiàn)的，而且對(duì)農(nóng)牧交錯(cuò)帶而言，增加耕地投入意味著將會(huì)加大草地與林地的開墾力度，會(huì)對(duì)環(huán)境造成不利影響，從而形成外部的不經(jīng)濟(jì)，進(jìn)而影響整個(gè)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。據(jù)統(tǒng)計(jì)，1990～2012年鹽池縣草地面積減少了25．2%，而耕地面積則增加了49．6%，增加的耕地主要來(lái)自對(duì)草地的開墾，過(guò)度開墾加劇了鹽池縣的土地沙化傾向。當(dāng)在本期給耕地面積一個(gè)正沖擊后，第一產(chǎn)業(yè)在1～3期波動(dòng)較大，從第4期開始趨于平穩(wěn)，到第8期時(shí)出現(xiàn)下降，說(shuō)明耕地作為重要的生產(chǎn)要素，其投入增加對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有重要的促進(jìn)作用，但由于生產(chǎn)粗放，又受環(huán)境、政策等因素影響，耕地投入對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)作用具有很大的不確定性。當(dāng)在本期給財(cái)政支農(nóng)支出給一個(gè)正沖擊后，第一產(chǎn)業(yè)下降，至第2期達(dá)到最低值-0．036，隨后迅速上升，至第3期基本平穩(wěn)，到第8期開始下降趨于0值，說(shuō)明財(cái)政支農(nóng)支出波動(dòng)會(huì)在中短期對(duì)第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值產(chǎn)生影響。

3.5 方差分解

方差分解通過(guò)分析每一個(gè)因素沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性［17］。該文選取滯后期為10年，利用方差分析的基本思想分析化肥施用量、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)人口、畜牧業(yè)產(chǎn)值、農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、耕地面積及財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)第一產(chǎn)業(yè)變動(dòng)的貢獻(xiàn)程度 (圖2)。在圖2中，橫軸表示滯后期間數(shù)，縱軸表示各因素對(duì)第一產(chǎn)業(yè)變動(dòng)的貢獻(xiàn)度。由圖2a可知，不考慮第一產(chǎn)業(yè)自身的貢獻(xiàn)度，畜牧業(yè)產(chǎn)值對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)度最大，而且在第3期以后貢獻(xiàn)度持續(xù)保持在25%以上;化肥施用量對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)度較小，維持在4%左右;農(nóng)業(yè)勞動(dòng)人口對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)度最小，不足1%。由圖2b可知，不考慮第一產(chǎn)業(yè)自身的貢獻(xiàn)度，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)度最大，而且在第6期以后穩(wěn)定在40%以上，農(nóng)業(yè)的短期效益高于畜牧業(yè)，這也是農(nóng)業(yè)產(chǎn)值對(duì)第一產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)度較高的一個(gè)重要原因;耕地面積對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)度初期較高，到后期開始下降，總體約為20%以上，說(shuō)明粗放型經(jīng)營(yíng)方式對(duì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)增收效率較低;財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)度在第3期后保持在10%以上，說(shuō)明目前鹽池縣財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)力有限。

圖2 方差分解分析結(jié)果

4 結(jié)論與討論

該文選取寧夏鹽池縣作為研究區(qū)域，在VAR模型分析的基礎(chǔ)上，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)及方差分解技術(shù)，對(duì)影響鹽池縣農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要因素進(jìn)行了實(shí)證分析。分析結(jié)果表明，畜牧業(yè)與農(nóng)業(yè)是鹽池縣重要的兩大產(chǎn)業(yè)，均對(duì)第一產(chǎn)業(yè)具有顯著的促進(jìn)作用與較長(zhǎng)的持續(xù)效應(yīng)，但相比較而言，畜牧業(yè)更符合鹽池縣未來(lái)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的趨勢(shì)與生態(tài)建設(shè)的需要;大量出現(xiàn)的農(nóng)村剩余勞動(dòng)力嚴(yán)重阻礙了當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，因此，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)人口對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)表現(xiàn)出一定的抑制作用，增加勞動(dòng)力投入會(huì)降低農(nóng)業(yè)產(chǎn)值;化肥與耕地是重要的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素，對(duì)第一產(chǎn)業(yè)具有促進(jìn)作用，但受收入水平、技術(shù)進(jìn)步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變與市場(chǎng)價(jià)格不穩(wěn)定等因素的綜合影響，化肥與耕地對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益的提高作用有限;財(cái)政支農(nóng)支出與第一產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)具有一致性趨勢(shì)，但由于目前鹽池縣財(cái)政支農(nóng)資金使用結(jié)構(gòu)不合理，財(cái)政支農(nóng)資金使用效率不高，造成其對(duì)鹽池縣農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用有限。

目前，鹽池縣正面臨著如何在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)，使受損的生態(tài)系統(tǒng)得到有效修復(fù)的難題。由于農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)方式落后、資源利用不合理，以及長(zhǎng)期的過(guò)度放牧與過(guò)度開墾，使鹽池縣的生態(tài)環(huán)境遭到了嚴(yán)重的破壞，處理好環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系，對(duì)鹽池縣生態(tài)安全與社會(huì)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。生態(tài)環(huán)境的治理過(guò)程也是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的過(guò)程，農(nóng)業(yè)是鹽池縣的支柱產(chǎn)業(yè)，也是目前導(dǎo)致當(dāng)?shù)厣鷳B(tài)環(huán)境退化的重要原因之一。通過(guò)分析可知，對(duì)鹽池縣農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展而言，應(yīng)該重點(diǎn)處理好農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率與農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移3個(gè)問題，這與國(guó)內(nèi)相關(guān)研究結(jié)論相吻合［22-25］。研究表明，影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素眾多，而且與純農(nóng)區(qū)與純牧區(qū)相比，鹽池縣的農(nóng)牧業(yè)生產(chǎn)方式是受政治、社會(huì)及氣候等因素綜合交替作用形成的，其農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)出更多的特殊性［26］，因此，準(zhǔn)確研判鹽池縣影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的因素是制定區(qū)域農(nóng)業(yè)發(fā)展政策的重要依據(jù)。但囿于數(shù)據(jù)的可得性與模型假定的限制，該研究未能對(duì)影響鹽池縣農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素做周全考慮，因此今后應(yīng)加強(qiáng)影響鹽池縣農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的各因素綜合作用機(jī)理的研究。

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