□文/趙巧峰 申 鵬（貴州大學(xué)管理學(xué)院 貴州·貴陽）

貴州省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長影響因素實證分析

□文/趙巧峰 申 鵬
（貴州大學(xué)管理學(xué)院 貴州·貴陽）

本文運(yùn)用1998～2012年貴州省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)相關(guān)數(shù)據(jù)，運(yùn)用理論分析和實證分析相結(jié)合的研究方法，建立農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、農(nóng)業(yè)資本投入、農(nóng)業(yè)勞動力投入、農(nóng)作物播種面積和農(nóng)用機(jī)械總動力之間的多元線性回歸模型，分析探討貴州省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的主要影響因素，并提出政策建議。

貴州；農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長；影響因素；OLS；經(jīng)濟(jì)學(xué)分析

收錄日期：2014年12月2日

近年來，貴州省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)始終保持平穩(wěn)較快的發(fā)展，為全省經(jīng)濟(jì)社會持續(xù)健康發(fā)展提供了基礎(chǔ)支撐。為進(jìn)一步推進(jìn)貴州省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，加快發(fā)展產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營，拓寬農(nóng)民增收渠道，農(nóng)業(yè)部2012年制定了《農(nóng)業(yè)部貫徹落實＜國務(wù)院關(guān)于進(jìn)一步促進(jìn)貴州經(jīng)濟(jì)社會又好又快發(fā)展的若干意見>分工方案》，從5個方面提出23條措施，支持貴州省農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

農(nóng)業(yè)增長受到眾多因素的影響。本文運(yùn)用計量分析方法，結(jié)合貴州省近年來農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長情況，探討貴州省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長主要影響因素，進(jìn)而提出相應(yīng)的政策建議。

一、理論模型的構(gòu)建

（一）模型的設(shè)定。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，要素投入量的增加和要素生產(chǎn)率的提高是經(jīng)濟(jì)增長的源動力。本文選取農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的資本、勞動力、土地作為主要投入要素，設(shè)定模型的線性生產(chǎn)函數(shù)形式為：

其中，被解釋變量Y代表農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出，解釋變量K、L、N分別代表資本、勞動力、土地方面的投入，μ為隨機(jī)擾動項。

（二）變量的選取和設(shè)定。考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出Y以貴州省每年實現(xiàn)的農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值表示，并與統(tǒng)計年鑒上的統(tǒng)計數(shù)據(jù)保持一致，即也選取1978年=100的農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值指數(shù)值，來消除價格因素的影響。資本K以貴州省每年的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中間消耗值表示，并同樣選取1978年=100的指

數(shù)值，以消除價格因素的影響。勞動力L以貴州省每年年底農(nóng)林牧漁業(yè)就業(yè)人員數(shù)表示。土地投入N選取貴州省農(nóng)作物播種面積表示。

二、計量模型實證分析

（一）方法的選取。本文擬采用普通最小二乘法（OLS）對模型進(jìn)行回歸，為了保證OLS回歸結(jié)果的有效性，需要對各時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，只有當(dāng)各序列均為平穩(wěn)時間序列或非平穩(wěn)序列均為同階單整序列且存在協(xié)整關(guān)系時，才可以運(yùn)用普通最小二乘法OLS進(jìn)行回歸。

1、變量的單位根檢驗。由于非平穩(wěn)時間序列回歸分析容易產(chǎn)生偽回歸，有必要對選入模型的各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。本文選用迪基-富勒（ADF）檢驗來對各變量及它們的差分序列進(jìn)行單位根檢驗。（表1）由表1可知，各原序列在10%的水平下均為不平穩(wěn)序列，而二階差分后在10%的水平上均平穩(wěn)，所以這些序列都是二階單整序列，因此可以對其進(jìn)行回歸分析。

表1 各序列變量的單位根檢驗

2、協(xié)整檢驗。由各變量的單位根檢驗可以得出，各原序列為同階單整序列，現(xiàn)需要對模型的解釋變量與被解釋變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗。對方程（1）的線性生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行最小二乘法估計得到殘差序列et，對et進(jìn)行ADF檢驗以判斷協(xié)整關(guān)系是否存在。（表2）檢驗結(jié)果表明，殘差序列et的ADF值小于各顯著水平下的檢驗臨界值，說明殘差序列et不存在單位根，為平穩(wěn)序列，故被解釋變量與解釋變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即模型的構(gòu)建是有意義的，表明農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出與資本、勞動和土地存在長期的均衡關(guān)系。所以，該模型滿足普通最小二乘法線性回歸的條件，可以進(jìn)行線性回歸。

表2 殘差序列的ADF檢驗

（二）模型的估計。由以上的單位根檢驗和協(xié)整關(guān)系檢驗，得出結(jié)果該模型滿足OLS線性回歸的條件，可以進(jìn)行線性回歸。先用Eviews5.0軟件對方程（1）進(jìn)行估計。（表3）由表3結(jié)果表明，模型中的土地投入因素N的T檢驗值沒有通過顯著性檢驗，則模型中存在未解決的問題，所以需要進(jìn)一步對模型進(jìn)行檢驗。

表3 OLS線性回歸估計結(jié)果

（三）模型估計式的經(jīng)濟(jì)意義檢驗。根據(jù)表3的回歸結(jié)果可知，貴州省農(nóng)業(yè)資本投入量的增加促進(jìn)了農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的提高，即資本投入量與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出正相關(guān)，這符合實際的經(jīng)濟(jì)情況，所以資本K的回歸系數(shù)為正，對實際經(jīng)濟(jì)情況具有良好的解釋力。貴州省農(nóng)業(yè)勞動力投入L，即農(nóng)林牧漁業(yè)就業(yè)人數(shù)回歸系數(shù)為負(fù)，與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，這與貴州省第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)勞動力接近2/3的現(xiàn)狀相符。根據(jù)表3可知，貴州省農(nóng)業(yè)土地投入N的T值沒有通過顯著性檢驗，這可能是由于模型中存在異方差，自相關(guān)或者多重共線性有關(guān)，所以需要對模型進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗。

（四）模型估計式的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗。根據(jù)表3的估計結(jié)果來看，調(diào)整的可決系數(shù)R2達(dá)到了0.999223，回歸方程的F值也通過了顯著性檢驗，這說明解釋變量總體對被解釋變量具有很強(qiáng)的解釋力?；貧w方程中資本K、勞動力L的T值的可能概率，均小于0.05，通過了T檢驗，故解釋變量K、L對被解釋變量Y具有較強(qiáng)的解釋力。然而，土地投入N的T檢驗可能概率為0.0744，大于0.05，未通過T檢驗，因此土地投入N對被解釋變

量的解釋力較弱，有待進(jìn)一步考察其原因。

表4 White檢驗結(jié)果（不含交叉項）

表5 LM檢驗結(jié)果（階數(shù)=1）

1、異方差檢驗。運(yùn)用懷特（White）檢驗法檢驗?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诋惙讲钚?。結(jié)果見表4。（表4）由表4White檢驗結(jié)果中統(tǒng)計量Obs*R-squared的P值可知，其值大于正常顯著性水平0.05，即應(yīng)該接受模型同方差的原假設(shè)，表明模型不存在異方差性。

2、自相關(guān)檢驗。由表3的估計結(jié)果可知，DW值為2.470577，在5%的顯著性水平下，DW值落在臨界值4-dU= 2.25和4-dL=3.18之間的不確定區(qū)域，因此無法判斷該模型是否存在一階自相關(guān)。據(jù)此，運(yùn)用LM檢驗法（又稱BG檢驗法）檢驗?zāi)Ｐ褪欠翊嬖谧韵嚓P(guān)性。估計結(jié)果見表5。（表5）由表5中估計結(jié)果知，LM檢驗結(jié)果中的統(tǒng)計量Obs*R-squared的P值大于平常設(shè)定的顯著性水平0.05，即應(yīng)該接受模型不存在一階自相關(guān)的原假設(shè)，故模型不存在一階自相關(guān)性。

3、多重共線性檢驗。為了檢驗?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诙嘀毓簿€性，需要先對各解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)做一個簡單的計算。（表6）由表6可以看出，有些解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)達(dá)到了0.9以上，說明模型存在一定程度的多重共線性?，F(xiàn)運(yùn)用逐步回歸法剔除可能引起多重共線性的解釋變量，并觀察擬合優(yōu)度和各參數(shù)顯著性的變化情況，從而確定估計方程中的解釋變量個數(shù)。由于土地投入N的T檢驗值沒有通過顯著性檢驗，則首先剔除掉變量N再運(yùn)用OLS法進(jìn)行線性回歸，得出表7。（表7）

表6 解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)

表7 OLS線性回歸估計結(jié)果

由表7可知，剔除掉土地投入N后，剩下的兩個解釋變量K、L對被解釋變量Y具有良好的解釋力，T值、F值均顯著，且擬合優(yōu)度達(dá)到0.999很高的水平，因此剔除土地要素是合理的，從而確定本研究的最終估計式為：

Y=160.3434+2.145617K-0.060904L

T值（5.371099）（34.31700）（-3.536163）

R2=0.999174，調(diào)整后的R2=0.999036

DW=1.908344，F(xiàn)=7253.599

經(jīng)檢驗，該模型不存在異方差性和序列相關(guān)性。

三、模型估計結(jié)果的經(jīng)濟(jì)學(xué)分析

本文采用的是貴州省1998～2012年的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)方面的時間序列數(shù)據(jù)，包括四個變量，即貴州省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出Y，貴州省農(nóng)業(yè)資本投入K，貴州省農(nóng)業(yè)勞動力投入L，貴州省農(nóng)業(yè)土地投入N，并根據(jù)各個變量的可獲得性，選取適當(dāng)?shù)臄?shù)據(jù)進(jìn)行替代。本文數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》以及《貴州省統(tǒng)計年鑒》，通過對所選取數(shù)據(jù)的計量分析和檢驗，對貴州省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響因素得出最終結(jié)果。

根據(jù)本文的回歸分析結(jié)果表明，貴州省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出的主要影響因素是貴州省農(nóng)業(yè)資本投入和農(nóng)業(yè)勞動力投入要素。由于本文的農(nóng)業(yè)資本投入選取的是統(tǒng)計年鑒中的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中間消耗值，即涵蓋了農(nóng)田化肥施用量、農(nóng)藥使用量、農(nóng)膜地膜施用量、農(nóng)業(yè)用電量等中間物質(zhì)投入，因而根據(jù)本文分析結(jié)果可知，這些中間物質(zhì)消耗對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正向作用。由分析結(jié)果中資本投入K的系數(shù)為2.145617可知，近10多年來，貴州省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中這些中間消耗的物質(zhì)要素是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵因素，增加這幾種中間消耗物質(zhì)要素的投入量，可實現(xiàn)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的顯著增加；而且在增加這些因素投入量的同時，如果提高這幾種因素的投入質(zhì)量，可以改善農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量，提高投資效率，保持土地的肥沃，能夠?qū)崿F(xiàn)貴州省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長。

根據(jù)本文回歸分析結(jié)果顯示，顯著影響貴州省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的因素還有貴州省農(nóng)業(yè)勞動力的投入這一要素，但是這一要素對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響為負(fù)，說明近10多年來貴州省農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)已經(jīng)阻礙了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步增長。因此，為了實現(xiàn)貴州省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長，加快農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)步伐已成為貴州省農(nóng)村工作一個突出又現(xiàn)實的問題。

由于多重共線性的存在，本文的線性回歸過程剔除掉了土地這一變量，即農(nóng)作物播種面積并不是影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的主要因素。可見，近10余年來，通過擴(kuò)大農(nóng)作物播種面積來增加貴州省農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的做法，其效果并不非常顯著。當(dāng)然，這并不意味著耕地已變得不重要，土地依然是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的前提和保障，是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)必不可少的前提條件。由于自然地理條件的原因，貴州省土地資源稀缺，更應(yīng)該通過各種合法手段保護(hù)貴州省耕地面積及耕地質(zhì)量，努力提高單位土地產(chǎn)出，在有限的土地上創(chuàng)造更多的財富。

四、結(jié)論

本文利用面板數(shù)據(jù)計量經(jīng)濟(jì)模型對影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的因素進(jìn)行了實證分析，運(yùn)用普通最小二乘法（OLS）揭示了貴州省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的主要影響因素，以及各影響因素的作用程度。由模型分析結(jié)果可知，資本投入對貴州省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長具有正向的影響，農(nóng)業(yè)勞動力投入對貴州省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長具有負(fù)向的影響，這就給未來貴州省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長提供了相應(yīng)的政策啟示。也就是說，一方面貴州省應(yīng)該增加農(nóng)業(yè)投資來源，創(chuàng)新農(nóng)村金融產(chǎn)品，充分利用民間資本以及大型工商企業(yè)資金，推動貴州省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營，發(fā)展貴州現(xiàn)代山地農(nóng)業(yè)，促進(jìn)貴州省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長；另一方面應(yīng)該積極采取有效措施，促進(jìn)農(nóng)村勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，促進(jìn)貴州省返鄉(xiāng)農(nóng)民工穩(wěn)定就近非農(nóng)就業(yè)和創(chuàng)業(yè)，緩解貴州省第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)勞動力過于“擁擠”的現(xiàn)狀，引導(dǎo)和推動貴州省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)持續(xù)、健康、穩(wěn)定地發(fā)展。

主要參考文獻(xiàn)：

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霍英東教育基金會基礎(chǔ)性研究課題“稟賦、有限理性與新生代農(nóng)民工就業(yè)行為研究”（131110）；中國博士后科學(xué)基金面上資助課題“產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型背景下農(nóng)村勞動力區(qū)域性流動行為研究”（2013M541441）；貴州省教育廳人文社會科學(xué)研究重點(diǎn)項目“貴州民族地區(qū)返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)行為研究”（11ZD004）

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