鄧茜 劉欣聰

1.四川省農(nóng)業(yè)宣傳中心，四川成都

2.四川農(nóng)業(yè)大學環(huán)境學院，四川成都

0 引言

我國第一產(chǎn)業(yè)分為農(nóng)、林、漁、牧四大類，其中，農(nóng)業(yè)占一半以上，依次是牧業(yè)、漁業(yè)、林業(yè)。四川省第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有悠久的歷史，盛產(chǎn)水稻、玉米、油菜籽、豬肉、雞肉、兔肉等農(nóng)副產(chǎn)品，第一產(chǎn)業(yè)不僅是四川省經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)，也對全國的糧食安全產(chǎn)生具有一定影響。黨的十九大報告中指出“實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略”是現(xiàn)代化經(jīng)濟體系的重要基礎(chǔ)，同時指明了“質(zhì)量興農(nóng)”是未來實現(xiàn)中國特色社會主義鄉(xiāng)村振興的道路[1]。自21世紀以來，四川省第一產(chǎn)業(yè)增加值從945.58億元（2000年）增長至4426.66億元（2018年），但第一產(chǎn)業(yè)占比卻由24.1%（2000年）下降至10.9%（2018年）。這一方面說明了四川省第一產(chǎn)業(yè)高速增長，另一方面說明四川省正面臨第二、三產(chǎn)業(yè)崛起，四川省正處于第一產(chǎn)業(yè)占比逐漸降低的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整時期。因此，根據(jù)2000～2018年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，研究四川省農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的影響因素，將對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、發(fā)展高質(zhì)量農(nóng)業(yè)提供重要的理論支撐。

農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值通常受地區(qū)總?cè)丝凇⒊擎?zhèn)化率、化肥施用量、農(nóng)村用電量、農(nóng)業(yè)機械總動力、耕地面積、作物播種面積等因素的影響，國內(nèi)許多學者對這些因素的影響進行過研究。吳媚等人通過多元回歸模型分析[2]，探究了中國農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值影響因素，認為中國農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值受農(nóng)用化肥施用量、農(nóng)作物播種總面積影響較大，而受耕地灌溉面積影響不大。張新蕾等人運用SBM模型探究了云南省各市州的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率[4]，認為在化肥、農(nóng)業(yè)機械投入方面，工業(yè)可以促進農(nóng)業(yè)發(fā)展，從而影響農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值。羅文奇等人采用主成分分析法和線性回歸模型探究了四川省農(nóng)業(yè)產(chǎn)值影響因素[4]，認為影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的因素有農(nóng)業(yè)機械總動力、耕地面積、農(nóng)村用電量等。

這些因素共同作用于因變量農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值，但是這些因素具有多重線性且不完全獨立，運用多重線性回歸分析將產(chǎn)生一定的誤差。因此，采用通徑分析的方法，可以很好地揭示這些因素對因變量農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的貢獻度[5,6]。

1 數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

四川省農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、四川省總?cè)丝?、城?zhèn)人口的數(shù)據(jù)來自于《四川省國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》。化肥施用量、農(nóng)村用電量、農(nóng)業(yè)機械總動力、耕地面積、作物播種面積的數(shù)據(jù)來自于四川省統(tǒng)計局編的《四川農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。城鎮(zhèn)化率、農(nóng)業(yè)人口由總?cè)丝诤统擎?zhèn)人口的數(shù)據(jù)計算得出。

1.1.1 人口及農(nóng)村人口

四川省總?cè)丝趶?000年的8234.8萬人增長至2018年8 341.0萬人，年均增長率0.07%；城鎮(zhèn)化率由2000年的26.7%增長至2018年的52.3%，年均增長率3.6%；農(nóng)村人口從2000年的6036.1萬人降低至2018年的3979.0萬人，年均增長率-2.17%。四川省政府從“十五”至“十三五”20年間，一直按照黨中央的指導(dǎo)方針，堅持以經(jīng)濟建設(shè)為中心，堅持用發(fā)展和改革的辦法解決前進中的問題，統(tǒng)籌規(guī)劃城市化進程，使四川省的城鎮(zhèn)化率一直逐步提升[7]，而農(nóng)村人口逐步減少。

1.1.2 化肥施用量

化肥施用量一般指本年度內(nèi)實際用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的化肥數(shù)量，化肥種類包括常規(guī)的氮、磷、鉀肥，以及復(fù)合肥料等?；适┯昧堪凑照奂兞坑嬎悖奂兞考礊閷⒌?、磷肥、鉀肥分別按含100%N、含100%P2O5以及含100%K2O進行折算后的數(shù)量，復(fù)合肥按其所含主要成分折算。統(tǒng)計數(shù)據(jù)一般不包括由植物秸稈、畜禽糞便等農(nóng)用廢棄物堆肥產(chǎn)生的生態(tài)肥料?；适┯昧坑?000年的212.6萬t/年增長至2018年的235.2萬t/年，年均增長率0.53%。

1.1.3 農(nóng)村用電量、農(nóng)業(yè)機械總動力

農(nóng)村用電量是指農(nóng)村地區(qū)生產(chǎn)生活用電總和。農(nóng)村用電量從2000年的82.8億度增長至2018年的198.6億度，年均增長率4.71%。農(nóng)業(yè)機械總動力是指全部農(nóng)業(yè)機械動力的額定功率之和，包括由柴油、汽油等作為動力源的農(nóng)業(yè)機械總功率。農(nóng)業(yè)機械總動力從2000年的1679.7萬kW增長至2018年的4603.9萬kW，年均增長率5.45%。

1.1.4 耕地面積、作物播種面積

耕地面積是指種植農(nóng)作物的土地面積，包含熟地、農(nóng)作物為主間種樹木的地、至少保證收獲一季的灘地，每年的耕地面積包含了休耕、臨時種植其他作物的土地面積。四川省耕地面積由2000年的434.61萬hm2增長至2018年的672.27萬hm2，年均增長率2.32%。作物播種面積是指某一年度內(nèi)播種農(nóng)作物的總面積，包含耕地和非耕地。四川省農(nóng)作物普遍可以種植1～2季[8]，故四川省作物播種面積通常大于耕地面積。

1.1.5 農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值

農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值是指一切通過土地進行栽種收獲的谷物、蔬菜、食用菌、中藥材等農(nóng)作物的總產(chǎn)值。四川省農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值由2000年的785.4億元增長至2018年的4153.7億元，年均增長率9.16%。

1.2 研究方法

1.2.1 數(shù)據(jù)歸一化

因每個因素的單位不同，在分析時應(yīng)將其歸一化，使每個因素的值落入[0,1]這個特定區(qū)間，從而減少誤差。各自變量數(shù)據(jù)通過式（1）進行歸一化。

其中，x為歸一化后因素的值；x'為因素的原始數(shù)值；xmax、xmin分別代表x因素原始數(shù)值中的最大值和最小值。

1.2.2 自變量相關(guān)性分析

以四川省農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值為因變量，對其產(chǎn)生的因素包含四川省總?cè)丝跀?shù)、四川省農(nóng)村人口數(shù)、四川省城鎮(zhèn)化率、化肥施用量、農(nóng)村用電量、農(nóng)業(yè)機械總動力、耕地面積、作物播種面積等。這些因素的相關(guān)性分析如表1所示。

表1中，因變量農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值與農(nóng)村人口、城鎮(zhèn)化率、耕地面積、農(nóng)村用電量、農(nóng)業(yè)機械總動力呈極顯著相關(guān)性，與化肥施用量呈顯著相關(guān)。農(nóng)村人口和城鎮(zhèn)化率呈極顯著負相關(guān)（-0.9979），故農(nóng)業(yè)人口對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的貢獻可以被城鎮(zhèn)化率充分表達。因此，將城鎮(zhèn)化率、耕地面積、農(nóng)村用電量和農(nóng)業(yè)機械總動力這4個因素作為自變量進行分析。

1.2.3 通徑分析

通徑分析是一種以多元線性回歸方程組為基礎(chǔ)的拓展分析方法，其主要功能是量化各自變量對因變量的貢獻度[5,9]。農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的通徑圖如圖1所示。其路徑系數(shù)圖如圖2所示。

表 1 自變量與因變量的相關(guān)性表

圖 1 農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的通徑圖

圖中，PUR、PCF、PEC、PTP分別表示自變量城鎮(zhèn)化率（UR）、耕地面積（CA）、農(nóng)村用電量（EC）、農(nóng)業(yè)機械總動力（TP）對因變量農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的路徑系數(shù)；ra、b表示自變量a和b之間的影響系數(shù)。Pe表示誤差e對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的路徑系數(shù)。

式中，ra、y表示自變量a和因變量y之間的間接路徑系數(shù)。

誤差路徑系數(shù)Pe由式（3）計算出。

式中，Pe表示誤差路徑系數(shù)。

決定系數(shù)d用來衡量自變量對因變量的貢獻度。決定系數(shù)分為直接決定系數(shù)和間接決定系數(shù)，直接決定系數(shù)da、y是自變量a對因變量y的直接貢獻度；間接決定系數(shù)da、b是自變量a通過中間變量b路徑影響下對因變量y的間接貢獻度。直接決定系數(shù)由式（4）計算出。

式中，da、y為自變量a的直接決定系數(shù)；Pa為自變量a的通徑系數(shù)。

自變量a、b的間接決定系數(shù)由式（5）計算出。

da、b為自變量a通過中間變量b對因變量y的貢獻度。db、a表示自變量b通過中間量a對因變量y的貢獻度，在數(shù)值上二者是相等的。

2 結(jié)果與討論

2.1 自變量的路徑系數(shù)

城鎮(zhèn)化率、耕地面積、農(nóng)村用電量、農(nóng)業(yè)機械總動力對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的路徑系數(shù)分別為0.9790、0.7996、0.9804、0.9848。

圖 2 路徑系數(shù)圖

農(nóng)村用電量對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值直接路徑系數(shù)（0.5764）最大，其次是農(nóng)業(yè)機械總動力路徑系數(shù)（0.4759）和耕地面積路徑系數(shù)（0.1160），城鎮(zhèn)化率對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值直接路徑系數(shù)為負（-0.1507）。通過“城鎮(zhèn)化率-農(nóng)村用電量-農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值”路徑對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的間接路徑系數(shù)最大（0.5756），通過“農(nóng)村用電量-城鎮(zhèn)化率-農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值”路徑對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的間接負路徑系數(shù)（-0.1575）最大。自變量“城鎮(zhèn)化率”的直接路徑為負，但在通過中間變量“耕地面積”“農(nóng)村用電量”或“農(nóng)業(yè)機械總動力”后，其間接路徑為正。

2.2 自變量的貢獻度

如表2所示，城鎮(zhèn)化率、耕地面積、農(nóng)村用電量、農(nóng)業(yè)機械總動力對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的貢獻度分別為11.50%、7.04%、43.98%、36.35%。

其中，農(nóng)村用電量直接貢獻度、累計間接貢獻度均最大，因而總貢獻度也為最大，是農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的主要貢獻因素。其次是農(nóng)業(yè)機械總動力、城鎮(zhèn)化率、耕地面積，這些因素通過直接或間接路徑對因變量產(chǎn)生了影響。約有1.13%的誤差不能被表中4個自變量解釋，可能是其他因素存在的原因，如化肥施用量、總?cè)丝诘取?/p>

2.3 討論

通徑模型的研究數(shù)據(jù)表明，農(nóng)村用電量的增長是目前四川省農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增加的主要貢獻因素。四川省農(nóng)村用電量主要來自于排灌、山區(qū)抽水、村民生產(chǎn)生活用電。四川地區(qū)主要糧食作物為稻谷，約占糧食總產(chǎn)量的42.0%左右，排灌用電量增加，提高了耕地的灌溉程度，從而增加糧食產(chǎn)量，提高農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值。山區(qū)抽水、村民生產(chǎn)生活用電量增加，一方面由于農(nóng)村生活水平改善，對農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量需求提高，促進農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值提高；另一方面，由于農(nóng)業(yè)自動化設(shè)備的持續(xù)投入，提高了農(nóng)業(yè)種植效率，從而提升了農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值。自變量“農(nóng)村用電量”的直接路徑系數(shù)為正，但在通過中間變量“城鎮(zhèn)化率”后間接路徑系數(shù)為負，這說明城鎮(zhèn)化率增大，農(nóng)村人口數(shù)量減少，導(dǎo)致單位人數(shù)的用電量變大，這可能是由于農(nóng)村通常引進的是勞動密集型企業(yè)，企業(yè)的規(guī)模越大，農(nóng)村用電量越大，被吸引進企業(yè)的勞動力就越多，導(dǎo)致了區(qū)域內(nèi)務(wù)農(nóng)人口相對減少，從而使農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值減少。

其次的貢獻因素是農(nóng)業(yè)機械總動力。在2000年以前，四川省80.0%的耕地位于山區(qū)、丘陵，機械化程度較低，農(nóng)用機械尚未普及，四川地方財政較為困難，很難像沿海發(fā)達地區(qū)對農(nóng)業(yè)機械進行補貼。隨著國家西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實施，四川經(jīng)濟高速發(fā)展，政府加大了對農(nóng)業(yè)機械補貼的導(dǎo)向性[10]。農(nóng)業(yè)機械中拖拉機、排灌機、單人手持耕整機等大量普及，極大地提高了農(nóng)業(yè)種植效率，從而提升了農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值[10]。以農(nóng)機合作組織（企業(yè)）、農(nóng)機大戶為主的農(nóng)機服務(wù)市場進一步發(fā)展，將農(nóng)機服務(wù)與單一農(nóng)戶農(nóng)機需求有效整合，減少了因人力不足造成的糧食損失，減輕了農(nóng)民農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動強度，使農(nóng)民能擴大農(nóng)產(chǎn)品的種植量，進一步提高了農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值。

表 2 各自變量對應(yīng)變量的貢獻度

隨著城市化進程加快，農(nóng)村人口越來越少，從事農(nóng)業(yè)的村民減少，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值降低，因此，自變量“城鎮(zhèn)化率”的直接路徑系數(shù)為負。路徑“城鎮(zhèn)化率-農(nóng)村用電量-農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值”間接系數(shù)最大，這是因為城鎮(zhèn)化的電力基礎(chǔ)設(shè)施為農(nóng)村電力設(shè)施全覆蓋、農(nóng)村電網(wǎng)增容提供了有效支持，從而提升了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，提高了農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值。通過“城鎮(zhèn)化率-農(nóng)業(yè)機械總動力-農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值”路徑對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的間接路徑系數(shù)為正，表明“城鎮(zhèn)化率”和“農(nóng)業(yè)機械總動力”兩個因素之間有相互促進作用。這一方面是由于城鎮(zhèn)化率增加，農(nóng)村人口減少，農(nóng)民為減輕勞動強度，有較強地農(nóng)機購買意愿；另一方面是城鎮(zhèn)化降低了農(nóng)機的運輸、燃料、維修保養(yǎng)成本，使農(nóng)業(yè)機械保有量逐步增加，提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的效率。

耕地面積對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的影響相比其他3個因素較低，主要是因為四川省農(nóng)村勞動力缺乏，耕地面積增加對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增加影響有限。但是耕地面積增加可以促使農(nóng)用機械總動力、農(nóng)村用電量增加，種植效率提升。因此，自變量“耕地面積”在通過中間變量“農(nóng)用機械總動力”“農(nóng)村用電量”之后，對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值間接路徑系數(shù)為正。

3 結(jié)論

通過對四川省總?cè)丝跀?shù)、四川省農(nóng)村人口數(shù)、四川省城鎮(zhèn)化率、化肥施用量、農(nóng)村用電量、農(nóng)業(yè)機械總動力、耕地面積、作物播種面積這8個因素進行相關(guān)性分析，篩選出了城鎮(zhèn)化率、耕地面積、農(nóng)村用電量、農(nóng)業(yè)機械總動力這4個與四川省農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值最相關(guān)的因素。將這4個因素作為自變量對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值（因變量）進行通徑分析，研究結(jié)果揭示了這4個因素通過不同的直接路徑、間接路徑影響農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值。其中，城鎮(zhèn)化率、耕地面積、農(nóng)村用電量、農(nóng)業(yè)機械總動力對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的貢獻度分別為11.50%、7.04%、43.98%、36.35%，有1.13%的誤差不能被表中4個因素解釋。農(nóng)村用電量、農(nóng)業(yè)機械總動力、耕地面積對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值有直接正貢獻；城鎮(zhèn)化率的直接貢獻為負，但是通過農(nóng)村用電量、農(nóng)業(yè)機械總動力、耕地面積的影響后，總貢獻為正。因此，農(nóng)業(yè)部門可以依據(jù)以上因素的影響過程，調(diào)整農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)、優(yōu)化農(nóng)業(yè)布局，使四川省農(nóng)業(yè)發(fā)展更加快速高效。