袁馨,李薇,燕振剛
(1. 甘肅農(nóng)業(yè)大學(xué)財(cái)經(jīng)學(xué)院,蘭州市,730070; 2. 甘肅農(nóng)業(yè)大學(xué)信息科學(xué)技術(shù)學(xué)院,蘭州市,730070)
農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作為農(nóng)民增收的前提,一直以來(lái)深刻影響著我國(guó)的國(guó)計(jì)民生,成為實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的先決條件之一。自古以來(lái),中國(guó)各地政府高度重視當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)的生產(chǎn),將促進(jìn)當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)、推動(dòng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展作為自己長(zhǎng)期的奮斗目標(biāo)。晉城市作為山西省地級(jí)市之一[1],為響應(yīng)黨的十九大提出的重要農(nóng)業(yè)決策部署,積極出臺(tái)和實(shí)施了一系列政策,旨在促進(jìn)管轄區(qū)域內(nèi)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng),更好更快地實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略。據(jù)統(tǒng)計(jì),2012—2019年晉城市農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值從58 210.23萬(wàn)元上升到61 119.53萬(wàn)元,顯然,晉城市在促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)工作方面取得了一定成效。但是,在此增長(zhǎng)過(guò)程中依然存在著一些問(wèn)題,如從2013、2014、2016和2019年晉城市農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的增長(zhǎng)指數(shù)均為負(fù)數(shù)可知,晉城市的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)并沒(méi)有實(shí)現(xiàn)持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng),且年均增長(zhǎng)率僅約為0.71%,增長(zhǎng)速度較慢,發(fā)展動(dòng)力不足。鑒于上述現(xiàn)狀,分析影響晉城市農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要因素,研究推動(dòng)其農(nóng)業(yè)發(fā)展的動(dòng)力,對(duì)于解決上述晉城市農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中出現(xiàn)的相關(guān)問(wèn)題具有重要的現(xiàn)實(shí)意義,同時(shí)對(duì)促進(jìn)晉城市農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)更好更快發(fā)展,增加農(nóng)民收入和加快實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略具有強(qiáng)烈的政策啟示。
分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響因素,研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力一直是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的重點(diǎn)[2-6]。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的重要組成部分,它的增長(zhǎng)同樣倍受專(zhuān)家學(xué)者們的關(guān)注。近年來(lái),關(guān)于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響因素的研究較多,并且學(xué)術(shù)界也產(chǎn)生了許多不同的觀點(diǎn)。首先,一些學(xué)者認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步在很大程度上影響著農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。王克響、萬(wàn)吉麗等學(xué)者指出,技術(shù)的進(jìn)步對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)良好的促進(jìn)作用,其中互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)進(jìn)步的影響最為顯著[7];黃龍俊江等[8]認(rèn)為,技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在長(zhǎng)期內(nèi)具有持續(xù)促進(jìn)作用,而兩者相互作用結(jié)果復(fù)雜,在不同時(shí)期的作用和方向不一致;于世海等[9]指出,技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,加大農(nóng)業(yè)科技投入力度是實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要選擇。其次,部分學(xué)者認(rèn)為農(nóng)村金融在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面發(fā)揮了巨大作用。李濤等[10]指出,農(nóng)村金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系,支農(nóng)貸款對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)有正向沖擊作用;張啟文等[11]認(rèn)為農(nóng)村金融的發(fā)展對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著影響;邵全權(quán)等[12]指出,發(fā)展農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)可以促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng),上期農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)保費(fèi)、本期農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)賠付的提高都有利于提高農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。再次,還有學(xué)者認(rèn)為農(nóng)業(yè)投資對(duì)于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較大影響。袁芳等[13]指出,農(nóng)業(yè)投資對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向拉動(dòng)作用;侯石安等[14]認(rèn)為農(nóng)業(yè)投資對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存有正向影響。最后,人力資本也是影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素之一。李朝等[15]指出,人力資本對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的影響非常大;樓俊超等[16]指出,人力資本的數(shù)量和質(zhì)量對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著影響。綜合看來(lái),不難發(fā)現(xiàn)影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素主要有科學(xué)技術(shù)、資金、人力資本和政策等。學(xué)者們?cè)趯?duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響因素進(jìn)行研究時(shí),使用的研究方法也有所不同,大致可分為定性化研究和定量化研究?jī)纱箢?lèi)。近幾年來(lái),典型的定性化研究較少,而大部分研究則多采用建模的定量化分析方法。鑒于前人的研究,本文發(fā)現(xiàn)其研究主要集中于非生態(tài)性因素方面,對(duì)于農(nóng)藥使用量、化肥施用量、塑料薄膜使用量等生態(tài)因素的研究較少。在現(xiàn)實(shí)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中,化肥、農(nóng)藥、農(nóng)用薄膜雖然能有效改善植物的生長(zhǎng)環(huán)境,對(duì)糧食增產(chǎn)起到重要的貢獻(xiàn)作用[6, 17],但是如果不合理利用,也會(huì)造成農(nóng)業(yè)面源的污染,從而也有可能在一定程度上阻礙農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)[6, 18-19]。為此,本文將基于晉城市中較有代表性的縣城——陽(yáng)城縣的相關(guān)農(nóng)業(yè)指標(biāo)數(shù)據(jù),運(yùn)用較為普遍并最具說(shuō)服力的定量化的研究方法重點(diǎn)研究生態(tài)性因素與晉城市農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。
研究某一現(xiàn)象影響因素的方法有很多,多元線(xiàn)性回歸分析法就是其中一種。多元線(xiàn)性回歸分析法是通過(guò)建立多元線(xiàn)性回歸模型并估計(jì)和觀察每個(gè)自變量前的系數(shù)值來(lái)分析判斷兩因素間相互關(guān)系的數(shù)學(xué)分析方法[20]。由于該方法簡(jiǎn)單易懂、容易操作且科學(xué)性和準(zhǔn)確性較高,因此,在經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象研究鄰域的應(yīng)用十分廣泛。本文研究的主要內(nèi)容為晉城市農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響因素,屬于因果關(guān)系分析,因此采用多元線(xiàn)性回歸分析法進(jìn)行研究是合適的。鑒于多元線(xiàn)性回歸分析法有上述等優(yōu)點(diǎn),且已有研究多使用該方法,為此本文將采用多元線(xiàn)性回歸分析法來(lái)對(duì)晉城市農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響因素進(jìn)行分析。
本文數(shù)據(jù)來(lái)源于陽(yáng)城縣統(tǒng)計(jì)局印發(fā)的2010—2019年《陽(yáng)城縣統(tǒng)計(jì)年鑒》。由于年鑒中有關(guān)農(nóng)業(yè)指標(biāo)數(shù)據(jù)有限,因此本文在數(shù)據(jù)可獲取的條件下,并結(jié)合前人的研究經(jīng)驗(yàn)以及陽(yáng)城縣農(nóng)業(yè)發(fā)展的實(shí)際情況選取了2010—2019年陽(yáng)城縣的“農(nóng)業(yè)增加值”作為衡量其農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)情況的因變量指標(biāo)。雖然“農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值”在一定程度上也可反映一地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀況,但考慮到有重復(fù)計(jì)算的情況,因此本文沒(méi)有選取該指標(biāo)作為因變量指標(biāo)。陽(yáng)城縣的耕地主要以旱耕地、坡耕地和中低產(chǎn)田為主,其主要特點(diǎn)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件薄弱,耕地質(zhì)量不高,常年受到干旱少雨和洪澇災(zāi)害的影響。有效灌溉面積作為衡量一個(gè)地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施配備情況以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)穩(wěn)定程度的指標(biāo),可以有效地反映陽(yáng)城縣近年來(lái)對(duì)于高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田的建設(shè)情況以及實(shí)效,因此,本文選取“有效灌溉面積”作為影響陽(yáng)城縣農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的自變量指標(biāo)。通過(guò)文獻(xiàn)綜述分析得出,專(zhuān)家學(xué)者們對(duì)于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響因素的研究主要集中于非生態(tài)性因素上,對(duì)于生態(tài)性影響因素的研究較少。農(nóng)藥、化肥和農(nóng)用塑料薄膜是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的生態(tài)性要素,其不同程度的使用量對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有不同向的影響[5]。鑒于以上研究領(lǐng)域的不足,本文在選取了“有效灌溉面積”的基礎(chǔ)上又選取了具有代表性的“化肥施用量”“農(nóng)用薄膜使用量”和“農(nóng)藥使用量”這三個(gè)生態(tài)性指標(biāo)作為影響陽(yáng)城縣農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的自變量指標(biāo)。綜上所述,本文選取了“農(nóng)業(yè)增加值”作為被解釋變量,選取了“有效灌溉面積”“化肥施用量”“農(nóng)用薄膜使用量”和“農(nóng)藥使用量”作為解釋變量。由于《陽(yáng)城縣統(tǒng)計(jì)年鑒》中的“農(nóng)業(yè)增加值”指標(biāo)數(shù)據(jù)是以現(xiàn)行價(jià)格計(jì)算的,為了使數(shù)據(jù)更加的真實(shí)、可比,分析結(jié)果更加的科學(xué)、準(zhǔn)確,本文以2010年的價(jià)格為不變價(jià)格分別對(duì)2011—2019年的農(nóng)業(yè)增加值進(jìn)行了換算,最終得到的各個(gè)指標(biāo)數(shù)據(jù)資料可參見(jiàn)表1所示。
表1 2010—2019年陽(yáng)城縣相關(guān)農(nóng)業(yè)指標(biāo)數(shù)據(jù)Tab. 1 Data of related agricultural indicators in Yangcheng County from 2010 to 2019
1.3.1 模型建立與基本假設(shè)
根據(jù)上述選取的農(nóng)業(yè)指標(biāo),以農(nóng)業(yè)增加值為被解釋變量,以有效灌溉面積、化肥施用量、農(nóng)用薄膜使用量和農(nóng)藥使用量為解釋變量建立一個(gè)多元線(xiàn)性回歸模型,如式(1)所示。
Yi=β0+β1X1i+β2X2i+β3X3i+β4X4i+μi
(1)
式中:Yi——第i年的農(nóng)業(yè)增加值;
β0——截距;
β——待估計(jì)參數(shù)向量;
X1i——第i年的有效灌溉面積;
X2i——第i年的化肥施用量;
X3i——第i年的農(nóng)用薄膜使用量;
X4i——第i年的農(nóng)藥使用量;
μi——隨機(jī)誤差項(xiàng)。
在對(duì)式(1)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)之前,需對(duì)該模型進(jìn)行如下假設(shè)。
1) 隨機(jī)誤差項(xiàng)滿(mǎn)足零均值,即E(μi)=0。
2) 隨機(jī)誤差項(xiàng)獨(dú)立同方差,即
3) 解釋變量是確定性變量。
4) 解釋變量間不存在線(xiàn)性關(guān)系。
1.3.2 模型參數(shù)估計(jì)
本文采用普通最小二乘法(OLS)對(duì)式(1)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。為了使模型更好地?cái)M合實(shí)際觀測(cè)值,則需要模型中的隨機(jī)誤差項(xiàng)的平方和最小,具體的參數(shù)估計(jì)步驟如下所示。
1) 對(duì)隨機(jī)誤差項(xiàng)的平方和進(jìn)行變形。
=∑(yi-β0-β1X1i-β2X2i-β3X3i-β4X4i)2
2) 對(duì)變形后的隨機(jī)誤差項(xiàng)平方和關(guān)于模型中的各個(gè)參數(shù)分別求導(dǎo),并使求導(dǎo)后的各個(gè)方程等于0。
3) 聯(lián)立上面各個(gè)方程,求解各個(gè)參數(shù)的估計(jì)值。
1.3.3 模型檢驗(yàn)
1) 擬合優(yōu)度檢驗(yàn)
擬合優(yōu)度檢驗(yàn)是指檢驗(yàn)?zāi)P团c實(shí)際觀測(cè)值的擬合程度是否良好。運(yùn)用如下公式可計(jì)算出模型的擬合優(yōu)度(R2),其數(shù)值分布于0~1之間,越接近于1,說(shuō)明模型擬合程度越好。
式中:ESS——預(yù)測(cè)值與期望值的離差平方和;
TSS——實(shí)際值與期望值的離差平方和。
2) T檢驗(yàn)與F檢驗(yàn)
T檢驗(yàn)是指檢驗(yàn)每個(gè)解釋變量是否顯著影響著被解釋變量。F檢驗(yàn)是判定回歸方程的所有解釋變量對(duì)被解釋變量的影響的顯著性。其各自的計(jì)算公式如下所示。
式中:RSS——?dú)埐钇椒胶停?/p>
k——變量個(gè)數(shù);
n——樣本個(gè)數(shù);
βi——第i個(gè)參數(shù)向量;
Sβi——第i個(gè)β的標(biāo)準(zhǔn)差。
3) 多重共線(xiàn)性與異方差性檢驗(yàn)
本文運(yùn)用輔助方程檢驗(yàn)法對(duì)式(1)進(jìn)行多重共線(xiàn)性檢驗(yàn),構(gòu)造的輔助回歸方程如式(2)~式(4)所示。關(guān)于異方差性檢驗(yàn),本文運(yùn)用布羅施—帕甘檢驗(yàn)法,其主要操作均在Eviews軟件上進(jìn)行。
X1i=β5+β6X2i+β7X3i+β8X4i+μi
(2)
X2i=β9+β10X1i+β11X3i+β12X4i+μi
(3)
X3i=β13+β14X1i+β15X2i+β16X4i+μi
(4)
式中:β5、β9、β13——截距。
從2010年到2019年,陽(yáng)城縣的農(nóng)業(yè)增加值大體上呈上升趨勢(shì),從2010年的6億元上漲到2019年的7.4億元。參見(jiàn)表2、表3可知,在2010—2019年期間,陽(yáng)城縣農(nóng)業(yè)增加值的變化情況共經(jīng)歷了三個(gè)周期,2010—2014年為第一周期,2014—2017年為第二周期,2017—2019年為第三周期,平均周期長(zhǎng)度約為2.7年。在第一周期中,陽(yáng)城縣農(nóng)業(yè)增加值的增長(zhǎng)速度最快達(dá)到6.2%,最慢則為-0.01%,落差達(dá)到6.21%;在第二周期中,它的波動(dòng)幅度更大,落差達(dá)到了10.1%;在第三周期中,其波動(dòng)幅度大大縮小,落差僅為0.5%。將三個(gè)周期綜合來(lái)看,陽(yáng)城縣農(nóng)業(yè)增加值的增長(zhǎng)速度在2010—2019年中平均落差達(dá)到5.6%,這個(gè)數(shù)值表明陽(yáng)城縣農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)波動(dòng)幅度較大,陽(yáng)城縣的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)未實(shí)現(xiàn)持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)。2010—2019年陽(yáng)城縣的有效灌溉面積和農(nóng)藥使用量與農(nóng)業(yè)增加值變化趨勢(shì)一樣,都是上升的,有效灌溉面積增長(zhǎng)速度較快,而農(nóng)藥使用量增長(zhǎng)速度較慢?;适┯昧亢娃r(nóng)用薄膜使用量則相反,呈下降趨勢(shì),究其原因應(yīng)該是受綠色發(fā)展觀念的影響,減少了其在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的使用量。
表2 2010—2019年陽(yáng)城縣農(nóng)業(yè)增加值增長(zhǎng)速度周期表Tab. 2 Periodic table of the growth rate of agricultural added value in Yangcheng County from 2010 to 2019 年
表3 2010—2019年陽(yáng)城縣農(nóng)業(yè)增加值增長(zhǎng)速度周期表Tab. 3 Periodic table of the growth rate of agricultural added value in Yangcheng County from 2010 to 2019 %
經(jīng)過(guò)一系列參數(shù)估計(jì)以及統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn),以農(nóng)業(yè)增加值為被解釋變量,有效灌溉面積、化肥施用量、農(nóng)用薄膜使用量和農(nóng)藥使用量為解釋變量的模型的相關(guān)統(tǒng)計(jì)結(jié)果參見(jiàn)表4所示。從表4可知,4個(gè)自變量前的系數(shù)值分別為12.430、-0.154、281.736和147.963,無(wú)論是從其符號(hào)還是數(shù)值來(lái)看,經(jīng)濟(jì)意義都是合理的。在0.05的顯著性水平下,4.725、4.677和2.230均大于臨界值2.132,所以有效灌溉面積、農(nóng)用薄膜使用量和農(nóng)藥使用量都通過(guò)了T檢驗(yàn)。然而,化肥施用量的T統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值1.146小于臨界值2.132,未通過(guò)T檢驗(yàn),因此,本文在式(1)的基礎(chǔ)上將其剔除。運(yùn)用普通最小二乘法對(duì)剔除了“化肥施用量”的模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì),具體模型以及參數(shù)估計(jì)結(jié)果如式(5)及表5所示。
Y=-99 913.68+14.77X1i+280.87X3i+
195.95X4i+μi
(5)
表4 參數(shù)估計(jì)與統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果Tab. 4 Parameter estimation and statistical test results
表5 剔除“化肥施用量”的模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果Tab. 5 Parameter estimation results of the model excluding the “fertilizer application amount”
有效灌溉面積的系數(shù)值約為14.771,表明陽(yáng)城縣農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的有效灌溉面積每增加1 hm2,農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)就可增長(zhǎng)約14.771萬(wàn)元。農(nóng)用薄膜使用量的系數(shù)值約為280.87,說(shuō)明農(nóng)用薄膜每增加使用1 t,陽(yáng)城縣的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)就會(huì)上漲約280.87萬(wàn)元。農(nóng)藥使用量的系數(shù)值約為195.953,表明農(nóng)藥每多噴灑1 t就會(huì)使陽(yáng)城縣的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)約195.953萬(wàn)元。這三個(gè)系數(shù)值均為正數(shù),說(shuō)明有效灌溉面積、農(nóng)用薄膜使用量和農(nóng)藥使用量均對(duì)陽(yáng)城縣的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向影響,增加這三個(gè)因素在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的投入量,都可在一定程度上促進(jìn)陽(yáng)城縣農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。但是這三個(gè)系數(shù)值大小不同,因此,每個(gè)因素對(duì)于陽(yáng)城縣農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響程度也是不同的。對(duì)比著分析這三個(gè)系數(shù)值可知,農(nóng)用薄膜使用量的系數(shù)值最大,其次為農(nóng)藥使用量的系數(shù)值,“有效灌溉面積”的系數(shù)值最小。依照上述系數(shù)值大小的排序可得結(jié)論:農(nóng)用薄膜使用量對(duì)陽(yáng)城縣農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響最大,農(nóng)藥使用量的影響次之,有效灌溉面積的影響最小。
1) 統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)主要包括擬合優(yōu)度檢驗(yàn)、T檢驗(yàn)和F檢驗(yàn),具體檢驗(yàn)結(jié)果可參見(jiàn)表5所示。模型的擬合優(yōu)度為0.96,接近于1,表明該模型的擬合程度較高,可以較為準(zhǔn)確地反映實(shí)際觀測(cè)值的分布情況。模型各個(gè)解釋變量的T統(tǒng)計(jì)量分別為8.687、4.546和3.201,在0.05的顯著性水平下,都大于臨界值2.353,均通過(guò)了檢驗(yàn),因此,有效灌溉面積、農(nóng)用薄膜使用量和農(nóng)藥使用量對(duì)陽(yáng)城縣的農(nóng)業(yè)增加值均存在顯著影響。模型的F統(tǒng)計(jì)量為48.539,以0.05為顯著性水平,模型通過(guò)了F檢驗(yàn),則該模型中所有的解釋變量均顯著影響著陽(yáng)城縣農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。
2) 多重共線(xiàn)性與異方差性檢驗(yàn)。表6和表7分別展示了各個(gè)輔助回歸模型的估計(jì)結(jié)果。從這兩個(gè)表中可以看出,以0.05為顯著性水平,每個(gè)表中的T統(tǒng)計(jì)量與F統(tǒng)計(jì)量都未通過(guò)檢驗(yàn),且擬合優(yōu)度也很低,因此,模型不存在多重共線(xiàn)性。表8呈現(xiàn)的是模型的異方差性檢驗(yàn)結(jié)果,從該結(jié)果中可知,在0.05顯著性水平下,T統(tǒng)計(jì)量未通過(guò)檢驗(yàn),F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量也未通過(guò)檢驗(yàn),擬合優(yōu)度為0.479,擬合程度較低,因此,模型不存在異方差性。
表6 輔助回歸模型1的估計(jì)結(jié)果Tab. 6 Estimated results of auxiliary regression model 1
表7 輔助回歸模型2的估計(jì)結(jié)果Tab. 7 Estimated results of auxiliary regression model 2
表8 異方差性檢驗(yàn)結(jié)果Tab. 8 Results of heteroscedasticity test
綜上所述,模型既不存在多重共線(xiàn)性,也不存在異方差性,所以該模型的建立是可以比較準(zhǔn)確地反映現(xiàn)實(shí)的。
近年來(lái),晉城市農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)存在不穩(wěn)定,且動(dòng)力不足等問(wèn)題,針對(duì)上述這些問(wèn)題,分析影響晉城市農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要因素,研究促進(jìn)其增長(zhǎng)的動(dòng)力具有重要意義。本文基于2010—2019年陽(yáng)城縣相關(guān)的農(nóng)業(yè)指標(biāo)數(shù)據(jù),運(yùn)用多元線(xiàn)性回歸分析法對(duì)晉城市農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響因素進(jìn)行了研究。研究結(jié)論如下:(1)研究結(jié)果顯示,有效灌溉面積、農(nóng)用薄膜使用量和農(nóng)藥使用量的系數(shù)值均為正數(shù),分別為14.771、280.870和195.953,表明這三個(gè)因素對(duì)晉城市農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有不同程度的正向影響,加大任何一個(gè)因素或多個(gè)因素的投入量,都可促進(jìn)晉城市農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。(2)農(nóng)用薄膜使用量的系數(shù)值為280.870,比其他兩個(gè)因素的系數(shù)值大,說(shuō)明農(nóng)用薄膜使用量對(duì)晉城市農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)影響最大。(3)農(nóng)藥使用量的系數(shù)值為195.953,大于有效灌溉面積的系數(shù)值,小于農(nóng)用薄膜使用量的系數(shù)值,表明其對(duì)晉城市農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響僅次于農(nóng)用薄膜使用量。(4)有效灌溉面積對(duì)晉城市農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)影響最小。
本文研究結(jié)論對(duì)晉城市發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn),促進(jìn)其農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有較強(qiáng)的政策性意義:第一,重視新型、高效的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式以及農(nóng)業(yè)科技在農(nóng)民群體中的宣傳與普及,革新農(nóng)民的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)觀念,提升其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平。一方面,指派相關(guān)的農(nóng)業(yè)專(zhuān)家與農(nóng)業(yè)科技研究人員建立專(zhuān)門(mén)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)指導(dǎo)與服務(wù)小組,根據(jù)對(duì)應(yīng)村莊的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實(shí)際情況,制定相應(yīng)的計(jì)劃,定期深入農(nóng)村考察當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)發(fā)展的情況,積極組織農(nóng)民進(jìn)行集體學(xué)習(xí),并現(xiàn)場(chǎng)示范正確的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式與新型科技的應(yīng)用。在指導(dǎo)與服務(wù)的過(guò)程中,要把重點(diǎn)放在節(jié)水技術(shù)、有效灌溉技術(shù)以及溫室大棚技術(shù)的推廣與應(yīng)用上,增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的有效灌溉面積,延長(zhǎng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的時(shí)間。另一方面,成立監(jiān)督與考核小組,建立健全監(jiān)督與考核機(jī)制,對(duì)弄虛作假、不作為的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)指導(dǎo)與服務(wù)小組進(jìn)行相應(yīng)的處罰,對(duì)工作卓有成效的小組進(jìn)行相應(yīng)的獎(jiǎng)勵(lì)與鼓勵(lì)。第二,大力培養(yǎng)專(zhuān)業(yè)的農(nóng)業(yè)科技研發(fā)人員。一方面,重視農(nóng)業(yè)院校基礎(chǔ)設(shè)施以及師資力量的完善與發(fā)展,為培養(yǎng)專(zhuān)業(yè)的農(nóng)業(yè)科技研究人員提供良好的環(huán)境支撐。另一方面,建立完善科技研發(fā)獎(jiǎng)勵(lì)機(jī)制,激發(fā)人們進(jìn)行農(nóng)業(yè)科技研發(fā)的積極性。第三,加大財(cái)政支農(nóng)支出。支出的重點(diǎn)應(yīng)放在兩個(gè)方面:一方面,增加有效灌溉面積可促進(jìn)晉城市農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng),而有效灌溉面積的增加得益于水利工程的完善與先進(jìn)灌溉技術(shù)的運(yùn)用,因此要增加財(cái)政支出來(lái)興修水利工程,完善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基礎(chǔ)設(shè)施。另一方面,要加大資金投入來(lái)激勵(lì)農(nóng)民運(yùn)用先進(jìn)技術(shù)進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn),可適當(dāng)?shù)亟o予價(jià)格補(bǔ)貼,激發(fā)農(nóng)民購(gòu)買(mǎi)和運(yùn)用先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)的積極性。第四,堅(jiān)持農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。盡管農(nóng)用薄膜使用量和農(nóng)藥使用量可促進(jìn)晉城市農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),但是農(nóng)用薄膜和農(nóng)藥的過(guò)量使用則會(huì)破壞農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的環(huán)境,阻礙農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng),因此要嚴(yán)格控制農(nóng)用薄膜和農(nóng)藥的使用量,盡可能使用可降解、環(huán)保的農(nóng)用薄膜,堅(jiān)持農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。