本文作者：余霜 李光 冉瑞平 單位：安順學院資源管理與環(huán)境科學系 安順學院化學生物與農(nóng)學系 四川農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院

隨著我國進入全面建設小康社會的新時期，“三農(nóng)”問題的現(xiàn)實嚴峻性和極端重要性日漸凸現(xiàn)。農(nóng)業(yè)是國民經(jīng)濟的基礎，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的穩(wěn)定、協(xié)調(diào)和健康增長對于整個國民經(jīng)濟的發(fā)展水平、解決“三農(nóng)”問題都有積極而重要的作用［1］。開展對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長影響因素的研究，為加快轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長方式、充分合理地利用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素、進行農(nóng)業(yè)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整和提高農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力提供政策依據(jù)，從而實現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展具有重要意義［2］。目前對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長影響因素的研究所涉及的內(nèi)容，有以全國層面、以省為范圍的研究，以及某個農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)增長影響因素的研究，但是以某個典型地貌類型的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長影響因素為研究對象的文獻還較少。四川丘陵地區(qū)是一個歷史悠久的重要農(nóng)業(yè)經(jīng)濟區(qū)域，作為四川省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的重要組成部分，其發(fā)展狀況直接影響到整個四川經(jīng)濟發(fā)展的全局和小康社會建設目標的實現(xiàn)。在當前中央關注“三農(nóng)”問題的宏觀背景下，四川農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展越來越引起許多學者的關注［3］。

四川省18個百萬人口以上的大縣均集中分布于丘陵地區(qū)，丘陵地區(qū)人口、耕地面積和農(nóng)業(yè)增加值分別占全省的59．9％、57．9％和59．5％，糧食面積為全省的60％左右，糧食總產(chǎn)量占全省的80％以上，商品糧占全省的90％左右［4］。瀘縣位于四川省南部長江、沱江之濱，是四川省雙季稻、中稻及再生稻適宜種植區(qū)域，也是四川省典型丘陵農(nóng)業(yè)大縣［5］。瀘縣作為100萬人口的丘陵農(nóng)業(yè)大縣，常年水稻種植面積3．67萬hm2，名列全省第四位，糧食總產(chǎn)量達50萬t，其中稻谷總產(chǎn)量達35萬t，名列全省第一位。瀘縣的生豬產(chǎn)業(yè)也是名列前茅，成為農(nóng)民增收致富奔小康的主要途徑，現(xiàn)已建成商品瘦肉型豬基地縣、動物疫病示范區(qū)和動物疫情測報站。2010年末總?cè)丝跒?08．57萬人，其中農(nóng)業(yè)人口98．47萬人，全年糧食總產(chǎn)量達53．60萬t，增產(chǎn)0．5％；油料產(chǎn)量0．94萬t，增長3．8％；水果3．20萬t，增長5．0％；豬牛羊肉產(chǎn)量達12．97萬t，增產(chǎn)4．0％，農(nóng)作物生產(chǎn)持續(xù)穩(wěn)定，繼續(xù)保持良好的增長勢頭。選取具有西部典型丘陵特點、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展又好又快的瀘縣作為研究區(qū)域，利用瀘縣1980～2009年以來各種投入要素如土地、勞動力、資金、技術等的時間序列資料，對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響因素進行分析，以期為四川丘陵地區(qū)乃至整個四川省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展提供參考。

1研究方法

柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)是當代西方經(jīng)濟學中廣泛應用的一種生產(chǎn)函數(shù)。其一般形式為：Y＝AXβ11Xβ22Xβ33…Xβnn（1）其中，Y表示產(chǎn)出量，A是基年的技術水平，Xi（i＝1，2，…，n）表示各投入要素量，βi（i＝1，2，…，n）表示投入要素Xi的產(chǎn)出彈性系數(shù)。若柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)誤差項的設定不同，則所用的測算方法與結(jié)果就有差異。我們這里假設無乘法誤差，且形式為（1）式，則可對兩邊取對數(shù)，使之線性化，可得：lnY＝lnA＋β1lnX1＋β2lnX2＋β3lnX3＋…＋βnlnXn（2）本文選用瀘縣農(nóng)業(yè)的長期生產(chǎn)函數(shù)為一個柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，初步確定影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的因素為勞動力、播種面積、化肥施用量、農(nóng)業(yè)機械總動力、農(nóng)業(yè)建設投資等，建立柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)形式如下：lnY＝β0＋β1lnX1＋β2lnX2＋β3lnX3＋β4lnX4＋β5lnX5＋μi（3）式中，Y表示農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長；X1表示勞動力投入；X2表示土地投入；X3表示化肥投入；X4表示機械投入；X5表示資金投入。本研究擬采用農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值來代表農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，以鄉(xiāng)村從業(yè)人員代表勞動力投入，以年末實有農(nóng)作物播種面積代表土地投入，以年內(nèi)化肥施用量代表化肥投入，以農(nóng)業(yè)機械總動力代表機械投入，以農(nóng)業(yè)建設投資代表資金投入。

2實證分析

2．1模型求解根據(jù)瀘縣統(tǒng)計局1980～2009年關于農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值、鄉(xiāng)村從業(yè)人員、年末實有農(nóng)作物播種面積、年內(nèi)化肥施用量、農(nóng)業(yè)機械總動力、農(nóng)業(yè)建設投資的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，同時為了方便建模和避免異方差的出現(xiàn)，對原始數(shù)據(jù)進行自然對數(shù)變換后，得到樣本數(shù)據(jù)。運用普通最小二乘法對式（3）進行估計，計量輸出結(jié)果見表2。根據(jù)表2中的偏回歸系數(shù)可得到如下回歸方程（4）：lnY＝13．7915＋0．2280lnX1－1．3773lnX2＋0．9844lnX3＋0．9557lnX4＋0．0496lnX5（4）

2．2模型檢驗及修正

模型整體效果較好，F(xiàn)＝128．1205＞F0．05（5，30）＝2．53；解釋力較強，調(diào)整后的R2達到0．9564；在顯著性水平α＝0．05下，所有參數(shù)不都是顯著的，因為并不是每一個回歸系數(shù)的t值都大于t0．025（30）＝2．042；DW＝1．1155，當顯著性水平為α＝0．05時，n＝30，k＝5（不包括常數(shù)項），查德賓—沃森統(tǒng)計表得到：dL＝1．071，dU＝1．833；由于dL＜DW＝1．1155＜dU，DW處于二者之間，無法判斷是否存在隨機擾動項零自相關的假設H0，故需進一步進行自相關檢驗。由于德賓－沃森檢驗法中，DW處于dL、dU二者之間，無法判斷式（2）是否存在自相關，改用圖形法進行檢驗。將式（2）回歸后的殘差和滯后一期的殘差值做散點圖（圖1），大部分散點落在第Ⅰ、第Ⅲ象限，則存在正自相關。利用廣義差分法可以解決這一問題。進行廣義差分法處理后，原模型可以修正為式（5）：lnY＝8．2693－0．2233lnX1－1．2185lnX2＋0．8777lnX3＋0．8344lnX4＋0．0562lnX5（5）T值（0．5545）（－1．1187）（2．8331）（4．0164）（1．2341）其中R2＝0．9029，調(diào)整后的R2＝0．8817，F(xiàn)＝42．7586，DW＝1．9402。修正后的結(jié)果，各變量回歸系數(shù)的t值已有所改進，只有鄉(xiāng)村從業(yè)人員與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的關系在統(tǒng)計較微弱；調(diào)整后的R2＝0．8817，解釋力較強；F值在5％顯著水平下能通過檢驗，說明整個方程是顯著成立的，dU＜DW＝1．9402＜4－dU，說明已經(jīng)不再存在序列相關。

2．3模型結(jié)果分析

農(nóng)業(yè)勞動力的彈性系數(shù)在1980～2009年間約是－0．2233，即瀘縣的勞動力投入對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長具有一定的負面影響，這表明在當前農(nóng)村勞動力已經(jīng)處于飽和狀態(tài)乃至過剩的狀態(tài)下，也就是說在投入產(chǎn)出曲線上，勞動力投入已經(jīng)處于甚至超過了總產(chǎn)量的最高點，處于總產(chǎn)量的下降區(qū)間，勞動力投入的增加很難對生產(chǎn)有促進作用，反而會增加農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的負擔。同時在基層農(nóng)業(yè)統(tǒng)計指標中，由于統(tǒng)計操作中的實際困難，對鄉(xiāng)村從業(yè)人員人數(shù)的統(tǒng)計更多的是對農(nóng)村勞動力資源的反映，僅僅是對具有勞動能力的當?shù)貞艏赡贽r(nóng)村人口進行的匯總，并不是對實際從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動力的統(tǒng)計，這也在一定程度上影響了模型的結(jié)果。在當前我國西部農(nóng)村勞動力往東部沿海發(fā)達地區(qū)轉(zhuǎn)移的背景下，瀘縣作為四川省一個農(nóng)民工輸出大縣，成年的青壯年勞動力大部分都外出打工掙錢養(yǎng)家，家里則僅剩下中老年人在農(nóng)村務農(nóng)，勉強維持農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，農(nóng)業(yè)勞動力的彈性必然偏小甚至為負值，這種現(xiàn)象在西部農(nóng)村具有普遍的代表性；農(nóng)作物播種面積的彈性系數(shù)是－1．2185，這表明在其他條件不變的情況下，農(nóng)作物播種面積每增加1％，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值減少1．2185％，這并不說明耕地減少越快，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長就越快，反而說明越來越多的耕地沒有用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，許多耕地被用在非農(nóng)業(yè)領域；化肥施用量的彈性系數(shù)是0．8777，表明化肥使用量每增加1％，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增加0．8777％，因此在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中使用化肥是農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增加的重要原因之一；農(nóng)業(yè)機械總動力的彈性系數(shù)是0．8344，表明在一定條件下，農(nóng)業(yè)機械總動力每提高1％，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增加0．8344％，由于瀘縣地處西南丘陵區(qū)，和廣大的西部農(nóng)業(yè)生產(chǎn)一樣，一方面耕地高低起伏，土地細碎化，另一方面農(nóng)業(yè)基礎設施缺乏，難以實現(xiàn)規(guī)模化經(jīng)營，耕地機械化的推廣面臨很大的困難，但從長遠來看，農(nóng)業(yè)機械化對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的促進作用是顯著的；農(nóng)業(yè)基礎建設投資的彈性系數(shù)是0．0562，表明農(nóng)業(yè)基礎建設投資每增加1％，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增加0．0562％，農(nóng)業(yè)基礎建設投資對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長作用不明顯，原因在于農(nóng)業(yè)基礎建設等固定資產(chǎn)投資作用時間具有滯后性，當年的投資只能在隨后幾年發(fā)揮作用。