我国农业经济增长影响因素的实证分析
一、引言
2004年至2014年，中共中央连续十一年发布以“三农”为主题的中央一号文件，强调了“三农”问题在中国社会主义现代化建设之中处于“重中之重”的地位，农业经济在我国国民经济中的基础地位始终未变。因此，研究农业经济增长，分析农业经济增长的影响因素是很有必要，对促进我国农业经济发展、农业现代化具有理论指导作用。
农业经济问题成为了国内各界人士关注的焦点，国内的许多学者对农业经济增长影响因素进行了多角度、多方位、多层面的研究分析，希望从理论方面研究对农业经济增长起到一定的指导作用。从目前国内对农业经济增长因素研究分析状况来看，影响因素有：信息化、农村金融、科学技术、人力资本、国内政策、农业进出口等。
李向阳采用多元回归分析的方法研究信息化对农业经济的影响，认为信息化对农业具有正向的影响，应该加强农业信息化普及教育，并建立农业信息化金融平台，促进农业装备制造业发展，从而促进农业经济发展。董鸿鹏则一辽宁省为例，采用C-D生产函数模型对信息化的贡献进行量化，并建立多元回归模型，得出农业信息化已经成为辽宁省农业经济增长的新型动力资源。而曾祯、杨帆等人通过构建层级模型和结构等价模型对我国的涉农信息进行研究，认为我国的农业信息化整体围绕信息权利和行政权利较高节点呈中性化，而较低的节点信息化程度较低。而万众、朱哲翼通过投入产出函数和拓模型展分析了我国华东、华南、华北、华中、西南、西北、东北七个地区农业政策性金融对农业经济增长的影响，认为农业政策性金融对农业经济增长存在显著性影响，但有地区差异。田杰、陶建平采取了我国1883个县的面板数据进行了研究，得出农村金融密度与农村经济增长关系处于倒U型左边，可以通过增加农村的金融贷款数量和贷款配置效率提高农村经济增长。禹越军、王菁华运用RAV模型，用1978-2010年的数据分析了农村金融发展与农村经济增长的关系，认为农村金融发展对农村经济增长有促进作用，但农村金融发展滞后于农村经济增长。王松奇、郭江山采用1978-2010年的数据分析了农村金融对产业结构、消费结构的作用和产业结构、消费结构对经济增长的作用，认为银行信贷对产业结构、消费结构有改善，而产业结构、消费结构在农村经济增长中越来越重要。郭刚从内生经济增长模型、面板模型等多种模型的角度对中国中部农村金融进行了分析，并分析了美国、印度、日本等国外农村金融，认为我国应该构建中部地区农村金融体系和政策性银行，重建中部地区农村金融体系促进农村金融发展。石晶、肖海峰[1]对农业技术推广投资的现状和效应分析，认为我国农业技术推广投资总量不断增长，但农业技术推广投资总量很低，政府应该建立多元、高效的农业技术推广机制。吴林海、彭宇文采用了向量自回归模型分析了1986-2011年我国农业科技投入与经济增长之间的相关性，认为农业科技投入在单方面对经济增长效用不大，应该优化资金投入和农业科技资源配置。马占军则简述了科技对农业经济增长的作用，并提出了我国农业的发展必须依靠科技创新。而杜萌采用1990-2010年时间序列数据建立人力资本增长模型进行实证分析，认为农村人力资本发展对农村经济有正向的推动效应，应该促进人力资本增长。薛国琴、郝鹏慧等人立足于西奥多.W.舒尔茨农村人力资本投资分解理论进行实证分析，认为政府注重人力资本投资的同时要注意人力资本投资发展趋势。人力资本在农业经济发展中的地位日益重要，我国建立现代化农业过程中应该借鉴顾宪忠[2]和王振华、张广胜[3]的建议，政府应该加强农村基础教育投入，通过发展教育的形式提高农村人力资本，发展农村经济合作组织促进农村经济增长。邢艳霞、王中博基于我国东北三省的面板数据进行了实证分析，认为财政支出每增加1%，农业经济增长0.47%，政府应该增加财政支出和提高支农用资的效率。黎翠梅运用面板数据对东中西部地区进行实证分析，得出东中西部地区财政农业支出的产出弹性系数高达32.2%、27%、32、3%，地区财政农业支出对农业经济增长具有很大促进作用。但是候俊明、刘俊昌等人运用生产函数和回归方程研究财政支农资金、资本和人力，认为财政支农资金受财政支出总量的影响，对农业就业影响不显著。李雪松、冉光和则用时间系列数据和向量自回归模型对财政分权、农业经济和城镇收入差距进行实证分析，认为财政分权短期内会加剧城镇收入差距，而长期内则会缓和城镇收入差距。
从以上综述可以看出，研究国内农业经济的学者较多，但大多数学者都是从农村信息化、农村金融、农村教育、人力资本、财政支农资金等制度方面分析单种制度或多种制度对农业经济增长因素。本文则综合考虑了对农业发展有影响的自然因素、政府财政以及农业投入的各种要素，通过建立多元回归模型，采用面板数据，运用计量方法从耕地面积、农用化肥使用量、农业从业人数、农村用电量、农业机械总动力以及国家用于农业财政的支出五个方面来研究国内农业经济增长的影响因素。
本文结构如下：第一部分是引言，介绍了本文的研究意义、文献综述和研究方法；第二部分是对我国农业经济现状的分析；第三部分是模型的构建；第四部分是实证分析，包含对数变量的平稳性检验，多重共线性检验及其纠正；第五部分为结论和对策建议。
二、我国农业经济发展现状
自从改革开放以来，我国社会主义市场经济体质建设成就斐然，经济总量有了量与质的飞跃，经济结构得到了显著改善。伴随着经济总量的飞跃，农业经济也有了巨大的提升，农业产量增长迅速，国内农业基础设施建设有了改善，农村居民家庭纯收入、可支配收入以及消费水平都得到了显著提升，农村居民家庭恩格尔系数已经从1980年的61.77%下降到了2013年的31.66%，我国的城镇化水平已经从1978年的17.92%提升到了2014年的54.77%。 （一）农业产量
农业经济增长的一个显著标志就是农业产量的增加，农业总产值的提高。1980年我国的粮食作物产量为32055.5万吨，而到了2014年粮食作物产量为60710万吨，在20多年的时间内，粮食产量翻一番。
根据2014年数据显示，我国棉花产量616万吨，比2013年减产2.2%。油料产量3517万吨，与2013年持平。糖料产量13403万吨，减产2.5%。茶叶产量209万吨，增产8.7%。2014年肉类总产量8707万吨，比2013年增长2.0%。牛奶产量3725万吨，增长5.5%。可见近年来我国农业产量总量较大，增量平稳。
（二）基础设施
我国是一个农业大国，农业基础设施建设与农业经济发展栩栩相关，目前，我国农业发展正从传统农业向现代农业转变。由于我国农业现代化起步较晚，且在社会主义农业经济现代化过程中一直是摸着石头过河，缺乏农业发展先进国家的经验可借鉴，导致我国农业基础设施落后，与发达国家还有较大差距。
尽管与发达国家相比，我国农业基础设施落后，但自改革开放以来，基础设施已经有了较快的提升。数据为证，1990年我国农村新增发电设备容量为964769千瓦，而到了2013年，农村新增发电设备容量为2460601千瓦，在20多年内翻了一番多。农业灌区数由1985年5281个发展到了2013年7710个。在交通运输仓储邮电和通信业方面，农村居民家庭平均每户生产性固定资产原值由1985年112.84元增长到了2012年2283.42元，增速飞快。
（三）农业从业人员的经济状况
经济发展的目的是为了惠及民生，提高居民的可支配收入、消费水平以及生活质量，这也是社会主义市场经济体制建设的重要目标。当然，农业经济的发展也要服务农村，惠及农业从业人员，提高其生活水平。
自20世纪80年代以来，在农村我国实行了家庭联产承包责任制，将原来的国有、集体土地承包给农民，提高了农村劳动生产的积极性，农村农业家庭消费水平得到提升，农村居民家庭恩格尔系数由1980年61.77%减小到了2013年的37.66%，农业从业人员的消费有了明显改善，生活质量有了改善。自2006年1月开始，我国全面免除农业税，降低了农民生产成本，提高了农业生产收益，农业从业人员经济状况明显好转。如图1所示，农业从业人员人均纯收入指数自1980年以来一直呈现出上升的趋势，尤其是2006年以后，折线斜率更陡峭，表明人均纯收入提升趋势更大。
图1 农业从业人员人均纯收入指数（可比价，1978年=100）
三、模型构建
（一）变量的选取
本文研究对农业经济增长具有影响作用的因素以及各种因素对农业经济的影响程度。
在选取农业生产投入要素时借鉴了研究农业经济的其它文献，还根据所学经济理论充分考虑到了各种生产要素的重要程度、数据搜集时的难易程度以及数据真实可靠性，将农业经济增长量化为具体指标农业总产值的增长，把影响因素设定为耕地面积、农用化肥使用量、农业从业人数、农村用电量、农业机械总动力以及国家用于农业财政的支出。
耕地是农业产出必须具备的要素，没有耕地则没有农业产出，而耕地面积的多少直接与农业产量高低相联系，在现实中耕地面积越多，产量越高。农用化肥使用是现代农业的标志，化肥的使用会使得产出增加，但是过度使用则会使土壤板结，导致产量减少，本文在实证分析之前认为农用化肥使用量与农业总产出具有不确定关系。在古典经济增长模型中，劳动是产出的重要要素，本文这里假定农业从业人数越多，产出越高，产值越高。随着用电的普及，农村在农作物保温、农业抽水灌溉等方面耗电量逐渐增加，本文假设农村用电量与农业产出正相关。农业机械使用是传统农业改革的显著标志，农业机械总动力消耗越多，传统农业变革越深，现代化进程越快，本文假设机械总动力与农业产出正相关。“三农”政策的一个显著特点是财政补贴，实证分析之前本文认为国家用于农业财政的支出越多，农业产出越高。
（二）模型的函数形式
本文研究农业经济增长的影响因素，建立模型时借鉴了扩展的柯布-道格拉斯生产函数形式来测算农业各投入要素的贡献率。扩展的柯布-道格拉斯模型为：
其中，Y代表农业总产值；X1、X2、X3、X4、X5和X6分别代表农业耕地面积、农用化肥使用量、农业从业人数、农村用电量、农业机械总动力以及国家用于农业财政的支出；A为系统规模参数，β1、β2……β6分别为各要素的产出弹性系数，表示耕地面积、农用化肥使用量、农业从业人数、农村用电量、农业机械总动力以及国家用于农业财政的支出每增加1%时，农业总产值会增加β1%、β2%……β6%。
对上述模型取对数可以将非线性转化为线性回归，且在一定程度上可以消除异方差的影响，系数仍表示产出弹性系数。
（三）样本数据
本文的数据来源于《中国统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》，选取了1980年-2013年的数据，其中农用化肥使用量2013年数据缺失，农业从业人数1998年、2001年、2008年-2013年数据缺失，国家用于农业的财政支出2007年-2013年数据缺失。
数据的描述性统计如表1所示。从表1中可以看出，变量X6国家用于农业财政的支出的峰度为4.1147，其值远远大于正态分布的峰度值3，可以确定其分布是后尾，意味着这样的分布会有很多极端值。根据JB检验，在显著性水平为5%的情况下，变量X1、X2、X3、X4、X5均通过了检验，证明该数列服从正态分布，而对于变量X6来说，该数列不服从正态分布。但是当变量X6取对数后，其统计结果如下：峰度为1.723，其值小于正态分布的峰度值3，且通过了显著性水平为5%的JB检验，取对数后变量服从正态分布。
四、实证分析 （一）变量的平稳性检验
从图2中可以看出，LnY农业总产值一直显示出增长的趋势，农业总产值对数变化是不平稳的；LnX1耕地面积几乎是一条水平于横坐标的直线，一直在保持稳定，这可能得益于坚守十八亿亩耕地红线的政策方针；LnX2农用化肥使用量保持较慢的速度增长，趋势平缓；LnX3农业从业人口曲线平缓，且在2000年有下降的趋势；LnX4农村用电量一直在增加，这可能得益于政府对农村基础设施投资力度加大、政府对三农的补贴政策；LnX5农业机械总动力虽然在增加，但增长较为平缓，说明我国农业机械化水平增长缓慢；LnX6政府支农资金自80年代开始一直上涨。这是由于近十多年来国家对“三农”问题的重视，采用了家电下乡、种植补贴等一系列惠农政策。
从图2可以看出并不是所有对数变量都平稳，LnX4、 LnX6的变化趋势就不平稳。若各个变量存在不平稳性，采用普通最小二乘法回归则可能出现伪回归现象。因此，为了保证模型回归的有效性，必须对各个变量进行平稳性检验，且只有个数据存在平稳系列时才能进行回归。
本文采用ADF方法检验各对数变量之间是否存在单位根，是否是平稳系列。检验结果如表2所示：从结果可以看出，对数变量LnX1、LnX2、LnX4经过含有时间趋势和截距项的一次差分后都通过了1%临界值的显著性检验，LnX3、LnX5、LnY经过含有时间趋势
和截距项的二次差分后都通过了1%临界值的显著性检验，LnX6在不含差分次数下通过了1%临界值的显著性检验。结果表明，对数变量变化趋势平稳。
如果各个对数解释变量之间的相关系数大于或等于0.8，就可以认为它们之间存在多重共线性。从表3可以看出LnX2与LnX4、LnX5、LnX6之间相关系数很高，它们之间存在多重共线性；LnX4与LnX5、LnX6之间，LnX5与LnX6之间相关系数很高，它们之间存在多重共线性。
为了消除解释变量之间的多重共线性对模型估计结果的影响，本文采用了逐步回归的方法来克服多重共线性。用各个对数变量分别对被解释变量做简单回归，得到：
经检验，应该保留对数变量LnX3，最后确定的模型为公式14。
从模型中可以看出，农业耕地面积、农业从业人数、农村用电量和农业总产值成正向关联。在农用化肥使用量、农业从业人数、农村用电量等其他影响因素不变时，当耕地面积增加1%时，农业总产值会增加0.7%；在农业耕地面积、农用化肥使用量、农村用电量等其他影响因素不变时，农业从业人数每增加1%，农业总产值会增加0.94%；耕地面积、农用化肥使用量、农业从业人数等其他影响因素不变时，农村用电量每增加1%，农业总产值会增加1.04%。
五、结论及建议
（一）结论
本文借鉴了扩展的柯布-道格拉斯生产函数形式建立了计量模型，并对模型形式进行了变换来研究农业经济的影响因素及各因素对农业总产值的弹性。从实证结果中可以得出，在农用化肥使用量、农业机械总动力、财政支农资金对农业总产值没有显著性影响，本文认为原因如下：一、目前，我国的化肥生产产量已经很高，化肥施用很普及，导致农业化肥使用早已达到了饱和状态，甚至对农业产出有较小的负面影响，因此，化肥使用对农业产值不显著。二、在传统农业向现代农业过度中，我国农业现代化水平、机械化水平不高，各地区机械化水平参差不齐，导致平均机械总动力对农业经济增长影响小。三、财政支农资金对农业产出影响不显著，原因在于：（1）收集的数据缺失，例农业财政支出的数据2007年-2013年缺失，会影响财政支农资金对农业产出的显著性；（2）经过多年财政补贴，支农资金已经达到饱和状态，目前最重要的是调节支农资金的结构。
（二）建议
根据实证分析的结果，对我国农业经济增长有影响的重要因素有农业耕地面积、农业从业人数、农村用电量，因此，为了促进我国农业经济的增长，必须充分重视耕地面积、农业劳动力，提高农村电力供应，尤其是农业生产用电。
一、实证研究表明耕地面积与农业总产值呈正向关系，在其它条件不变时，耕地面积对农业总产值的弹性系数为0.7%，因此，增加可用的耕地会使得农业产值增加。然而，土地的供应量是固定不变的，耕地增加会导致林地、商业用地、建筑用地减少，为了保证耕地供应，国家必须坚守十八亿亩耕地红线。只有坚守十八亿亩耕地红线，才能有效保证耕地面积，有效保障产量。其次，应该保护土壤，合理改善耕地结构，改善种植结构，因地适宜，使土地发挥出最大的效用。
二、实证研究证实，在其它条件不变时，农业从业人员数对农业总产值的弹性系数为0.94%，增加农业劳动力可以促进农业产出增加，结果与古典经济增长理论相吻合。但随着我国农业现代化进程加快，农民工进城，城镇化越来越高，会导致农业劳动力减少。因此，必须提高农业机械化水平，促使机械化代替部分劳动力，促进农业产出增加，促进农业经济增长。
三、在其它条件不变时，农村用电量农业产值弹性系数为1.04%，增加农村用电量，尤其是农村在农业方面的用电量可以促进农业经济增长。目前，我国在农村、农业方面电力设施虽然有了显著改进，但总体水平不高，相对其他国家电力供应紧张，在各地区电力供应不平衡。因此，必须加快农村电网基础设施建设与改造，注重中西部地区的电力发展，使得各地区的电力供应与地方产业、生活水平相适应，确保农村用电、农业用电得到可靠保障。（作者单位：西南财经大学）
