龐超鋒+徐明陽+朱睿達(dá)

【摘要】農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長影響因素問題一直都是社會各界廣為關(guān)注的問題，在我國發(fā)展過程中，已經(jīng)有許多學(xué)者對其進(jìn)行了研究?；?985～2015年間安徽省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)時間序列數(shù)據(jù)，選取農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值為被解釋變量，農(nóng)業(yè)建設(shè)投資、實有耕地面積、農(nóng)用化肥使用量等為解釋變量建立計量經(jīng)濟(jì)模型進(jìn)行分析。分析結(jié)果表明；農(nóng)用化肥的使用量對安徽省的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)影響最大，其次是農(nóng)業(yè)建設(shè)投資；而耕地面積、農(nóng)村勞動力的投入對安徽省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)不具有顯著的線性影響。

【關(guān)鍵詞】農(nóng)業(yè) 經(jīng)濟(jì)增長 安徽省

一、引言

農(nóng)業(yè)是一個國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)，是人民幸福生活的基本保障，農(nóng)業(yè)問題無論在任何時期都是一個值得研究的問題。安徽省，全省耕地面積約418.8萬公頃，是中國小麥、玉米、大豆、茶葉、煙草、棉花等重要種植地區(qū)。自改革開放到現(xiàn)在，安徽省的農(nóng)業(yè)也取得了巨大的進(jìn)步，安徽省的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值1985年的1621127萬元實現(xiàn)了2015年的44011406萬元的增長。然而在1984～2015年間，安徽省的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)在全省的比重呈現(xiàn)出了下降的趨向，這說明農(nóng)業(yè)的發(fā)展地位正在發(fā)生轉(zhuǎn)變，是安徽總體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的保障和靠山更是基礎(chǔ)。

文章以安徽省農(nóng)業(yè)作為研究分析的對象，利用1985～2015年間的安徽省的農(nóng)業(yè)數(shù)據(jù)，通過使用計量模型，分析投入要素農(nóng)業(yè)建設(shè)投資、耕地面積、勞動力數(shù)目、化肥使用量對安徽省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加的影響，為安徽省農(nóng)業(yè)的發(fā)展指明方向。

二、實證分析

（一）變量的選擇

文章在研究安徽省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)影響因素的過程中選取了X1農(nóng)業(yè)建設(shè)投資、X2耕地實有面積、X3化肥使用量、X4農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值為被解釋變量Y。

（二）模型的設(shè)定與回歸分析

基于以上的理論描述以及對各個因素的分析，本文設(shè)計了安徽省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長模型。由于被解釋變量與自變量數(shù)值以及數(shù)值的懸殊過大，對其因變量與自變量的數(shù)值取對數(shù)，所以其模型為：

Lny=β+βLnX1+βLnX2+βLnX3+βLnX4+u （1）

基于自變量與因變量之間有著較高的相關(guān)性，對其進(jìn)行回歸性分析，下面是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長影響因素與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值之間的多元回歸結(jié)果：LnY=-

由公式（2）根據(jù)回歸結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)LnX1、LnX2、LnX3、LnX4對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長的作用是正向的，這和預(yù)期中的結(jié)果是相符合的。在這些影響因素中，LnX2（實有耕地面積）對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的影響最大，其次是LnX3（農(nóng)用化肥使用量）、LnX1（農(nóng)林牧漁基本建設(shè)投資）、LnX4（農(nóng)村勞動力的投入），這樣的影響程度與初步的估計是有出入的，因為作為現(xiàn)代化生產(chǎn)要素基本建設(shè)投資與化肥使用量對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響力相對于實有耕地面積較弱，這樣的結(jié)果有待在計量檢驗中作出量性分析。

（三）模型的檢驗與修正

1.多重共線性的檢驗與修正。通過建立每個變量間的輔助回歸模型并對它們進(jìn)行檢測，得出每個變量與其余變量之間的R2分別為0.9639、0.8707、0.9244、0.8859。因此LnX1、LnX2、LnX3、LnX4之間具有多重共線性。采取逐步回歸的方法來修正它們之間的多重共線性。解釋變量LnX2、LnX4對產(chǎn)生這種多重性具有主要影響機(jī)制，應(yīng)被剔除，因此得以保留LnX1、LnX3。

2.檢驗與修正結(jié)果。通過懷特檢驗、異方差以及自相關(guān)檢驗，最終修正后的模型為：

（四）結(jié)果分析

由公式（3）的輸出結(jié)果發(fā)現(xiàn)，LnX1、LnX3對安徽的農(nóng)業(yè)產(chǎn)值影響具有關(guān)鍵性的作用。其中β1=0.1278，即農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的農(nóng)林牧漁基本建設(shè)投資彈性為0.1278，表示在其他因素不變的情況下，農(nóng)業(yè)建設(shè)投資每增長一個百分單位，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)總量將會增加0.1278%。β3=1.8101，即農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)對農(nóng)用化肥的彈性為1.8101，表示農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)總量對農(nóng)用化肥的彈性是富有的，即農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的變動率大于農(nóng)用化肥使用量的變動率，化肥投入量較小的變動，將會引起農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值很大的變動。在其他前提不改變的形態(tài)下，農(nóng)用化肥量每增長一個單位，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)總量將會增長1.8101%。然而，在修正模型時，剔除了自變量耕地面積（LnX2）、農(nóng)業(yè)勞動力（LnX4）。其原因在于在模型中它們通過不了參數(shù)顯著性檢驗，它們的存在降低了模型的線性性（即F統(tǒng)計量變?。?，這并不能說明它們對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長是沒有影響的。在現(xiàn)實生活中作為傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素勞動力與土地，是基本的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素。

三、結(jié)論

本文主要從安徽省農(nóng)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀分析和安徽省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長因素分析后，主要從以下幾個方面進(jìn)行總結(jié)：安徽省農(nóng)業(yè)投入情況發(fā)生了重大的轉(zhuǎn)變，表現(xiàn)出對農(nóng)業(yè)技術(shù)有著越來越強(qiáng)的依賴性，而相對于傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入要素，土地以及勞動力數(shù)量的投入則并不存在相同的趨勢，安徽省農(nóng)業(yè)的發(fā)展已經(jīng)越來越受到政府的重視，政府對農(nóng)業(yè)的投資越來越多；影響安徽省濟(jì)增長因素可以被歸為對農(nóng)業(yè)投入情況、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的采納、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動力以及政府政策的支持。具體來說：影響性最大的是基本建設(shè)投資和化肥使用量。在其他因素不變的狀況下，農(nóng)林牧漁基本建設(shè)投資每提高一個百分點，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值將提高0.1278%，農(nóng)用化肥的使用量每增長一個百分單位時，農(nóng)業(yè)的經(jīng)濟(jì)總量將會增長1.8101%。

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作者簡介：龐超鋒（1991-），男，安徽阜陽人，碩士研究生，研究方向：區(qū)域發(fā)展與產(chǎn)業(yè)政策；徐明陽（1991-），男，河南信陽人，碩士研究生，研究方向：經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計；朱睿達(dá)（1992-），男，安徽合肥人，碩士研究生，研究方向，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)。