大別山連片貧困區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長影響因素分析
——基于Panel Data模型分析

張駿逸，竺三子，劉鵬凌

(安徽農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，安徽 合肥 230036)

大別山地區(qū)位于安徽、河南、湖北三省交界處，是我國著名的革命老區(qū)。近年來大別山地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展取得了顯著成績，但與發(fā)達地區(qū)的差距仍然在加大，貧困面貌依然沒有得到改變。國家高度重視大別山革命老區(qū)貧困問題，2011年12月1日中共中央、國務(wù)院出臺《中國農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要(2011～2020年)》明確提出，“按照新的標(biāo)準(zhǔn)全面推進集中連片貧困地區(qū)的扶貧工作”。如何推進大別山連片貧困區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，成為人們關(guān)注的焦點。

制度被認(rèn)為是最關(guān)鍵的因素。林毅夫(1992，1994)[1]認(rèn)為制度改革促進全要素生產(chǎn)率提高了20.54%， McMillan，Whalley，Zhu(1989)[2]認(rèn)為1978年以來農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的75%應(yīng)歸功于家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制，25%源于價格改革。其中，土地所有權(quán)制度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長有很大影響(黃少安，2005)。[3]就生產(chǎn)要素投入而言，有學(xué)者認(rèn)為化肥施用量和農(nóng)業(yè)機械總動力貢獻率最大(張浩，陳昭，2008)，[4](陳莉，劉光輝，2004)，[5]有效灌溉也起到至關(guān)重要的作用(梅玫，阮文彪，2006[6]；陳莉，張士云，2004[7])。影響大別山連片貧困區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的主要因素究竟有哪些？明確這些因素對作出推動該地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長和扶貧工作的制度安排和政策設(shè)計具有重要價值。

一、大別山連片貧困區(qū)基本狀況

大別山連片貧困區(qū)，包括安慶、阜陽、六安、亳州、信陽、駐馬店、開封、商丘、周口、孝感、黃岡11個市的36個縣，區(qū)別于傳統(tǒng)意義上的大別山地區(qū),涵蓋皖北平原、皖西山區(qū)、豫東山區(qū)、鄂東北山區(qū)。該區(qū)地形以山區(qū)、丘陵為主,面積占到全區(qū)50%以上。地區(qū)常伴有水土流失、內(nèi)澇等地質(zhì)災(zāi)害,農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展困難。大別山連片貧困區(qū)貧困人口主要集中在農(nóng)村，外出務(wù)工和在當(dāng)?shù)貏?wù)農(nóng)是貧困人口的主要選擇。2010年，大別山地區(qū)鄉(xiāng)村人口3128萬人，占全區(qū)總?cè)丝诘?5.5%，GDP為3297.4億元，其中農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值為1801.8億元，占總產(chǎn)值的54.6%，人均GDP為9016元，是全國平均水平的30.5%，農(nóng)民人均純收入為4229元，是全國平均水平的71.2%，其中人均收入在2300元以下的貧困人口為634萬人，貧困發(fā)生率為20.2%，高出全國平均水平10個百分點。

圖1 各省大別山地區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值(單位：萬元)

大別山連片貧困區(qū)具有農(nóng)村人口多，農(nóng)村貧困發(fā)生率高，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值比重高的特點，因此，促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長是解決貧困最直接的手段，也是本文所關(guān)注的問題。

二、研究的理論模型

理論分析表明，影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的主要因素有農(nóng)業(yè)科技進步、土地、農(nóng)業(yè)機械使用、勞動力、化肥、農(nóng)藥、農(nóng)田水利等。

(一)變量選取及分析

1.農(nóng)業(yè)科技進步

農(nóng)業(yè)科技進步是自家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制改革以來，我國農(nóng)業(yè)增收最主要的影響因素。農(nóng)業(yè)科技進步主要包括生產(chǎn)技術(shù)的改善和農(nóng)業(yè)技術(shù)裝備的更新。主要體現(xiàn)在農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率提高，土地產(chǎn)出率增加和農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量提高等方面。據(jù)測算，我國科技進步對農(nóng)業(yè)增長的貢獻率在50%左右，其中以良種推廣為主要代表。大別山連片貧困區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)落后，科技進步對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的影響尤為重要，我們認(rèn)為，科技進步對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值提高具有顯著影響。在模型中，我們以年份為替代量，表示每年科技進步對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響。

2.土地

土地是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)最基本的載體，統(tǒng)計指標(biāo)上，可以根據(jù)耕地面積或者播種面積進行考量。通過分省數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，耕地面積略有波動，但總體增減并不明顯，基本保持不變。播種面積，除了可以反映農(nóng)作物耕作情況，也能從側(cè)面反映農(nóng)民耕地積極性。在取消農(nóng)業(yè)稅，增加農(nóng)業(yè)補貼后，預(yù)期播種面積會有較大幅增長，但從數(shù)據(jù)表現(xiàn)來看，增長幅度很小，說明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)在農(nóng)民收入中比重增加很小，農(nóng)民參加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)積極性仍不高。筆者提出耕地面積對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值影響較小的假設(shè)。

3.勞動力

大別山地區(qū)人口眾多，農(nóng)業(yè)人口比重很高，是歷來勞務(wù)輸出大區(qū)，從數(shù)據(jù)分析來看，農(nóng)村從業(yè)人員數(shù)一直保持很高的比重，但從事農(nóng)業(yè)人員數(shù)一直處于下降趨勢，符合筆者實地調(diào)查的結(jié)果。目前農(nóng)村所保留的從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動力，絕大部分都是60歲以上的老人。農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)的下降很大一部分是由于農(nóng)業(yè)機械化所造成的，僅從模型上分析，筆者推測，農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

4.化肥

化肥一直對我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)生重要影響?；实拇_起到了增收效果，但從側(cè)面卻污染了農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境，對可持續(xù)發(fā)展產(chǎn)生不利影響。從統(tǒng)計資料上顯示，各省化肥施用量有波動，但總體處于上升趨勢，從實際生產(chǎn)中出發(fā)，筆者認(rèn)為化肥施用量可能對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值產(chǎn)生正向影響。

5.農(nóng)業(yè)機械使用

農(nóng)業(yè)機械的使用是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)非常關(guān)鍵的影響因素，也代表了農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化技術(shù)水平，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)全過程都需要農(nóng)業(yè)機械的投入，針對農(nóng)業(yè)機械的使用，筆者選取了兩個變量來反映：農(nóng)業(yè)機械總動力和農(nóng)村用電量，既可以看出農(nóng)業(yè)機械擁有量，又可以觀測農(nóng)業(yè)機械使用情況。從數(shù)據(jù)上發(fā)現(xiàn)，兩大指標(biāo)每年都處于穩(wěn)步增長狀態(tài)，推測對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值有很大影響。

6.農(nóng)藥使用

農(nóng)藥的投入在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)當(dāng)中必不可少，但在生產(chǎn)過程中，過多的農(nóng)藥使用會使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境遭到破壞，病蟲害也會對農(nóng)藥產(chǎn)生抗體，造成加大農(nóng)藥使用量。從側(cè)面來看，農(nóng)藥使用量也是觀測當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)自然災(zāi)害的一個重要數(shù)據(jù)。從數(shù)據(jù)上看，農(nóng)藥使用量具有相當(dāng)高的波動性，這與當(dāng)年的農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害有關(guān)，筆者推測，農(nóng)藥使用量與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

7.農(nóng)業(yè)灌溉

農(nóng)田水利建設(shè)是農(nóng)業(yè)物資投入中最為主要的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，包括灌溉、排水、除澇和防治鹽、漬災(zāi)害等，通過興修水利為農(nóng)田服務(wù)，建設(shè)旱澇保收、高產(chǎn)穩(wěn)定的基本農(nóng)田。2011年中央一號文件強調(diào):“加強農(nóng)田水利和生態(tài)建設(shè),提高農(nóng)業(yè)抗御自然災(zāi)害的能力?！贝髣e山連片貧困區(qū)自然災(zāi)害頻發(fā)，農(nóng)田水利建設(shè)尤為重要，但當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)水利設(shè)施充足，因此選取有效灌溉面積比率來反映當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)灌溉狀況，也減小了與耕地面積的相關(guān)性。從數(shù)據(jù)上觀察，筆者認(rèn)為農(nóng)業(yè)灌溉對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值產(chǎn)生顯著性影響。

根據(jù)CD函數(shù)構(gòu)建雙對數(shù)模型如下：

LnNYCZ=C+β1LnNF+β2LnJX+β3LnYD+

β4LnLDL+β5LnGD+β6LnHF+

β7LnNY+β8LnGGε

——NYCZ：農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值

——NF：年份(農(nóng)業(yè)科技進步)

——JX：農(nóng)業(yè)機械總動力

——YD：農(nóng)村用電量

——LDL：農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)

——GD：耕地面積

——HF：化肥施用量

——NY：農(nóng)藥

——GG：灌溉

(二)計量模型的選擇

為了提高樣本量和參數(shù)估計量精度，使用Panel Data計量模型。

Panel Data模型是一類根據(jù)個體、時間、指標(biāo)三維混合數(shù)據(jù)，分析變量間相互關(guān)系并預(yù)測其變化趨勢的計量經(jīng)濟學(xué)模型。Panel Data模型因為觀測樣本量大大增加，具有估計方法優(yōu)良、參數(shù)估計量精度提高、多重共線性減弱的特點 (高鐵梅2009)。[8]Panel Data模型一般分為3個類型：不變系數(shù)模型，變截距模型和變系數(shù)模型。

Panel Data模型單方程一般形式為：

yit=αi+xitβi+uit

i=1,…,n,t=1,…,T

其中xit為1×K向量，βi為K×1向量，K為解釋變量的數(shù)目。

1.無個體變量影響的不變系數(shù)模型的單方程回歸形式可以寫成

yi=α+xiβ+ui,i=1,…,n

在該模型當(dāng)中，假設(shè)在截面成員上既無個體影響也沒有結(jié)構(gòu)變化，即對于各截面方程，截距α和K×1維系數(shù)向量β均相同。對于該模型，將各截面成員的時間序列數(shù)據(jù)堆積在一起作為樣本數(shù)據(jù)，利用普通最小二乘法便可求出參數(shù)α和β的一直有效估計。因此，該模型也被稱為聯(lián)合回歸模型(pooled regression model)。

2.變截距模型的單方程回歸形式可以寫成

yi=αi+xiβ+ui,i=1,…,n

在該模型當(dāng)中，假設(shè)在界面成員上存在個體影響而無結(jié)構(gòu)變化，并且個體影響可以用截距項αi(i=1,…,n)的差別來說明，即在該模型中各截面成員方程的截距項αi不同，而K×1維系數(shù)向量β相同，故稱該模型為變截距模型。從估計方法角度，有時也稱該模型為個體均值修正回歸模型(individual-mean corrected regression model)。

3.變系數(shù)模型的單方程回歸形式可以寫成

yi=αi+xiβ+ui,i=1,…,n

在該模型中，假設(shè)在截距成員上既存在個體影響，又存在結(jié)構(gòu)變化，即在允許個體影響由變化的截距項αi(i=1,…,n)來說明的同時還允許K×1維系數(shù)向量βi(i=1,…,n)依截面成員的不同而變化，用以說明截面成員之間的結(jié)構(gòu)變化。稱該模型為變系數(shù)模型或無約束模型(unrestricted model)(易丹輝,2008)。[9]

于是，研究Panel Data模型的第一步是檢驗刻畫被解釋變量y的參數(shù)是否在所有橫截面樣本點和時間上都是常數(shù)，即檢驗所研究的問題屬于上述3種情況中的哪一種，以便確定模型的形式。廣泛使用的檢驗是協(xié)變分析檢驗(analysis of covariance)，也稱F檢驗，主要檢驗以下兩個假設(shè)。

假設(shè)1：斜率在不同的橫截面樣本和時間點上都相同，但截距不同。

H1:yi=αi+xiβ+ui

假設(shè)2：截距和斜率在不同橫截面樣本點和時間上都相同。

H2：yi=α+xiβ+ui

顯然，如果接受了假設(shè)2，則沒有必要進行進一步的檢驗。如果拒絕了假設(shè)2，就應(yīng)該檢驗假設(shè)1，判斷斜率是否都相等。如果假設(shè)1被拒絕，就應(yīng)該采用模型3。

根據(jù)參數(shù)約束檢驗原理，構(gòu)建檢驗H2的F統(tǒng)計量：

F[(n-1)(K+1),n(T-K-1)]

檢驗H1的F統(tǒng)計量：

F[(n-1)K,n(T-K-1)]

其中S1、S2、S3分別為變系數(shù)模型，變截距模型和不變系數(shù)模型的殘差平方和。對于給定顯著水平，查F分布表，得到臨界值，與由計算得到的F統(tǒng)計量值進行比較，若F2小于臨界值接受假設(shè)2，使用不變系數(shù)模型；拒絕假設(shè)，則檢驗假設(shè)1，F(xiàn)1小于臨界值接受假設(shè)1，使用變截距模型；拒絕假設(shè)，則使用變參數(shù)模型 (李子奈，潘文卿,2009)。[10]

三、基于Panel Data模型的實證分析

(一)數(shù)據(jù)收集

本文選取2000年至2011年12年,36個縣的數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)來源于河南、湖北、安徽三省的統(tǒng)計年鑒以及《中國縣(市)社會經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》，其中農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值根據(jù)三省的農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)進行平減。根據(jù)數(shù)據(jù)匯總，各縣農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值總體呈上升趨勢，不同截面、不同時間略有波動。

(二)參數(shù)估計

運用E-views5軟件對模型的估計和檢驗得：Hausman檢驗值為0.0031，小于0.05，接受固定效應(yīng)假設(shè)。S1=2.459 324，S2=11.533 42，S3=30.3919；F(315,108)=3.89,F(280,108)=1.43。F2小于臨界值接受假設(shè)2，使用不變系數(shù)模型。

模型輸出結(jié)果得：

LnNYCZ= (2.159192)+(0.27153)LnNF+(0.169646)LnJX+(0.159328)LnYD+

(-0.193125)LnLDL+(0.103067)LnGD+(0.41712)LnHF+

(0.031333)LnNY+(0.367794)LnGD+ε

解釋變量參數(shù)F檢驗擬合優(yōu)度調(diào)整后的擬合優(yōu)度t檢驗DW值C2.159 1926.328 574農(nóng)業(yè)科技進步0.271 537.372 626農(nóng)業(yè)機械總動力0.169 6462.964 714農(nóng)村用電量0.159 3284.395 807農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)-0.193 152-2.812 154耕地面積0.103 0672.964 714化肥施用量0.417 124.395 807農(nóng)藥使用量0.031 3332.606 047有效灌溉面積比率0.367 7943.529 637128.67390.622 5940.617 7552.836 066

模型通過檢驗，與預(yù)期假設(shè)有差別，但效果較好，通過檢驗。從所得參數(shù)來看，化肥施用量對大別山連片貧困區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值影響最大，化肥施用量的彈性為0.417 12，說明大別山連片貧困區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)依賴化肥的使用。其次是有效灌溉面積比率，彈性為0.367 794，確保當(dāng)?shù)剞r(nóng)作物旱澇保收，加強農(nóng)田水利建設(shè)依然是當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長必不可少的措施。農(nóng)業(yè)科技進步的彈性為0.271 53，相較于全國平均水平較低，表明在大別山連片貧困區(qū)推廣農(nóng)業(yè)技術(shù)尤為重要。農(nóng)業(yè)機械總動力和農(nóng)村用電量對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值影響也較為顯著，彈性分別為0.169 646和0.159 328，當(dāng)?shù)氐匦我陨絽^(qū)為主，大規(guī)模農(nóng)業(yè)機械使用有一定難度，需要對農(nóng)業(yè)機械進行適時更新。耕地面積對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值影響并不顯著，從歷年數(shù)據(jù)來看，耕地面積變化較小，呈穩(wěn)定態(tài)勢，可見確保耕地數(shù)量是維持農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的重要舉措。農(nóng)藥使用量對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值影響不顯著，農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，與預(yù)期一致，反映大別山連片貧困區(qū)農(nóng)業(yè)已從勞動密集型向新型現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變。

四、政策建議

從所做的實證分析來看，大別山連片貧困區(qū)是因為大別山的存在，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值具有相同的影響因素，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有同質(zhì)性，并沒有因為行政區(qū)劃的不同，產(chǎn)生差異性，可以進行統(tǒng)一的生產(chǎn)規(guī)劃。大別山連片貧困區(qū)的提出，可以使該地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)得到政策支持，取得進一步提高，大別山地區(qū)的同質(zhì)性更使得政策制定有了標(biāo)準(zhǔn)化依據(jù)。

根據(jù)實證分析所得模型，提出以下政策建議：

第一，合理使用化肥?；蕦r(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要性不能忽視了其缺點，正是由于化肥的使用量過高，導(dǎo)致土壤對化肥有了依賴性，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中產(chǎn)生了惡性循環(huán)。測土配方肥可以很好替代傳統(tǒng)意義上的化肥，對大別山連片貧困區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有積極意義。另外，改良施用化肥技術(shù)，提高化肥利用率，可以促進大別山連片貧困區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)長久增長。

第二，推廣農(nóng)業(yè)技術(shù)。從模型中可以看出，對于平原地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟有重要影響的農(nóng)業(yè)機械總動力和用電量，對大別山連片貧困區(qū)并沒有太大影響，說明大別山地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟受地形制約嚴(yán)重，因此，農(nóng)業(yè)技術(shù)的推廣，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整對大別山地區(qū)扶貧有重要意義，可以減少傳統(tǒng)種植業(yè)在大別山地區(qū)的比重，促進林業(yè)、牧業(yè)的發(fā)展。

第三，注重農(nóng)田水利建設(shè)，保護大別山地區(qū)農(nóng)業(yè)生態(tài)。根據(jù)實地調(diào)查，發(fā)現(xiàn)大別山地區(qū)水土流失和洪澇災(zāi)害嚴(yán)重，影響了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。注重農(nóng)田水利建設(shè)，保護當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)生態(tài)，既有利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，也可以發(fā)展休閑農(nóng)業(yè)和鄉(xiāng)村旅游，促進農(nóng)民增收。耕地面積，對大別山農(nóng)業(yè)生產(chǎn)影響也較為明顯，說明土地在山區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)當(dāng)中是十分寶貴的，守住耕地紅線不動搖，確保農(nóng)民生活保障，提高耕地質(zhì)量是促進大別山地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長最基本的方針。

第四，促進當(dāng)?shù)貏趧恿τ闪康劫|(zhì)的轉(zhuǎn)變。大別山地區(qū)一直都是勞務(wù)輸出集中地區(qū)，勞動力外流，從短時間內(nèi)帶來了農(nóng)民增收，但長遠(yuǎn)來看并不有利于當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展。針對農(nóng)業(yè)人口相對過剩，在發(fā)展高效農(nóng)業(yè)的同時，還應(yīng)注意其他產(chǎn)業(yè)建設(shè)，吸引高效勞動力回流，為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)帶來更先進的生產(chǎn)技術(shù)。

參 考 文 獻

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