農(nóng)民純收入影響了農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入產(chǎn)出彈性嗎——基于江蘇地區(qū)面板數(shù)據(jù)的門檻模型分析

張宇青，周應(yīng)恒，易中懿，尹 燕

(1.南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇南京210095;2.江蘇大學(xué)，江蘇鎮(zhèn)江212013;3.南京農(nóng)業(yè)大學(xué)人文社會(huì)科學(xué)學(xué)院，江蘇南京，210095)

一、引 言

農(nóng)業(yè)是國民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，自改革開放以來，黨中央出臺(tái)了多項(xiàng)支持農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策，特別是自2004年至今連續(xù)10年一號(hào)文件接連提出了免除農(nóng)業(yè)稅、發(fā)展科技農(nóng)業(yè)、建設(shè)社會(huì)主義新農(nóng)村、加大農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、完善農(nóng)村基本經(jīng)營制度等政策主張，這些都極大促進(jìn)了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展。江蘇作為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)之一，近年來在率先實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的進(jìn)程中取得了豐碩成果，如通過農(nóng)機(jī)購置補(bǔ)貼政策的實(shí)施大力提升了全省農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平，目前全省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)綜合機(jī)械化水平達(dá)70%以上;采取惠農(nóng)政策促使糧食產(chǎn)量九連增，根據(jù)新華網(wǎng)江蘇頻道報(bào)道:2012年全省農(nóng)業(yè)科技貢獻(xiàn)率62.3%，比全國平均高8個(gè)百分點(diǎn)，糧食單產(chǎn)421.3公斤，比2011年增6.7公斤，其中因單產(chǎn)提高帶來的糧食增產(chǎn)量達(dá)10.7億斤，占增產(chǎn)總量的83%［1］;截止2012年1月，江蘇高效農(nóng)業(yè)、設(shè)施農(nóng)業(yè)占耕地面積比重分別為42.8%和12.2%。農(nóng)林牧副漁業(yè)總產(chǎn)值從2004年的2417.63億元，增加到2011年的5237.45億元(圖1)，經(jīng)計(jì)算2004-2011年間的幾何平均增速為10.46%。

在農(nóng)業(yè)產(chǎn)出和增長的影響因素問題上，多年來眾多學(xué)者從各個(gè)角度展開了分析。吳玉鳴使用空間計(jì)量模型分析了我國各省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的空間分布模式和空間依賴性，認(rèn)為我國省域農(nóng)業(yè)產(chǎn)出空間分布存在局域集聚特征，并且勞動(dòng)、資本的投入產(chǎn)出彈性很大，而土地貢獻(xiàn)不顯著［2］;林玉芯基于C-D函數(shù)測(cè)定了固定資產(chǎn)、勞動(dòng)力和耕地面積對(duì)福建農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)［3］;黨超(2011)使用個(gè)體固定效應(yīng)模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)方法對(duì)省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，認(rèn)為影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的各項(xiàng)要素投入的作用大小依次為:農(nóng)機(jī)總動(dòng)力、用電量、灌溉面積、化肥使用量［4］。上述研究均是從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的各項(xiàng)要素投入出發(fā)，利用不同的計(jì)量模型對(duì)農(nóng)業(yè)要素投入產(chǎn)出彈性進(jìn)行測(cè)算。

圖1 江蘇農(nóng)林牧副漁業(yè)總產(chǎn)值序列(2004-2011)

還有一些學(xué)者考慮了制度變更、科技發(fā)展、對(duì)外貿(mào)易、金融支持對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的影響，喬榛等人就1978-2004年的土地制度、財(cái)稅制度變化對(duì)農(nóng)業(yè)增長的作用進(jìn)行檢驗(yàn)，認(rèn)為農(nóng)業(yè)制度變遷對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)很大［5］;李金誠認(rèn)為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變的核心在于提高投入產(chǎn)出比，應(yīng)努力提高農(nóng)業(yè)科技成果產(chǎn)業(yè)化水平［6］;韓作生建立了向量自回歸(VAR)模型就農(nóng)業(yè)科技人力資本對(duì)農(nóng)業(yè)增長的促進(jìn)作用進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)科技人力資本的貢獻(xiàn)要超過物質(zhì)資本的投入［7］。白曉燕分析了我國農(nóng)業(yè)政策性金融對(duì)農(nóng)業(yè)增長的作用，并使用最優(yōu)子集回歸驗(yàn)證了兩者間的緊密聯(lián)系［8］。

根據(jù)以上研究可以看出當(dāng)前關(guān)于農(nóng)業(yè)產(chǎn)出和增長影響因素分析大多是從線性角度考慮的，分析各類因素對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出或增長的作用時(shí)缺乏非線性考慮——這正是本文研究的核心內(nèi)容。同時(shí)在農(nóng)業(yè)要素投入產(chǎn)出彈性的測(cè)度上，很少有學(xué)者考慮到農(nóng)民收入水平變化對(duì)農(nóng)業(yè)要素投入產(chǎn)出彈性的影響，本文認(rèn)為在相同的要素投入條件下，會(huì)因農(nóng)民收入水平變動(dòng)導(dǎo)致要素投入產(chǎn)出彈性也發(fā)生變動(dòng)，所以下文將采取Hansen在1999年［9］提出的門檻估計(jì)方法使用江蘇13個(gè)地區(qū)2002-2011年的面板數(shù)據(jù)，對(duì)農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間的關(guān)系進(jìn)行非線性分析，以驗(yàn)證農(nóng)民純收入變動(dòng)對(duì)農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入產(chǎn)出彈性的影響。

二、模型設(shè)定與估計(jì)方法

(一)模型設(shè)定

1.門檻變量選取

已有很多研究證明農(nóng)民收入變動(dòng)對(duì)農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入數(shù)量有顯著的影響，如李孝忠和喬娟認(rèn)為農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)對(duì)東北地區(qū)大豆播種面積波動(dòng)有顯著影響作用［10］;何政道和何瑞銀通過對(duì)1989-2006年江蘇數(shù)據(jù)進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn):影響農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力的因素主要是農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移率和農(nóng)村居民家庭人均純收入［11］;馬驥利用2006年華北平原的調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)家庭非農(nóng)收入對(duì)化肥施用量有顯著影響［12］。上述研究都證實(shí)了農(nóng)民收入變動(dòng)會(huì)引起農(nóng)業(yè)各物質(zhì)要素投入數(shù)量的變動(dòng)，意味著農(nóng)民收入間接影響了農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，但是目前關(guān)于農(nóng)業(yè)要素投入產(chǎn)出彈性測(cè)算的文獻(xiàn)很少考慮到因農(nóng)民收入水平差異導(dǎo)致的要素投入產(chǎn)出彈性差異。本文認(rèn)為:農(nóng)民收入水平變動(dòng)不僅通過影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中物質(zhì)要素?cái)?shù)量這一途徑對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出產(chǎn)生影響，還會(huì)通過以下兩個(gè)途徑對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出產(chǎn)生影響:一是農(nóng)民收入水平變動(dòng)導(dǎo)致農(nóng)業(yè)要素組合結(jié)構(gòu)發(fā)生變更從而改變要素的產(chǎn)出彈性，收入增加促使了農(nóng)戶加大資本性生產(chǎn)投入支出，如提高農(nóng)機(jī)購置和土地承包的數(shù)量，二是農(nóng)民收入提高在使農(nóng)民形成現(xiàn)代市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)觀念的同時(shí)也讓農(nóng)民有更多的資本去主動(dòng)尋求各類技術(shù)培訓(xùn)和學(xué)習(xí)，讓農(nóng)民的生產(chǎn)技能得到較大的提高，特別是在大力推廣農(nóng)業(yè)機(jī)械化過程中農(nóng)民操作、維護(hù)技術(shù)的提升。所以在進(jìn)行農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入產(chǎn)出彈性測(cè)算時(shí)，應(yīng)當(dāng)考慮到農(nóng)民收入的影響。借鑒黃凌云等人［13］的做法，將農(nóng)民純收入作為門檻變量，構(gòu)建以下模型:

式(1)表示以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)中第i個(gè)要素的彈性系數(shù)βi為被解釋變量、農(nóng)民收入inc的多次項(xiàng)inc，inc2，……，incp為解釋變量的回歸方程中，如果dp(p≥2)顯著不為0，說明可以將農(nóng)民收入分成p個(gè)區(qū)間，在每個(gè)區(qū)間中農(nóng)民收入與βi的關(guān)系是不同的，上述表述是刻畫“門檻效應(yīng)”的“交叉項(xiàng)模型法”，但黃凌云等人認(rèn)為交叉項(xiàng)模型法雖然可以估計(jì)出具體門檻值，但無法驗(yàn)證所估計(jì)門檻值的正確性，也無法對(duì)內(nèi)生“門檻效應(yīng)”進(jìn)行顯著性驗(yàn)證，采用面板門檻估計(jì)能夠較好的彌補(bǔ)這個(gè)缺陷［14］。

2.門檻模型建立

經(jīng)典的柯布 －道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為:

(2)中Y代表農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，A代表一定時(shí)期內(nèi)恒定不變的技術(shù)水平，K和L為投入的資本要素和勞動(dòng)力，α和β分別為資本和勞動(dòng)力的產(chǎn)出彈性，α+β＞1(＜1，=1)表示規(guī)模報(bào)酬遞增(遞減，不變)。兩邊求導(dǎo)得到:

借鑒黨超的定義［4］:農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)業(yè)用電量、化肥施用量可以衡量資本的影響，而農(nóng)作物播種面積、有效灌溉面積可以衡量土地的影響。結(jié)合勞動(dòng)力要素，構(gòu)建生產(chǎn)函數(shù)為:

對(duì)兩邊求導(dǎo)后得到:

其中Y表示農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，L表示農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量，s表示農(nóng)作物播種面積，mech表示農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力，ch表示化肥施用量，elec表示農(nóng)業(yè)用電量，gg表示有效灌溉面積。變量取對(duì)數(shù)處理，以消除異方差影響。β1，β2，β3，β4，β5，β6表示待估計(jì)參數(shù)，μ 為不可觀測(cè)的個(gè)體效應(yīng)，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

式(5)是線性方程，沒有考慮到變量關(guān)系的結(jié)構(gòu)性變更。為了考察變量關(guān)系具有的非線性門檻效應(yīng)，將農(nóng)民純收入(inc)作為門檻變量，在核心變量和控制變量的確定上，因?yàn)檗r(nóng)業(yè)勞動(dòng)力過剩導(dǎo)致的產(chǎn)出彈性為負(fù)是一個(gè)不爭(zhēng)的現(xiàn)實(shí)，發(fā)展生態(tài)農(nóng)業(yè)的大背景下減少化肥施用量、實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展已是大勢(shì)所趨，所以本文不考察這兩個(gè)變量的門檻效應(yīng)。農(nóng)民收入提高直接提升了對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械的需求量，促使農(nóng)民在地方政府采取“民辦公助”的方式增加對(duì)農(nóng)民用水戶協(xié)會(huì)管理的田間工程投入的政策背景下更加積極的參與灌溉管理、提高灌排工程設(shè)施基礎(chǔ)能力，也促使農(nóng)民擴(kuò)大播種面積和增加了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的用電量?；谝陨峡紤]，本文將lnL，lnch作為控制變量，分別將 lnmech，lngg，lns，lnelec 作為核心變量，形成4個(gè)單門檻效應(yīng)估計(jì)方程:

其中，π* 是門檻變量inc的門檻值，βij(i=1，2，3，4;j=1，2)表示對(duì)應(yīng)第i個(gè)核心變量在第j個(gè)門檻狀態(tài)下的待估計(jì)參數(shù)，α1，α2為控制變量待估計(jì)參數(shù)。對(duì)于多門檻效應(yīng)，可以進(jìn)一步按照門檻區(qū)間設(shè)定要求進(jìn)行拆分，不再贅述。

(二)估計(jì)方法

為了簡(jiǎn)化起見，只根據(jù)模型1進(jìn)行估計(jì)方法描述。設(shè)定:

為了去除個(gè)體效應(yīng)μ的影響，需要先進(jìn)行組內(nèi)均值處理，然后將所有數(shù)據(jù)疊加，從而有以下方程:

在門檻變量(inc)區(qū)間中任意選取選取一個(gè)門檻值π1替代π*代入模型(6)進(jìn)行OLS估計(jì)，記錄下殘差平方和SSE(π1)，再選取另外一個(gè)門檻值π2，估計(jì)后得到 SSE(π2)，根據(jù)殘差平方和最小化原則確定較優(yōu)門檻值，再選取其他門檻值進(jìn)行估計(jì)后得到殘差平方和與前者進(jìn)行比較，在多次迭代計(jì)算后確定最優(yōu)門檻值π*=argminSSE(inc)。黃凌云等認(rèn)為:實(shí)際計(jì)算過程中采取逐步法實(shí)現(xiàn)的計(jì)算量過大，采用格柵法(Grid Search)能夠加快計(jì)算速度。

Hansen最大的貢獻(xiàn)是提出了對(duì)門檻效應(yīng)個(gè)數(shù)和門檻值顯著性的“自抽樣”(Bootstrap)檢驗(yàn)過程，這克服了以往門檻判定過程中使用分組檢驗(yàn)法和交叉模型法不能對(duì)門檻顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)的缺陷，他提出了一個(gè)F統(tǒng)計(jì)量:

SSE0表示在不存在門檻效應(yīng)原假設(shè)(所有核心變量估計(jì)參數(shù)滿足:βi1=βi2，?i)條件下進(jìn)行OLS估計(jì)得到的殘差平方和，SSE)和 σ2()為存在門檻效應(yīng)下進(jìn)行估計(jì)后得到的殘差平方和與殘差方差。因?yàn)殚T檻值事先未確定，可以使用“自抽樣”(Bootstrap)模擬F值的漸進(jìn)分布。對(duì)于估計(jì)出的門檻值，需要檢驗(yàn)其真實(shí)性，有:

Hansen認(rèn)為當(dāng)LR(π)＞－2ln(1－(1－α)0.5)時(shí)可以拒絕門檻值不真實(shí)的原假設(shè)，α為相應(yīng)水平。在確定了第一個(gè)門檻值后，可以再在門檻變量區(qū)間中任意選取一個(gè)值作為第二個(gè)門檻值的初始值，同樣利用殘差平方和最小準(zhǔn)則根據(jù)上述步驟確定門檻值，并對(duì)第二個(gè)門檻值的顯著性與真實(shí)性進(jìn)行檢驗(yàn)，如果檢驗(yàn)出第二個(gè)門檻值也顯著并真實(shí)，可以再用上述過程判定是否存在其他的門檻值，過程如上所述，在此不再贅述。

三、數(shù)據(jù)樣本與變量描述

本文采用2002-2011年江蘇13個(gè)地區(qū)(南京、無錫、徐州、常州、蘇州、南通、連云港、淮安、鹽城、揚(yáng)州、鎮(zhèn)江、泰州、宿遷)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。農(nóng)業(yè)產(chǎn)出采用農(nóng)林牧副漁業(yè)總產(chǎn)值進(jìn)行衡量，為了剔除價(jià)格變動(dòng)帶來的影響，采用江蘇各年第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值指數(shù)對(duì)其進(jìn)行調(diào)整。要素投入指標(biāo)包括農(nóng)林牧副漁從業(yè)人員數(shù)量、農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、化肥施用量、農(nóng)業(yè)用電量、有效灌溉面積等6個(gè)指標(biāo)。門檻變量為農(nóng)村居民人均純收入。數(shù)據(jù)來源于各年《江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒》，具體變量說明及描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

表1 變量說明及描述性統(tǒng)計(jì)(2002-2011年，N=13地區(qū)，T=10年，NT=130)

圖2-1至2-6是描述lnY序列與各個(gè)解釋變量對(duì)數(shù)序列間關(guān)系的的散點(diǎn)圖，有以下結(jié)論:①勞動(dòng)力數(shù)量對(duì)數(shù)與與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出對(duì)數(shù)間的關(guān)系在江蘇絕大部分地區(qū)均表現(xiàn)明顯的負(fù)相關(guān)。②播種面積對(duì)數(shù)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出對(duì)數(shù)之間的關(guān)系在江蘇各個(gè)地區(qū)有顯著差異，無錫、常州、鎮(zhèn)江等地區(qū)整體上表現(xiàn)為播種面積對(duì)數(shù)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出對(duì)數(shù)無顯著關(guān)系(散點(diǎn)圖路徑近似垂直于橫軸)，而在揚(yáng)州、鹽城、徐州等一些地區(qū)則表現(xiàn)為較為明顯的正相關(guān)關(guān)系，南京、蘇州則體現(xiàn)為較明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系。③農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力對(duì)數(shù)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出對(duì)數(shù)的關(guān)系在各地區(qū)存在差異，在包括南通、徐州、鹽城、淮安在內(nèi)的大部分地區(qū)體現(xiàn)為正相關(guān)，而在無錫、蘇州等地區(qū)表現(xiàn)為弱負(fù)相關(guān)。④化肥施用量對(duì)數(shù)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出對(duì)數(shù)的關(guān)系在蘇錫常地區(qū)和南京表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)，而在鎮(zhèn)江、徐州、鹽城等大部分地區(qū)則表現(xiàn)為正相關(guān)。⑤用電量對(duì)數(shù)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出對(duì)數(shù)的關(guān)系在各地區(qū)體現(xiàn)為正相關(guān)關(guān)系，但在相關(guān)程度上各地區(qū)存在一定差異。⑥有效灌溉面積對(duì)數(shù)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出對(duì)數(shù)之間的關(guān)系在各地區(qū)存在差異，從整體上看呈明顯正相關(guān)關(guān)系。

圖2 －1 lnL與lnY散點(diǎn)圖

圖2 －2 lns與lnY散點(diǎn)圖

圖2 －3 lnmech與lnY散點(diǎn)圖 l

圖2 －4 lnch與lnY散點(diǎn)圖

圖2 －5 lnelec與lnY散點(diǎn)圖

圖2 －6 lngg與lnY散點(diǎn)圖

四、實(shí)證分析

(一)門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

根據(jù)上文模型設(shè)置，利用Stata 11.0軟件進(jìn)行計(jì)算。因?yàn)樾枰疾斓暮诵淖兞總€(gè)數(shù)不唯一，如果分別進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)可能會(huì)使模型1—模型4產(chǎn)生不同的門檻區(qū)間個(gè)數(shù)，不利于從總體上考察農(nóng)民收入變動(dòng)如何影響了各農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入產(chǎn)出彈性，也不利于對(duì)比分析，故本文對(duì)4個(gè)模型均設(shè)置為單門檻并進(jìn)行檢驗(yàn)和估計(jì)。表2是給出了單門檻效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果，第2-5列顯示4個(gè)模型均在1%水平上顯著存在門檻效應(yīng)，最后兩列給出了門檻變量的門檻估計(jì)值及在95%顯著性水平下的置信區(qū)間。圖3-1至3-4是四個(gè)門檻模型估計(jì)得出的門檻檢驗(yàn)圖，橫軸為門檻變量，縱軸為LR值，圖中標(biāo)明了95%顯著性參考線，當(dāng)曲線處于參考線下方意味著此部分門檻值顯著存在。從估計(jì)結(jié)果看，四個(gè)模型中有三個(gè)模型的門檻估計(jì)值相同，說明當(dāng)農(nóng)民人均純收入處于10600元門檻值兩邊時(shí)，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、灌溉面積、農(nóng)業(yè)用電量對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的彈性存在顯著差異，這體現(xiàn)了以農(nóng)民純收入作為門檻變量考察農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入與產(chǎn)出間的非線性關(guān)系時(shí)門檻模型具有較強(qiáng)的一致性。

(二)估計(jì)結(jié)果

表3顯示了4個(gè)模型的單門檻效應(yīng)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差估計(jì)(Robust)結(jié)果，有以下結(jié)論:①模型1、2、3均認(rèn)為農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的彈性系數(shù)在1%水平顯著為負(fù)，說明江蘇各地區(qū)整體上仍然存在著農(nóng)村勞動(dòng)力過剩的狀況，但模型4認(rèn)為農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力產(chǎn)出彈性在5%水平顯著為正?；适┯昧繉?duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的彈性在四個(gè)方程中不一致，模型1和模型4的估計(jì)結(jié)果認(rèn)為在10%檢驗(yàn)水平上化肥施用量的產(chǎn)出彈性不顯著，模型2估計(jì)結(jié)果顯示化肥施用量產(chǎn)出彈性在1%檢驗(yàn)水平下顯著為正，模型3估計(jì)結(jié)果顯示在5%水平下化肥施用量產(chǎn)出彈性顯著為負(fù)。②核心變量估計(jì)結(jié)果顯示:在農(nóng)民純收入低于等于10600元時(shí)，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力水平每提高1%，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出將增加0.53%，而農(nóng)民純收入跨越10600元這個(gè)門檻時(shí)，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力水平每提高1%，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出將增加0.57%，說明農(nóng)民純收入的提高有助于提升農(nóng)機(jī)動(dòng)力單位投入產(chǎn)出彈性;在農(nóng)民純收入低于等于10600元時(shí)，有效灌溉面積每提高1%，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出將增加0.69%，而農(nóng)民純收入跨越這個(gè)門檻值后，有效灌溉面積每提高1%，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出將增加0.73%，說明農(nóng)民收入提高后會(huì)有更多的資本注入農(nóng)田灌溉領(lǐng)域，更有利于節(jié)水工程的推進(jìn)和灌溉效率的提高，從而使單位灌溉面積增加引起的產(chǎn)出增加;在農(nóng)民純收入低于等于10600元時(shí)，農(nóng)業(yè)用電量每提高1%，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出將增加0.35%，當(dāng)農(nóng)民純收入跨越該門檻時(shí)，產(chǎn)出彈性增加到0.3853，農(nóng)民收入提高直接加快了農(nóng)村電氣化改造進(jìn)程，也使農(nóng)村居民節(jié)能電器使用率得到提高，從而使單位用電量的產(chǎn)出效應(yīng)更大。相比于農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、有效灌溉面積、農(nóng)業(yè)用電量，播種面積與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出間非線性關(guān)系的拐點(diǎn)對(duì)農(nóng)民純收入的要求相對(duì)較高，門檻值為11800元，當(dāng)農(nóng)民純收入低于該門檻值時(shí)，播種面積每增加1%，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出將增加1.72%，當(dāng)跨越該門檻值時(shí)，播種面積每增加1%，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出將增加1.75%。上述分析結(jié)果驗(yàn)證了本文觀點(diǎn)的正確性，農(nóng)民純收入的提高對(duì)農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入產(chǎn)出彈性產(chǎn)生了實(shí)質(zhì)性的影響，當(dāng)農(nóng)民純收入跨越既定門檻值后，農(nóng)機(jī)總動(dòng)力、有效灌溉面積、農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)用電量的產(chǎn)出彈性都有所增加。

表2 1000次“自抽樣”(Bootstrap)的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

圖3-1 模型1門檻檢驗(yàn)圖

圖3-2 模型2門檻檢驗(yàn)圖

圖3-3 模型3門檻檢驗(yàn)圖

圖3-4 模型4門檻檢驗(yàn)圖

(三)各地市門檻狀態(tài)判定

根據(jù)兩個(gè)門檻值(10600和11800)，將江蘇13個(gè)城市進(jìn)行分類。從表4可以看出2011年南京、無錫、常州、蘇州、南通、揚(yáng)州、鎮(zhèn)江、泰州等8個(gè)地區(qū)的農(nóng)民純收入已經(jīng)跨越10600元處于較高農(nóng)民純收入?yún)^(qū)間，而徐州、連云港、淮安、鹽城、宿遷等5個(gè)地區(qū)農(nóng)民純收入未跨越該門檻，但鹽城農(nóng)民純收入已經(jīng)為10511元，即將跨越門檻值進(jìn)入較高區(qū)間。南京、無錫、常州、蘇州、鎮(zhèn)江等沿江5市農(nóng)民純收入同時(shí)超過11800元，而其他8個(gè)地區(qū)均處于該門檻值以下。通過以上分析，認(rèn)為蘇錫常、南京、鎮(zhèn)江等地區(qū)的農(nóng)作物播種面積的產(chǎn)出彈性與其他未跨越相應(yīng)門檻值的地區(qū)存在一定差異，蘇中地區(qū)(南通、揚(yáng)州、泰州)農(nóng)機(jī)化動(dòng)力、有效灌溉面積、農(nóng)業(yè)用電量等要素的產(chǎn)出彈性與蘇北地區(qū)(徐州、連云港、淮安、鹽城、宿遷)等地區(qū)存在著顯著差異。

表3 單門檻模型穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差估計(jì)結(jié)果

表4 2011年江蘇各地區(qū)門檻狀態(tài)劃分

五、全文總結(jié)

本文利用2002-2011年江蘇13個(gè)地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建了以農(nóng)民純收入為門檻變量的農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的門檻模型，主要結(jié)論如下:

一是農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、有效灌溉面積、農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)用電量等土地、資本要素與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出間的關(guān)系存在著非線性特征。當(dāng)農(nóng)民純收入高于10600元時(shí)農(nóng)機(jī)總動(dòng)力，有效灌溉面積、農(nóng)業(yè)用電量帶來的產(chǎn)出彈性分別為 0.5723、0.7344、0.3853，高于未跨越10600元門檻值時(shí)的0.5273、0.6900、0.3475，三種要素的投入產(chǎn)出彈性在門檻值左右兩側(cè)的差異分別為 0.045、0.0444、0.0378，說明農(nóng)民純收入超過10600元門檻值時(shí)，按照產(chǎn)出彈性增加量的要素排序?yàn)?農(nóng)機(jī)總動(dòng)力＞有效灌溉面積＞農(nóng)業(yè)用電量。當(dāng)農(nóng)民純收入高于11800元時(shí)，播種面積帶來的產(chǎn)出彈性也有所增加，從1.7151增加到了1.7466，計(jì)量分析結(jié)果充分證明了農(nóng)民純收入提高會(huì)對(duì)各農(nóng)業(yè)生產(chǎn)物質(zhì)要素的投入產(chǎn)出彈性形成顯著影響。

二是2011年江蘇13個(gè)地市平均農(nóng)民可支配收入為11834.77元，跨越了11800元的門檻值，意味著江蘇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)各物質(zhì)要素與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的關(guān)系已經(jīng)進(jìn)入了一個(gè)新的階段，所以江蘇應(yīng)當(dāng)在實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收的同時(shí)，大力推廣農(nóng)業(yè)科技和農(nóng)業(yè)機(jī)械化以實(shí)現(xiàn)單產(chǎn)效率的提高，同時(shí)土地作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基本要素，一定要保證播種面積數(shù)量維持在一個(gè)合理的水平，并且要努力實(shí)現(xiàn)播種面積的穩(wěn)中有升和不斷提高土地產(chǎn)出率。因?yàn)檗r(nóng)村用電量的產(chǎn)出彈性有所提高，國家電力部門應(yīng)當(dāng)積極主動(dòng)與農(nóng)業(yè)部門和各級(jí)鄉(xiāng)鎮(zhèn)建立連接機(jī)制，對(duì)區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)用電需求進(jìn)行預(yù)測(cè)并合理配置電力負(fù)荷，積極進(jìn)行供電創(chuàng)新、優(yōu)先滿足農(nóng)業(yè)生產(chǎn)用電需求。

三是江蘇整體上農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中化肥施用量產(chǎn)出彈性不明確，但從散點(diǎn)圖來看，在一些蘇北地區(qū)化肥施用量與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出為正相關(guān)關(guān)系，這些地區(qū)在一定時(shí)期內(nèi)化肥施用量還會(huì)有所增加，農(nóng)業(yè)部門應(yīng)當(dāng)掌握化肥投入面源污染的變化規(guī)律及其驅(qū)動(dòng)機(jī)制，并引導(dǎo)農(nóng)民采用親環(huán)境的施肥技術(shù)、降低農(nóng)戶化肥施用水平。

四是蘇南和蘇中地區(qū)的農(nóng)民純收入水平較高，有效的提升了農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入產(chǎn)出彈性，但宿遷、淮安、連云港等地區(qū)的農(nóng)民純收入仍在9000元門檻值以下，距離10600元門檻值還有一定的距離，制約了農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入產(chǎn)出彈性的提高，所以應(yīng)當(dāng)采取各種有效手段促使蘇北地區(qū)農(nóng)民純收入得到較快增長。

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