论文部分内容阅读
摘 要 2004年以来中央政府高度关注“三农”问题，在政府重视、政策引导之下，农业基础设施投资加大，建设提速。基于此，利用多元线性回归法，估测各项投入要素对农业总产值的影响方向及程度，结论显示，农业基础设施建设对江西农业综合生产能力提高呈正向显著影响作用。
关键词 农业基础设施；农业综合生产能力；多元线性回归；江西
中图分类号：F327 文献标志码：B 文章编号：1673-890X（2014）12--2
在现代西方微观经济学中，常用生产函数表示在一定技术条件下由特定的投入组合有效使用时可能获得的最大产出。其中，最著名的生产函数是柯布—道格拉斯生产函数（Cobb-Douglas production function简称C-D生产函数），用以预测国家和地区的工业系统或大企业的生产和分析其发展生产的途径，基本形式为：Y=A（t）LαKβμ
式中，Y代表工业总产值，A（t）代表综合技术水平，L是投入的劳动力数，K是投入的资本，α、β分别是劳动力产出、资本产出的弹性系数，μ表示随机干扰项的影响，μ≤1。
在农业生产中，可以借鉴这个思路构建函数分析农业产出量与农业各投入要素之间的数量关系。但由于农业生产较之工业生产更为复杂，不同产品生产环节不同，具体投入构成相差很大，相应数据难获取，照搬C-D生产函数分析各投入要素与产出之间的关系会有失科学性。在此，选用多元回归模型来分析农业基础设施建设对农业综合生产能力的贡献[1]。
1 模型构建与分析
1.1 建立函数方程
农业综合生产能力是指在一定时期内特定的社会经济条件下，农业诸种要素综合投入可能得到的特定水平的农业产出能力，我们用农业总产值表示。
农业生产投入包括土地投入、劳动力投入、资金投入、技术投入。这里的土地投入用农作物播种面积代替；劳动力投入取农林牧渔业劳动力人数；资金投入用农林牧渔业固定资产投资代替，它涵盖了农村道路、农田水利设施、农村电网、生产性建筑、机械设备器具工具购置等，基本能代表农业基础设施投资建设；技术投入包括农药、化肥、塑料地膜、农业机械等，农业机械划归资金投入，另几种投入相关性较强，在此选用化肥施用量代表。
建立回归方程：Y=c+a1X1+a2X2+a3X3+a4X4
其中：Y是农业总产值；a为要素产出弹性；c是常数项；X1代表农作物播种面积；X2代表农林牧渔劳动力人数；X3代表化肥施用量；X4代表农林牧渔业固定资产投资。
1.2 数据来源
选用数据来自国家统计局分省年度数据，见表1。
表1 2004-2013年江西省农业生产相关数据
资料来源：国家统计局网站，《2014中国统计年鉴》。注：农林牧渔固定资产投资=农林牧渔固定资产投资（不含农户）+（农村农户固定资产投资额-农村农户竣工住宅投资额）；带*的指标数据须经过相应价格指数调整再代入模型[2]。
1.3 模型的估计
将数据调整代入，用SPSS19.0版统计软件分析，得出未标准化的回归方程如下：
由于非标准化回归系数包含了常数项无法预测变量的相对重要性，将上述方程转化为标准化回归方程式：
方程解释程度达到97.2%，四个自变量回归系数显著性检验的t值分别为0.215、1.970、0.005、2.789，回归系数未达显著的自变量有农作物播种面积和农用化肥施用量。
2 基本结论及讨论
4个自变量中，农林牧渔从业人数影响是负的；农作物播种面积、农用化肥施用量和农林牧渔固定资产投资的影响皆为正，影响程度由高到低依次为：农林牧渔固定资产投资、农作物播种面积、农用化肥施用量。
2.1 农作物播种面积对农业总产值的影响是正的
假定其它条件不变，农作物播种面积增加，农业总产值会随之增加。而且，随着农业科技的发展和普及，现在农作物单位面积产量又在不断提高，农业总产值增加是必然。但是，农作物播种面积回归系数显著性检验的t值为0.215，说明农作物播种面积对农业总产值有正向影响作用，但不显著[3]。原因是，从数据来看农作物播种面积本身增长幅度很小，再加上农作物单产不可能无限地提高和一些自然灾害的影响，使得农作物播种面积虽然在增加但带来的农业总产值增加并不明显。
2.2 农林牧渔从业人数对农业总产值的影响为负
也就是说，随着农林牧渔劳动力人数的减少，农业总产值反而增加。而且，农林牧渔从业人数回归系数显著性检验的t值为1.970，说明农林牧渔从业人数对农业总产值的影响作用非常显著。原因在于，农业现代化水平越来越高，农业的发展主要是靠资金投入、技术应用、规模经营。这也就意味着农林牧渔从业人数严重过剩，隐形失业明显，应想方设法提高他们的非农技能向非农产业转移就业。
2.3 农用化肥施用量对农业总产值的影响为正，但影响程度非常小
显著性检验的t值仅为0.005。原因之一：农业化学化从20世纪60年代就已经开始了，化肥产品丰富、施肥技术发达，到21世纪初它对促进农业生产发展的正面作用仍然非常显著，但它恶化农业生态环境的负面影响也日益凸显，由于长期滥用化肥农药，很多土地自然生产力已经严重破坏，靠增加化肥施用量已经很难增加其产出能力。原因之二：近10 a来，随着国家对农业生态环境的整治以及农民对农业生态环境保护意识的增强，很多地方开始无公害农业、绿色农业、有机农业生产模式，化肥施用量严格控制科学施用，土地自然生产力得以慢慢恢复，但毕竟土地修复需要一个漫长的过程，所以化肥施用量的影响程度就显得非常微弱了。
2.4 农林牧渔业固定资产投资
回归系数显著性检验的t值为2.789，正向作用显著，成为增加农业总产值的最有利因素。原因可能是2004年以来，中央政府连年下发的一号文件对三农问题高度关注，各级、各类投资主体对农业固定资产投资加大了投入力度，不论是重大水利工程和生态建设等全社会普遍受益的大型工程，还是用于增强农业市场竞争力和直接改善农业生产条件的良种工程、重要农产品基地以及农田水利节水灌溉等中小型基础设施都得以不断完善，尤其是后一类项目都是能直接促进农业产值增加的[4]。
当然，农业综合生产能力的综合性很强，影响因素非常庞杂，考虑到数据的可得性和相关性，在此仅选择了4个代表性变量运用多元线性回归法从某个侧面分析农业综合生产能力。从模型分析结果来看，要提高农业综合生产能力最关键的有两点：一是要大力加强农业基础设施建设，尤其是那些能直接改善农业生产条件的中小型基础设施；二是要加快农业过剩劳动力非农转移。
参考文献
[1]何小群.现代统计分析方法与应用[M].北京：中国人民大学出版社，1998.
[2]吴明隆.问卷统计分析实务——SPSS操作与应用[M].重庆：重庆大学出版社，2010.
[3]杨国涛，拜发奎.利用C-D函数对宁夏农业综合生产能力影响因素进行实证分析[J].农业系统科学与综合研究，2001（2）：103-105.
[4]刘文.江西省农业综合生产能力分析[J].安徽农业科学，2006（15）：3832-3833.
（责任编辑：刘昀）
关键词 农业基础设施；农业综合生产能力；多元线性回归；江西
中图分类号：F327 文献标志码：B 文章编号：1673-890X（2014）12--2
在现代西方微观经济学中，常用生产函数表示在一定技术条件下由特定的投入组合有效使用时可能获得的最大产出。其中，最著名的生产函数是柯布—道格拉斯生产函数（Cobb-Douglas production function简称C-D生产函数），用以预测国家和地区的工业系统或大企业的生产和分析其发展生产的途径，基本形式为：Y=A（t）LαKβμ
式中，Y代表工业总产值，A（t）代表综合技术水平，L是投入的劳动力数，K是投入的资本，α、β分别是劳动力产出、资本产出的弹性系数，μ表示随机干扰项的影响，μ≤1。
在农业生产中，可以借鉴这个思路构建函数分析农业产出量与农业各投入要素之间的数量关系。但由于农业生产较之工业生产更为复杂，不同产品生产环节不同，具体投入构成相差很大，相应数据难获取，照搬C-D生产函数分析各投入要素与产出之间的关系会有失科学性。在此，选用多元回归模型来分析农业基础设施建设对农业综合生产能力的贡献[1]。
1 模型构建与分析
1.1 建立函数方程
农业综合生产能力是指在一定时期内特定的社会经济条件下，农业诸种要素综合投入可能得到的特定水平的农业产出能力，我们用农业总产值表示。
农业生产投入包括土地投入、劳动力投入、资金投入、技术投入。这里的土地投入用农作物播种面积代替；劳动力投入取农林牧渔业劳动力人数；资金投入用农林牧渔业固定资产投资代替，它涵盖了农村道路、农田水利设施、农村电网、生产性建筑、机械设备器具工具购置等，基本能代表农业基础设施投资建设；技术投入包括农药、化肥、塑料地膜、农业机械等，农业机械划归资金投入，另几种投入相关性较强，在此选用化肥施用量代表。
建立回归方程：Y=c+a1X1+a2X2+a3X3+a4X4
其中：Y是农业总产值；a为要素产出弹性；c是常数项；X1代表农作物播种面积；X2代表农林牧渔劳动力人数；X3代表化肥施用量；X4代表农林牧渔业固定资产投资。
1.2 数据来源
选用数据来自国家统计局分省年度数据，见表1。
表1 2004-2013年江西省农业生产相关数据
资料来源：国家统计局网站，《2014中国统计年鉴》。注：农林牧渔固定资产投资=农林牧渔固定资产投资（不含农户）+（农村农户固定资产投资额-农村农户竣工住宅投资额）；带*的指标数据须经过相应价格指数调整再代入模型[2]。
1.3 模型的估计
将数据调整代入，用SPSS19.0版统计软件分析，得出未标准化的回归方程如下：
由于非标准化回归系数包含了常数项无法预测变量的相对重要性，将上述方程转化为标准化回归方程式：
方程解释程度达到97.2%，四个自变量回归系数显著性检验的t值分别为0.215、1.970、0.005、2.789，回归系数未达显著的自变量有农作物播种面积和农用化肥施用量。
2 基本结论及讨论
4个自变量中，农林牧渔从业人数影响是负的；农作物播种面积、农用化肥施用量和农林牧渔固定资产投资的影响皆为正，影响程度由高到低依次为：农林牧渔固定资产投资、农作物播种面积、农用化肥施用量。
2.1 农作物播种面积对农业总产值的影响是正的
假定其它条件不变，农作物播种面积增加，农业总产值会随之增加。而且，随着农业科技的发展和普及，现在农作物单位面积产量又在不断提高，农业总产值增加是必然。但是，农作物播种面积回归系数显著性检验的t值为0.215，说明农作物播种面积对农业总产值有正向影响作用，但不显著[3]。原因是，从数据来看农作物播种面积本身增长幅度很小，再加上农作物单产不可能无限地提高和一些自然灾害的影响，使得农作物播种面积虽然在增加但带来的农业总产值增加并不明显。
2.2 农林牧渔从业人数对农业总产值的影响为负
也就是说，随着农林牧渔劳动力人数的减少，农业总产值反而增加。而且，农林牧渔从业人数回归系数显著性检验的t值为1.970，说明农林牧渔从业人数对农业总产值的影响作用非常显著。原因在于，农业现代化水平越来越高，农业的发展主要是靠资金投入、技术应用、规模经营。这也就意味着农林牧渔从业人数严重过剩，隐形失业明显，应想方设法提高他们的非农技能向非农产业转移就业。
2.3 农用化肥施用量对农业总产值的影响为正，但影响程度非常小
显著性检验的t值仅为0.005。原因之一：农业化学化从20世纪60年代就已经开始了，化肥产品丰富、施肥技术发达，到21世纪初它对促进农业生产发展的正面作用仍然非常显著，但它恶化农业生态环境的负面影响也日益凸显，由于长期滥用化肥农药，很多土地自然生产力已经严重破坏，靠增加化肥施用量已经很难增加其产出能力。原因之二：近10 a来，随着国家对农业生态环境的整治以及农民对农业生态环境保护意识的增强，很多地方开始无公害农业、绿色农业、有机农业生产模式，化肥施用量严格控制科学施用，土地自然生产力得以慢慢恢复，但毕竟土地修复需要一个漫长的过程，所以化肥施用量的影响程度就显得非常微弱了。
2.4 农林牧渔业固定资产投资
回归系数显著性检验的t值为2.789，正向作用显著，成为增加农业总产值的最有利因素。原因可能是2004年以来，中央政府连年下发的一号文件对三农问题高度关注，各级、各类投资主体对农业固定资产投资加大了投入力度，不论是重大水利工程和生态建设等全社会普遍受益的大型工程，还是用于增强农业市场竞争力和直接改善农业生产条件的良种工程、重要农产品基地以及农田水利节水灌溉等中小型基础设施都得以不断完善，尤其是后一类项目都是能直接促进农业产值增加的[4]。
当然，农业综合生产能力的综合性很强，影响因素非常庞杂，考虑到数据的可得性和相关性，在此仅选择了4个代表性变量运用多元线性回归法从某个侧面分析农业综合生产能力。从模型分析结果来看，要提高农业综合生产能力最关键的有两点：一是要大力加强农业基础设施建设，尤其是那些能直接改善农业生产条件的中小型基础设施；二是要加快农业过剩劳动力非农转移。
参考文献
[1]何小群.现代统计分析方法与应用[M].北京：中国人民大学出版社，1998.
[2]吴明隆.问卷统计分析实务——SPSS操作与应用[M].重庆：重庆大学出版社，2010.
[3]杨国涛，拜发奎.利用C-D函数对宁夏农业综合生产能力影响因素进行实证分析[J].农业系统科学与综合研究，2001（2）：103-105.
[4]刘文.江西省农业综合生产能力分析[J].安徽农业科学，2006（15）：3832-3833.
（责任编辑：刘昀）