本文作者：余霜 李光 冉瑞平 單位：安順學院資源管理與環境科學系 安順學院化學生物與農學系 四川農業大學經濟管理學院

隨著我國進入全面建設小康社會的新時期，“三農”問題的現實嚴峻性和極端重要性日漸凸現。農業是國民經濟的基礎，農業經濟的穩定、協調和健康增長對于整個國民經濟的發展水平、解決“三農”問題都有積極而重要的作用［1］。開展對農業經濟增長影響因素的研究，為加快轉變農業經濟增長方式、充分合理地利用農業生產要素、進行農業經濟結構調整和提高農業綜合生產能力提供政策依據，從而實現農業經濟的持續發展具有重要意義［2］。目前對于農業經濟增長影響因素的研究所涉及的內容，有以全國層面、以省為范圍的研究，以及某個農業產業增長影響因素的研究，但是以某個典型地貌類型的農業經濟增長影響因素為研究對象的文獻還較少。四川丘陵地區是一個歷史悠久的重要農業經濟區域，作為四川省農業經濟發展的重要組成部分，其發展狀況直接影響到整個四川經濟發展的全局和小康社會建設目標的實現。在當前中央關注“三農”問題的宏觀背景下，四川農業經濟的發展越來越引起許多學者的關注［3］。

四川省18個百萬人口以上的大縣均集中分布于丘陵地區，丘陵地區人口、耕地面積和農業增加值分別占全省的59．9％、57．9％和59．5％，糧食面積為全省的60％左右，糧食總產量占全省的80％以上，商品糧占全省的90％左右［4］。瀘縣位于四川省南部長江、沱江之濱，是四川省雙季稻、中稻及再生稻適宜種植區域，也是四川省典型丘陵農業大縣［5］。瀘縣作為100萬人口的丘陵農業大縣，常年水稻種植面積3．67萬hm2，名列全省第四位，糧食總產量達50萬t，其中稻谷總產量達35萬t，名列全省第一位。瀘縣的生豬產業也是名列前茅，成為農民增收致富奔小康的主要途徑，現已建成商品瘦肉型豬基地縣、動物疫病示范區和動物疫情測報站。2010年末總人口為108．57萬人，其中農業人口98．47萬人，全年糧食總產量達53．60萬t，增產0．5％；油料產量0．94萬t，增長3．8％；水果3．20萬t，增長5．0％；豬牛羊肉產量達12．97萬t，增產4．0％，農作物生產持續穩定，繼續保持良好的增長勢頭。選取具有西部典型丘陵特點、農業經濟發展又好又快的瀘縣作為研究區域，利用瀘縣1980～2009年以來各種投入要素如土地、勞動力、資金、技術等的時間序列資料，對農業經濟增長的影響因素進行分析，以期為四川丘陵地區乃至整個四川省農業經濟的發展提供參考。

1研究方法

柯布—道格拉斯生產函數是當代西方經濟學中廣泛應用的一種生產函數。其一般形式為：Y＝AXβ11Xβ22Xβ33…Xβnn（1）其中，Y表示產出量，A是基年的技術水平，Xi（i＝1，2，…，n）表示各投入要素量，βi（i＝1，2，…，n）表示投入要素Xi的產出彈性系數。若柯布—道格拉斯生產函數誤差項的設定不同，則所用的測算方法與結果就有差異。我們這里假設無乘法誤差，且形式為（1）式，則可對兩邊取對數，使之線性化，可得：lnY＝lnA＋β1lnX1＋β2lnX2＋β3lnX3＋…＋βnlnXn（2）本文選用瀘縣農業的長期生產函數為一個柯布—道格拉斯生產函數，初步確定影響農業經濟增長的因素為勞動力、播種面積、化肥施用量、農業機械總動力、農業建設投資等，建立柯布—道格拉斯生產函數形式如下：lnY＝β0＋β1lnX1＋β2lnX2＋β3lnX3＋β4lnX4＋β5lnX5＋μi（3）式中，Y表示農業經濟增長；X1表示勞動力投入；X2表示土地投入；X3表示化肥投入；X4表示機械投入；X5表示資金投入。本研究擬采用農林牧漁業總產值來代表農業經濟增長，以鄉村從業人員代表勞動力投入，以年末實有農作物播種面積代表土地投入，以年內化肥施用量代表化肥投入，以農業機械總動力代表機械投入，以農業建設投資代表資金投入。

2實證分析

2．1模型求解根據瀘縣統計局1980～2009年關于農林牧漁業總產值、鄉村從業人員、年末實有農作物播種面積、年內化肥施用量、農業機械總動力、農業建設投資的統計數據，同時為了方便建模和避免異方差的出現，對原始數據進行自然對數變換后，得到樣本數據。運用普通最小二乘法對式（3）進行估計，計量輸出結果見表2。根據表2中的偏回歸系數可得到如下回歸方程（4）：lnY＝13．7915＋0．2280lnX1－1．3773lnX2＋0．9844lnX3＋0．9557lnX4＋0．0496lnX5（4）

2．2模型檢驗及修正

模型整體效果較好，F＝128．1205＞F0．05（5，30）＝2．53；解釋力較強，調整后的R2達到0．9564；在顯著性水平α＝0．05下，所有參數不都是顯著的，因為并不是每一個回歸系數的t值都大于t0．025（30）＝2．042；DW＝1．1155，當顯著性水平為α＝0．05時，n＝30，k＝5（不包括常數項），查德賓—沃森統計表得到：dL＝1．071，dU＝1．833；由于dL＜DW＝1．1155＜dU，DW處于二者之間，無法判斷是否存在隨機擾動項零自相關的假設H0，故需進一步進行自相關檢驗。由于德賓－沃森檢驗法中，DW處于dL、dU二者之間，無法判斷式（2）是否存在自相關，改用圖形法進行檢驗。將式（2）回歸后的殘差和滯后一期的殘差值做散點圖（圖1），大部分散點落在第Ⅰ、第Ⅲ象限，則存在正自相關。利用廣義差分法可以解決這一問題。進行廣義差分法處理后，原模型可以修正為式（5）：lnY＝8．2693－0．2233lnX1－1．2185lnX2＋0．8777lnX3＋0．8344lnX4＋0．0562lnX5（5）T值（0．5545）（－1．1187）（2．8331）（4．0164）（1．2341）其中R2＝0．9029，調整后的R2＝0．8817，F＝42．7586，DW＝1．9402。修正后的結果，各變量回歸系數的t值已有所改進，只有鄉村從業人員與農業經濟的關系在統計較微弱；調整后的R2＝0．8817，解釋力較強；F值在5％顯著水平下能通過檢驗，說明整個方程是顯著成立的，dU＜DW＝1．9402＜4－dU，說明已經不再存在序列相關。

2．3模型結果分析

農業勞動力的彈性系數在1980～2009年間約是－0．2233，即瀘縣的勞動力投入對農業經濟增長具有一定的負面影響，這表明在當前農村勞動力已經處于飽和狀態乃至過剩的狀態下，也就是說在投入產出曲線上，勞動力投入已經處于甚至超過了總產量的最高點，處于總產量的下降區間，勞動力投入的增加很難對生產有促進作用，反而會增加農業經濟增長的負擔。同時在基層農業統計指標中，由于統計操作中的實際困難，對鄉村從業人員人數的統計更多的是對農村勞動力資源的反映，僅僅是對具有勞動能力的當地戶籍成年農村人口進行的匯總，并不是對實際從事農業生產勞動力的統計，這也在一定程度上影響了模型的結果。在當前我國西部農村勞動力往東部沿海發達地區轉移的背景下，瀘縣作為四川省一個農民工輸出大縣，成年的青壯年勞動力大部分都外出打工掙錢養家，家里則僅剩下中老年人在農村務農，勉強維持農業生產，農業勞動力的彈性必然偏小甚至為負值，這種現象在西部農村具有普遍的代表性；農作物播種面積的彈性系數是－1．2185，這表明在其他條件不變的情況下，農作物播種面積每增加1％，農業總產值減少1．2185％，這并不說明耕地減少越快，農業經濟增長就越快，反而說明越來越多的耕地沒有用于農業生產，許多耕地被用在非農業領域；化肥施用量的彈性系數是0．8777，表明化肥使用量每增加1％，農業總產值增加0．8777％，因此在農業生產中使用化肥是農業總產值增加的重要原因之一；農業機械總動力的彈性系數是0．8344，表明在一定條件下，農業機械總動力每提高1％，農業總產值增加0．8344％，由于瀘縣地處西南丘陵區，和廣大的西部農業生產一樣，一方面耕地高低起伏，土地細碎化，另一方面農業基礎設施缺乏，難以實現規模化經營，耕地機械化的推廣面臨很大的困難，但從長遠來看，農業機械化對農業經濟增長的促進作用是顯著的；農業基礎建設投資的彈性系數是0．0562，表明農業基礎建設投資每增加1％，農業總產值增加0．0562％，農業基礎建設投資對農業經濟增長作用不明顯，原因在于農業基礎建設等固定資產投資作用時間具有滯后性，當年的投資只能在隨后幾年發揮作用。