时间：2015-12-20 12:58:53 所属分类：农业经济 浏览量:
一、引言及文献回顾 国务院总理李克强在今年的政府工作报告中指出:要坚持把解决三农问题作为全部工作的重中之重，以保障国家粮食安全和促进农民增收为核心，推进农业现代化。早在2009年的中央一号文件就强调要以市场需求为导向调整农业结构，促进农业稳定发
一、引言及文献回顾
国务院总理李克强在今年的政府工作报告中指出:要坚持把解决“三农”问题作为全部工作的重中之重，以保障国家粮食安全和促进农民增收为核心，推进农业现代化。早在2009年的中央一号文件就强调要以市场需求为导向调整农业结构，促进农业稳定发展和农民持续增收。结构主义经济学家通过大量研究证明:结构调整是经济增长的第三个源泉。
可见，调整和优化农业结构，对于促进中国农业经济的快速发展，解决“三农”问题具有强烈的现实意义。特别是在工业化、城镇化快速发展挤占了过多农业资源的情况下，中国更应及时通过科学的农业结构调整实现“农业增效、农民增收”。
国外学者关于农业结构调整的研究主要从理论角度去探究产业结构演变的规律。代表性的理论主要有亚当·斯密、李嘉图、克拉克等提出的产业结构演变与经济增长内在联系理论，德利希·李斯特、钱纳里、约翰·梅勒等提出的经济增长阶段理论，阿瑟·刘易斯提出的经济增长结构变革理论，以及罗伯特·古德兰提出的农业碳排放理论等。国外学者对中国农业结构调整问题的研究并不多。日本东京大学的田岛俊雄在著作《中国和东亚的农业结构问题》中指出，调整农业结构不仅要调整品种结构，更要调整要素结构，而后者更重要。
美国经济学者盖尔·约翰逊在《中国农业结构调整:台湾的经验及涵义》中指出，中国农业结构调整的关键在于劳动力的转移。
国内学者对于中国农业结构调整的研究成果比较丰富。归纳起来可分为三类:一是农业结构调整的必要性分析，典型代表有熊德平(2002)、李文(2006)等，他们指出了中国农业结构调整阶段性问题，分析了中国农业结构调整对农业增效、农民增收的影响;二是农业结构调整的影响因素分析，典型代表如傅朝荣(2007)、秦朝钧、张朝华(2011)等，他们从生态环境、科技进步、农民专业合作组织、政府补贴等不同角度分析了特定因素对中国农业结构调整的影响;三是农业结构调整的阶段性趋势分析，典型代表如陈卫洪、漆雁冰(2010)、李建波(2011)、李波、张俊飚、李海鹏(2011)等，他们指出了中国农业结构调整应以市场需求为导向，朝标准化、生态化、集群化、低碳化的方向发展。
纵观现有的研究文献，研究重点侧重于中国农业结构调整的必要性、必然性和方向性等方面的研究，研究方法则以定性分析为主，少量的定量分析仅限于个别影响因素，缺乏多个因素对农业结构调整的综合影响分析，用效率指标来量化中国农业结构调整及各影响因素之间关系的研究尚未见报道，针对广东这类工业经济较发达省份的研究更是空白。
本文在已有文献研究基础上，运用效率指标对农业结构调整及其主要影响因素展开协整分析，结合广东的具体情况分析检验结果，将农业结构调整研究推进到量化、效率研究的层次，这对于广东乃至全国下阶段农业结构调整的目标取向、最大限度地发挥中国有限农业资源的效能，具有重要指导意义。
二、模型构建、数据来源及研究方法
(一)模型构建
农业结构调整的目的是农业增效和农民增收，本文选取亩均农业生产总值———单位土地产出率作为农业结构调整成效的衡量指标。综合已有研究可知，自然资源投入、人力和物力投入、科技投入、基础设施建设、政府重视程度等因素对农业生产产生影响。
在进行计量分析时，基于现实意义和统计学上的要求，以上各影响因素需要进一步用具体的变量来表示。同时为了与亩均农业生产总值效率指标相对应，本文选用以下6个亩均效率指标作为分析变量。(1)亩均农业机械总动力，既可以反映单位面积上农业生产中的物力投入，也可以反映农业现代化、产业化、规模化程度。(2)亩均化肥施用量(本文用折纯量)，反映农业科技投入和物力水平的指标。现代农业发展对化肥的依赖程度越来越高，数据显示，中国化肥平均用量是发达国家化肥安全施用上限的2倍，部分区域化肥的过量施用不仅造成农业面源污染，还导致土地地力下降。(3)亩均农药使用量，反映农业科技投入水平的指标。但当农药、除草剂、添加剂等成为现代农业的“常规武器”，导致60%至70%的农药在土壤中残留，通过食物链最终在人体内聚集，随之引发了许多疾病。(4)亩均农村用电量，反映农业生产中基础设施的指标。随着中国农业现代化进程的推进，农业产业化经营模式的改变必然增加农村用电量;同时完善的农村基础设施建设，比如农业灌溉、基本农田建设、现代农业园区建设、农田标准化改造等都会带来农村用电量的增长。(5)亩均乡镇第一产业从业人员数，反映农业生产中的人力投入指标。一般来说，农业现代化进程加快，土地产出率随之提高，劳动生产率将大幅度提高，而单位土地面积上所需要的劳动者将越来越少。(6)亩均农林水事务财政支出，反映政府在农业结构调整方面的投入。农业结构调整是一项投资大、见效慢的国家发展战略，需要政府的引导和推动。政府如果能够加大这方面的投入，调整的效果就会非常明显，反之，成效缓慢。
就上述六个时间序列变量及亩均农业生产总值做折线图，观察其趋势考虑到时间序列数据的自然对数不改变其时序性质及原来的协整关系，并能使趋势线性化，且能消除时间序列中存在的异方差现象，因此将各项数据取自然对数，从而构建如下经济计量模型:
lny=α0+α1lnx1+α2lnx2+α3lnx3+α4lnx4+α5lnx5+α6lnx6+ε(1)
其中，yi(元/亩)表示第i年亩均农业生产总值;x1i(千瓦/亩)表示第i年亩均农业机械总动力;x2i(吨/亩)表示第i年亩均化肥施用量(折纯量);x3i(吨/亩)表示第i年亩均农药使用量;x4i(千瓦时/亩)表示第i年亩均农村用电量;x5i(人/亩)表示第i年亩均乡镇第一产业从业人员数;x6i(元/亩)表示第i年亩均农林水事务财政支出;α0为常数项，α1～α6为待估计系数，εi为残差项;ln表示变量的自然对数，i=1978～2012。
(二)数据来源
本文所采用的数据是在广东相关数据基础上计算所得，相应的广东耕地面积、农业生产总值、农业机械总动力、化肥施用量、农药使用量、农村用电量、乡镇第一产业从业人员数、农林水事务财政支出的原始数据主要来源于历年《广东统计年鉴》和《广东农村统计年鉴》，其他部分缺失数据用历年《中国农村统计年鉴》中相应数据补齐。
(三)研究方法
为了定量研究上述6个变量对农业结构调整成效的影响程度，本文采用实证分析法进行研究。具体步骤是:首先，对有关时间序列变量的平稳性及其单整阶数进行ADF单位根检验，避免出现伪回归问题;其次，若各变量是同阶单整的，则利用Johansen检验法进行协整检验，以便弄清各变量之间是否存在长期稳定的均衡关系;最后，运用最小二乘法对(1)式进行OLS估计，分析检验结果，剖析其内涵，并得出相关政策建议。计量分析采用Eviews7.0统计软件。
三、模型检验、实证分析与结果讨论
(一)单位根检验
为避免出现伪回归问题，采用ADF单位根检验法对各变量进行平稳性检验。检验时，依据赤池信息准则(AIC)的最小化原则选择趋势项，以确定常数项是否存在，并依据施瓦茨信息标准(SIC)由Eviews软件自动确定最优滞后阶数，从而设定单位根的基本类型(C，T，K)，其中C表示带常数项(取0表示无常数项)，T表示带趋势项(取0表示无趋势项)，K表示滞后阶数。检验结果如表1所示，7个变量均为非平稳时间序列变量，但均在5%显著水平下是一阶单整的，即服从I(1)，符合协整检验的条件。
(二)协整检验
Johansen协整检验法是一种基于向量自回归模型的检验回归参数的方法，适合多变量的协整检验。
检验结果如表2所示，各序列的迹统计量(似然比统计量)的值都分别大于5%的临界值，所以lny和lnx1、lnx2、lnx3、lnx4、lnx5、lnx6之间存在六个协整关系的置信水平为95%，说明因变量lny能被自变量lnx1、lnx2、lnx3、lnx4、lnx5、lnx6的线性组合所解释，它们之间存在长期的稳定均衡关系，模型设计较为理想，可以进入下一步分析。
(三)实证分析
运用Eviews7.0软件中的OLS估计法对方程式(1)进行三种模型回归测算，估计结果见表3。
模型1包括所有6个变量和常数项。从表3中模型1的回归结果可看出，整体拟合度及调整后的拟合度均大于0.99，表明模型1整体拟合效果较好，但D.W统计量较小，仅为0.81，远小于2，表明模型1中序列的残差项存在显著的正自相关，这种相关破坏了OLS理论中误差项非自相关的假设，使回归结果的可靠性被高估，需要进一步优化。
模型2在模型1基础上进行了两项优化:一是为有效消除残差序列自相关对被解释变量的影响，引入AＲ(1)模型进行修正。二是考虑到模型1回归方程的常数项没有通过t检验，剔除常数项。这样构造出模型2，重新进行OLS估计并将结果在表3中列出。从模型2的回归结果可知，与模型1各变量的回归系数相比，加入AＲ(1)模型后各变量的回归系数变化不大，但整体拟合度、调整后的拟合度、对数似然值等都得到优化，D.W统计量增加了1倍，达到1.64，明显优于模型1。
进一步对模型2回归估计结果滞后2阶的残差进行LM检验，结果如表4所示。检验统计量Obs*Ｒ－squared=2.294397，其相应概率值P=0.3175，表明模型2估计结果的残差序列不存在自相关，比模型1更可靠。但是与模型1的情形类似，lnx2、lnx3两者的回归系数依然没有通过显著性检验，有必要进一步优化模型2。
模型3是将模型2中没有通过显著性检验的两个解释变量lnx2和lnx3剔除而得到的。再次进行OLS估计，得到模型3，回归结果见表3。结果表明，解释变量lnx1、lnx4、lnx5、lnx6与被解释变量lny之间的线性关系显著，且前3个解释变量的回归系数均通过了1%水平上的t检验，而lnx6的回归系数也通过了5%水平上的t检验。应当注意到，lnx5的回归系数为负，与被解释变量lny之间存在负相关关系。模型3整体拟合度和调整后拟合度非常接近1，D.W统计量为1.682963，比较接近2。进一步对模型3回归估计结果的残差进行LM检验，统计量Obs*Ｒ－squared=1.549060，其相应的概率值P=0.4609，表明残差不存在序列自相关。可见，模型3各项OLS估计结果满足要求，是一个合理且有效的模型。
(四)结果讨论
第一，模型3中自变量lnx1、lnx4、lnx6系数均为正，这与本文前述预期一致，也与多数学者的研究结果一致。表明广东亩均农业机械总动力、亩均农村用电量、亩均农林水事务财政支出每变动1个单位，可使亩均农业生产总值分别增加0.555245、0.329898、0.175762个单位。亩均农业机械总动力对提高亩均农业生产总值的影响最大，其次是亩均农村用电量。
第二，模型3中自变量lnx5的系数为负，表明亩均乡镇第一产业从业人员数每增加1个单位，可使亩均农业生产总值减少0.870008个单位。这说明亩均乡镇第一产业从业人员已经饱和，赋闲人员大量存在，严重影响亩均农业生产总值。赋闲人员的形成主要有两方面原因:一方面，随着改革开放以来工业化、城镇化进程加快，农地资源不断被挤占，无一技之长的广东失地农民没能及时转移成为产业工人，或因村组土地红利丰厚不愿转移，成为赋闲劳动力。另一方面，随着广东农业机械化、现代化程度的提高，亩均劳动生产率提高的同时解放了劳动力，使部分年老体衰、文化层次低、新技术接受能力差的劳动者赋闲下来。
第三，模型1、模型2的回归结果表明广东亩均化肥和农药的使用量对亩均农业生产总值的影响不显著。与以往文献中定性分析的结果相比，这是一个全新的结果，具有很强的理论和现实意义。理论上，说明化肥和农药两大要素的投入已经进入边际效益递减区域。根据边际效益递减规律，农业生产中生产要素投入都有一个最优比例，如果超过该比例仍继续增加该物质投入，则增加的化学物质不仅不能增加农业生产效率，而且会给生态环境带来严重破坏，最终影响农业生产效率。实际上，广东的统计数据显示，近10年来广东平均每公顷农田化肥施用量达641公斤，远超国际上认可的225公斤/公顷的安全上限，而农药施用量每公顷为31公斤，同样远超农药安全使用量8.7公斤。
长期、过量的化肥农药使用最终导致了与广大民众预期相反的结果，这一点非常值得引起注意。
四、结论与政策建议
(一)结论
第一，广东亩均农业生产总值与亩均农业机械总动力、亩均农村用电量和亩均农林水事务财政支出显著正相关。表明广东农业经济增长方式仍处于靠加大物质费用投入的粗放型增长阶段。
第二，广东亩均农业生产总值与亩均乡镇第一产业从业人员数呈显著的负相关。表明不仅造成人力资源浪费，也表明依赖土地生存的农民成为了广东农业产业化、规模化的制约因素。
第三，广东亩均农业生产总值与亩均化肥施用量、亩均农药使用量显著不相关，化肥和农药两大要素的投入已经进入边际效益递减阶段。表明农业资源已经出现过度消耗甚至浪费现象，这将给农业生态环境带来严重影响。
(二)政策建议
1．加大农业科研投入，促进广东农业经济增长方式向集约型转型。从发达国家的情况来看，只有农业科研投资占农业总产值的比重达2%左右，才能使农业与国民经济其他部门的发展相协调。在“重工轻农”氛围下，广东应逐年增加农业的科研投入，使其逐步达到占农业总产值的1%以上，其中政府农业科研投入强度应达到0.5%以上，才能基本满足广东农业科研对财政资源的实际需求。
2.发挥政府的宏观调控职能，完善配套政策，加快广东农业区域化布局，加快农业专业化生产、产业化经营进程。借鉴发达国家或发达地区农业结构调整的经验，遵循从地域分散、数量众多的农场生产到区域相对集中的产业化、规模化农业生产经营模式转变的轨迹，广东政府应发挥“看得见的手”的宏观调控功能，根据不同地区的自然和社会条件的比较优势，制定并完善相关配套政策，完善农业区域化布局，加快农业规模化、专业化生产，推进农业产业化进程。具体措施包括:创新广东农村土地流转体制，为农业规模化生产创造制度条件;落实农机补贴政策，提高农业物质技术装备水平，为农业现代化生产奠定物质基础;完善强农惠农富农政策，扶持农民专业合作社、农业龙头企业和种养大户三大经营主体，打造农业产业化经营坚实“领头雁”等。
3.加大农村人力资本的教育和培训，大力发展第三产业，多途径加快农村赋闲劳动力转移，提高农村土地集约生产的比率和效率。首先，农村劳动力素质直接关系到农业现代化技术的运用和推广。应继续加大农村基础教育的投入力度，提高农村劳动者的素质。其次，赋闲劳动力的大量存在制约着农业规模化、产业化进程。应大力发展第三产业，为农村赋闲劳动力创造就业机会，同时完善农村赋闲劳动力的职业技能培训制度，健全城乡一体化的公共培训就业服务体系，为提高农村土地集约生产的比率和效率创造条件。
4.合理使用农药和化肥，加强化肥缓控释肥、低容量农药喷雾等技术的研究及推广，提高化肥和农药投入的利用效率。合理使用化肥，意味着应在加强土壤肥力监控和肥料效益监测的基础上，实施测土配方施肥，同时建立科学的有机—无机相结合的施肥技术，逐步减少化肥的使用量。合理使用农药，意味着应建立多元化、社会化病虫害防治专业服务组织，运用农业、物理及生物防治技术，减少农药使用次数和数量，提高防治效果和利用率。此外，需要加强相关技术的研究及已有技术的示范推广，加大媒体宣传力度，充分发挥政府、行业协会、新闻媒体等舆论导向作用，在促进农业节能减排的同时，提高农业资源的使用效率，实现农业结构调整的目的。
参考文献: ［1］樊胜根，张晓波.中国经济增长和结构调整［J］.经济学，2002，(2):181－198. ［2］田岛俊雄.中国和东亚的农业结构调整问题［M］.上海:上海财经大学出版社，1997. ［3］格立芬.可供选择的经济发展战略［M］.北京:经济科学出版社，1992. ［4］熊德平.农业产业结构调整的涵义、关键、问题与对策［J］.农业经济问题，2002，(6):20－25. ［5］李文.贫困地区农业结构调整对农民现金收入的影响———对重庆市五县(区)的实证分析［J］.中国农村经济，2006，(4):32－36. ［6］傅朝荣.农民专业合作组织促进农村产业结构调整研究［D］.杨陵:西北农林科技大学，2007. ［7］秦朝钧，张朝华.广东省农业科技进步贡献率和要素贡献率的测算与经济增长分析［J］.农业现代化，2011，(9):556－559，564. ［8］陈卫洪，漆雁冰.农业产业结构调整对发展低碳农业的影响分析———以畜牧业和种植业为例［J］.农村经济，2010，(8):51－55.
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