大别山连片贫困区农业经济增长影响因素分析——基于Panel Data模型分析

张骏逸，竺三子，刘鹏凌

(安徽农业大学 经济管理学院，安徽 合肥 230036)

大别山地区位于安徽、河南、湖北三省交界处，是我国著名的革命老区。近年来大别山地区经济发展取得了显著成绩，但与发达地区的差距仍然在加大，贫困面貌依然没有得到改变。国家高度重视大别山革命老区贫困问题，2011年12月1日中共中央、国务院出台《中国农村扶贫开发纲要(2011～2020年)》明确提出，“按照新的标准全面推进集中连片贫困地区的扶贫工作”。如何推进大别山连片贫困区经济发展，成为人们关注的焦点。

制度被认为是最关键的因素。林毅夫(1992，1994)[1]认为制度改革促进全要素生产率提高了20.54%， McMillan，Whalley，Zhu(1989)[2]认为1978年以来农业经济增长的75%应归功于家庭联产承包责任制，25%源于价格改革。其中，土地所有权制度对农业经济增长有很大影响(黄少安，2005)。[3]就生产要素投入而言，有学者认为化肥施用量和农业机械总动力贡献率最大(张浩，陈昭，2008)，[4](陈莉，刘光辉，2004)，[5]有效灌溉也起到至关重要的作用(梅玫，阮文彪，2006[6]；陈莉，张士云，2004[7])。影响大别山连片贫困区农业经济增长的主要因素究竟有哪些？明确这些因素对作出推动该地区农业经济增长和扶贫工作的制度安排和政策设计具有重要价值。

一、大别山连片贫困区基本状况

大别山连片贫困区，包括安庆、阜阳、六安、亳州、信阳、驻马店、开封、商丘、周口、孝感、黄冈11个市的36个县，区别于传统意义上的大别山地区,涵盖皖北平原、皖西山区、豫东山区、鄂东北山区。该区地形以山区、丘陵为主,面积占到全区50%以上。地区常伴有水土流失、内涝等地质灾害,农业经济发展困难。大别山连片贫困区贫困人口主要集中在农村，外出务工和在当地务农是贫困人口的主要选择。2010年，大别山地区乡村人口3128万人，占全区总人口的85.5%，GDP为3297.4亿元，其中农林牧渔业总产值为1801.8亿元，占总产值的54.6%，人均GDP为9016元，是全国平均水平的30.5%，农民人均纯收入为4229元，是全国平均水平的71.2%，其中人均收入在2300元以下的贫困人口为634万人，贫困发生率为20.2%，高出全国平均水平10个百分点。

图1 各省大别山地区农业总产值(单位：万元)

大别山连片贫困区具有农村人口多，农村贫困发生率高，第一产业产值占总产值比重高的特点，因此，促进农业经济增长是解决贫困最直接的手段，也是本文所关注的问题。

二、研究的理论模型

理论分析表明，影响农业经济增长的主要因素有农业科技进步、土地、农业机械使用、劳动力、化肥、农药、农田水利等。

(一)变量选取及分析

1.农业科技进步

农业科技进步是自家庭联产承包责任制改革以来，我国农业增收最主要的影响因素。农业科技进步主要包括生产技术的改善和农业技术装备的更新。主要体现在农业劳动生产率提高，土地产出率增加和农产品质量提高等方面。据测算，我国科技进步对农业增长的贡献率在50%左右，其中以良种推广为主要代表。大别山连片贫困区农业生产落后，科技进步对农业生产总值的影响尤为重要，我们认为，科技进步对农业总产值提高具有显著影响。在模型中，我们以年份为替代量，表示每年科技进步对农业生产的影响。

2.土地

土地是农业生产最基本的载体，统计指标上，可以根据耕地面积或者播种面积进行考量。通过分省数据发现，耕地面积略有波动，但总体增减并不明显，基本保持不变。播种面积，除了可以反映农作物耕作情况，也能从侧面反映农民耕地积极性。在取消农业税，增加农业补贴后，预期播种面积会有较大幅增长，但从数据表现来看，增长幅度很小，说明农业生产在农民收入中比重增加很小，农民参加农业生产积极性仍不高。笔者提出耕地面积对农业总产值影响较小的假设。

3.劳动力

大别山地区人口众多，农业人口比重很高，是历来劳务输出大区，从数据分析来看，农村从业人员数一直保持很高的比重，但从事农业人员数一直处于下降趋势，符合笔者实地调查的结果。目前农村所保留的从事农业生产的劳动力，绝大部分都是60岁以上的老人。农业从业人员数的下降很大一部分是由于农业机械化所造成的，仅从模型上分析，笔者推测，农业从业人员数与农业总产值呈负相关关系。

4.化肥

化肥一直对我国农业生产产生重要影响。化肥的确起到了增收效果，但从侧面却污染了农业生态环境，对可持续发展产生不利影响。从统计资料上显示，各省化肥施用量有波动，但总体处于上升趋势，从实际生产中出发，笔者认为化肥施用量可能对农业总产值产生正向影响。

5.农业机械使用

农业机械的使用是现代农业非常关键的影响因素，也代表了农业现代化技术水平，农业生产全过程都需要农业机械的投入，针对农业机械的使用，笔者选取了两个变量来反映：农业机械总动力和农村用电量，既可以看出农业机械拥有量，又可以观测农业机械使用情况。从数据上发现，两大指标每年都处于稳步增长状态，推测对农业总产值有很大影响。

6.农药使用

农药的投入在农业生产当中必不可少，但在生产过程中，过多的农药使用会使农业生产环境遭到破坏，病虫害也会对农药产生抗体，造成加大农药使用量。从侧面来看，农药使用量也是观测当地农业自然灾害的一个重要数据。从数据上看，农药使用量具有相当高的波动性，这与当年的农业自然灾害有关，笔者推测，农药使用量与农业总产值呈负相关关系。

7.农业灌溉

农田水利建设是农业物资投入中最为主要的基础设施建设，包括灌溉、排水、除涝和防治盐、渍灾害等，通过兴修水利为农田服务，建设旱涝保收、高产稳定的基本农田。2011年中央一号文件强调:“加强农田水利和生态建设,提高农业抗御自然灾害的能力。”大别山连片贫困区自然灾害频发，农田水利建设尤为重要，但当地农业水利设施充足，因此选取有效灌溉面积比率来反映当地农业灌溉状况，也减小了与耕地面积的相关性。从数据上观察，笔者认为农业灌溉对农业生产总值产生显著性影响。

根据CD函数构建双对数模型如下：

LnNYCZ=C+β1LnNF+β2LnJX+β3LnYD+

β4LnLDL+β5LnGD+β6LnHF+

β7LnNY+β8LnGGε

——NYCZ：农业总产值

——NF：年份(农业科技进步)

——JX：农业机械总动力

——YD：农村用电量

——LDL：农业从业人员数

——GD：耕地面积

——HF：化肥施用量

——NY：农药

——GG：灌溉

(二)计量模型的选择

为了提高样本量和参数估计量精度，使用Panel Data计量模型。

Panel Data模型是一类根据个体、时间、指标三维混合数据，分析变量间相互关系并预测其变化趋势的计量经济学模型。Panel Data模型因为观测样本量大大增加，具有估计方法优良、参数估计量精度提高、多重共线性减弱的特点 (高铁梅2009)。[8]Panel Data模型一般分为3个类型：不变系数模型，变截距模型和变系数模型。

Panel Data模型单方程一般形式为：

yit=αi+xitβi+uit

i=1,…,n,t=1,…,T

其中xit为1×K向量，βi为K×1向量，K为解释变量的数目。

1.无个体变量影响的不变系数模型的单方程回归形式可以写成

yi=α+xiβ+ui,i=1,…,n

在该模型当中，假设在截面成员上既无个体影响也没有结构变化，即对于各截面方程，截距α和K×1维系数向量β均相同。对于该模型，将各截面成员的时间序列数据堆积在一起作为样本数据，利用普通最小二乘法便可求出参数α和β的一直有效估计。因此，该模型也被称为联合回归模型(pooled regression model)。

2.变截距模型的单方程回归形式可以写成

yi=αi+xiβ+ui,i=1,…,n

在该模型当中，假设在界面成员上存在个体影响而无结构变化，并且个体影响可以用截距项αi(i=1,…,n)的差别来说明，即在该模型中各截面成员方程的截距项αi不同，而K×1维系数向量β相同，故称该模型为变截距模型。从估计方法角度，有时也称该模型为个体均值修正回归模型(individual-mean corrected regression model)。

3.变系数模型的单方程回归形式可以写成

yi=αi+xiβ+ui,i=1,…,n

在该模型中，假设在截距成员上既存在个体影响，又存在结构变化，即在允许个体影响由变化的截距项αi(i=1,…,n)来说明的同时还允许K×1维系数向量βi(i=1,…,n)依截面成员的不同而变化，用以说明截面成员之间的结构变化。称该模型为变系数模型或无约束模型(unrestricted model)(易丹辉,2008)。[9]

于是，研究Panel Data模型的第一步是检验刻画被解释变量y的参数是否在所有横截面样本点和时间上都是常数，即检验所研究的问题属于上述3种情况中的哪一种，以便确定模型的形式。广泛使用的检验是协变分析检验(analysis of covariance)，也称F检验，主要检验以下两个假设。

假设1：斜率在不同的横截面样本和时间点上都相同，但截距不同。

H1:yi=αi+xiβ+ui

假设2：截距和斜率在不同横截面样本点和时间上都相同。

H2：yi=α+xiβ+ui

显然，如果接受了假设2，则没有必要进行进一步的检验。如果拒绝了假设2，就应该检验假设1，判断斜率是否都相等。如果假设1被拒绝，就应该采用模型3。

根据参数约束检验原理，构建检验H2的F统计量：

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

检验H1的F统计量：

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

其中S1、S2、S3分别为变系数模型，变截距模型和不变系数模型的残差平方和。对于给定显著水平，查F分布表，得到临界值，与由计算得到的F统计量值进行比较，若F2小于临界值接受假设2，使用不变系数模型；拒绝假设，则检验假设1，F1小于临界值接受假设1，使用变截距模型；拒绝假设，则使用变参数模型 (李子奈，潘文卿,2009)。[10]

三、基于Panel Data模型的实证分析

(一)数据收集

本文选取2000年至2011年12年,36个县的数据,数据来源于河南、湖北、安徽三省的统计年鉴以及《中国县(市)社会经济统计年鉴》，其中农业总产值根据三省的农产品生产价格指数进行平减。根据数据汇总，各县农业总产值总体呈上升趋势，不同截面、不同时间略有波动。

(二)参数估计

运用E-views5软件对模型的估计和检验得：Hausman检验值为0.0031，小于0.05，接受固定效应假设。S1=2.459 324，S2=11.533 42，S3=30.3919；F(315,108)=3.89,F(280,108)=1.43。F2小于临界值接受假设2，使用不变系数模型。

模型输出结果得：

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

解释变量参数F检验拟合优度调整后的拟合优度t检验DW值C2.159 1926.328 574农业科技进步0.271 537.372 626农业机械总动力0.169 6462.964 714农村用电量0.159 3284.395 807农业从业人员数-0.193 152-2.812 154耕地面积0.103 0672.964 714化肥施用量0.417 124.395 807农药使用量0.031 3332.606 047有效灌溉面积比率0.367 7943.529 637128.67390.622 5940.617 7552.836 066

模型通过检验，与预期假设有差别，但效果较好，通过检验。从所得参数来看，化肥施用量对大别山连片贫困区农业总产值影响最大，化肥施用量的弹性为0.417 12，说明大别山连片贫困区农业生产依赖化肥的使用。其次是有效灌溉面积比率，弹性为0.367 794，确保当地农作物旱涝保收，加强农田水利建设依然是当地农业经济增长必不可少的措施。农业科技进步的弹性为0.271 53，相较于全国平均水平较低，表明在大别山连片贫困区推广农业技术尤为重要。农业机械总动力和农村用电量对农业总产值影响也较为显著，弹性分别为0.169 646和0.159 328，当地地形以山区为主，大规模农业机械使用有一定难度，需要对农业机械进行适时更新。耕地面积对农业总产值影响并不显著，从历年数据来看，耕地面积变化较小，呈稳定态势，可见确保耕地数量是维持农业经济增长的重要举措。农药使用量对农业总产值影响不显著，农业从业人员数与农业总产值呈负相关关系，与预期一致，反映大别山连片贫困区农业已从劳动密集型向新型现代化农业转变。

四、政策建议

从所做的实证分析来看，大别山连片贫困区是因为大别山的存在，农业总产值具有相同的影响因素，农业生产具有同质性，并没有因为行政区划的不同，产生差异性，可以进行统一的生产规划。大别山连片贫困区的提出，可以使该地区农业生产得到政策支持，取得进一步提高，大别山地区的同质性更使得政策制定有了标准化依据。

根据实证分析所得模型，提出以下政策建议：

第一，合理使用化肥。化肥对农业生产的重要性不能忽视了其缺点，正是由于化肥的使用量过高，导致土壤对化肥有了依赖性，在农业生产中产生了恶性循环。测土配方肥可以很好替代传统意义上的化肥，对大别山连片贫困区农业生产有积极意义。另外，改良施用化肥技术，提高化肥利用率，可以促进大别山连片贫困区农业生产长久增长。

第二，推广农业技术。从模型中可以看出，对于平原地区农业经济有重要影响的农业机械总动力和用电量，对大别山连片贫困区并没有太大影响，说明大别山地区农业经济受地形制约严重，因此，农业技术的推广，产业结构的调整对大别山地区扶贫有重要意义，可以减少传统种植业在大别山地区的比重，促进林业、牧业的发展。

第三，注重农田水利建设，保护大别山地区农业生态。根据实地调查，发现大别山地区水土流失和洪涝灾害严重，影响了农业生产。注重农田水利建设，保护当地农业生态，既有利于农业生产，也可以发展休闲农业和乡村旅游，促进农民增收。耕地面积，对大别山农业生产影响也较为明显，说明土地在山区农业生产当中是十分宝贵的，守住耕地红线不动摇，确保农民生活保障，提高耕地质量是促进大别山地区农业经济增长最基本的方针。

第四，促进当地劳动力由量到质的转变。大别山地区一直都是劳务输出集中地区，劳动力外流，从短时间内带来了农民增收，但长远来看并不有利于当地经济发展。针对农业人口相对过剩，在发展高效农业的同时，还应注意其他产业建设，吸引高效劳动力回流，为农业生产带来更先进的生产技术。

参 考 文 献

[1]林毅夫. 制度、技术与中国农业发展 [M].上海：上海三联书店，1994：30-62，121-144.

[2]McMillan J，Whaley J，Zhu L. The Impact of China's Economic Reforms on Agricultural Productivity Growth [J]. Journal of Political Economy，1989(97)：781-807.

[3]黄少安，孙圣民，宫明波.中国土地产权制度对农业经济增长的影响——对1949～1978年中国大陆农业生产效率的实证分析[J].中国社会科学，2005(5)：38-47.

[4]张浩，陈昭.中国农业经济增长的要素贡献度研究——基于分省非稳定面板的实证分析[J] . 南方经济，2008(1)：61-75.

[5]陈莉，刘光辉. 安徽省农业经济增长的灰色关联解析[J] .中国农学通报，2004，20(2)：229-231.

[6]梅玫，阮文彪. 安徽省农业产值增长制约因素的相关分析[J]. 技术经济，2006(7)：84-86.

[7]陈莉，张士云. 安徽农业经济增长的影响因素分析 [J] .中国农学通报，2004，20(2)：222-225.

[8]高铁梅. 计量经济分析方法与建模:EViews应用及实例[M]. 北京：清华大学出版社，2009：319-371.

[9]易丹辉. 数据分析与EViews应用[M].北京：中国人民大学出版社，2008：293-329.

[10]李子奈，潘文卿. 计量经济学[M].北京：高等教育出版社，2009：249-258.