廖 翼 ，周發(fā)明 ，2

(1.湖南農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，湖南 長沙 410128；2.湖南人文科技學(xué)院，湖南 婁底 417000)

洞庭湖區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值影響因素的實證分析

廖 翼1，周發(fā)明1，2

(1.湖南農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，湖南 長沙 410128；2.湖南人文科技學(xué)院，湖南 婁底 417000)

洞庭湖區(qū)是湖南省重要的糧食、棉花、油料和水產(chǎn)品生產(chǎn)基地，其農(nóng)業(yè)在洞庭湖整個區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展乃至全省經(jīng)濟發(fā)展中扮演著重要的角色。以農(nóng)業(yè)機械總動力、農(nóng)作物播種面積、機耕面積和化肥施用量4個變量構(gòu)建多元線性回歸模型，實證分析1986—2008年洞庭湖區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的影響因素，結(jié)果表明：農(nóng)業(yè)機械總動力、機耕面積和化肥施用量每增加1%，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值將分別上升1.17%、0.83%和0.40%，農(nóng)作物播種面積對湖區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響不顯著。

農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值；影響因素；農(nóng)業(yè)機械總動力；機耕面積；化肥施用量；洞庭湖區(qū)

一、問題的提出

洞庭湖位于長江中游以南，湖南省北部，是中國第二大淡水湖。廣義上的洞庭湖區(qū)包括湖北省和湖南省所轄濱湖地區(qū)。本文所說的洞庭湖區(qū)僅指洞庭湖位于湖南省境內(nèi)的部分，包括岳陽、常德和益陽三個市，共24個縣(市、區(qū))。[1]截至2008年底，洞庭湖區(qū)人口達到了1624.56萬人，占全省總?cè)丝诘?3.68%。其中城鎮(zhèn)人口為660.42 萬人，鄉(xiāng)村人口為964.14 萬人。2008年湖區(qū)地區(qū)生產(chǎn)總值達到2666.72億元，占全省地區(qū)生產(chǎn)總值的23.90%，人均地區(qū)生產(chǎn)總值為17611.17元，略高于全省平均水平。洞庭湖地區(qū)良好的氣候條件和豐富的土地資源為其農(nóng)業(yè)發(fā)展提供了重要保障，長期以來是湖南省重要的糧食、棉花、油料和水產(chǎn)品等生產(chǎn)基地。1989—2008年，湖區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值從1042971萬元上升到 9029600萬元，年均增長率達到了12.69%(據(jù)《湖南統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)計算整理得出)。據(jù)統(tǒng)計，2008年湖區(qū)耕地面積為885.93千公頃，農(nóng)作物播種面積為2459.1千公頃，糧食總產(chǎn)861.18萬噸，棉花總產(chǎn)22.09萬噸，油料總產(chǎn)70.15萬噸，肉類總產(chǎn)147.28萬噸，水產(chǎn)品總產(chǎn)89.28萬噸，均在全省相應(yīng)指標(biāo)值中占有較大比重(表1)。

表1 2008年洞庭湖區(qū)主要經(jīng)濟、社會指標(biāo)及其在全省所占比重

近年來，湖南省的區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略不斷升級，從最初的“長株潭”城市群到后來的長株潭“3+5”城市群，再到如今打造環(huán)洞庭湖區(qū)生態(tài)經(jīng)濟帶，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展已成為湖南發(fā)展的時代潮流。與長株潭“3+5”城市群不同，農(nóng)業(yè)在洞庭湖區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展中扮演著更為重要的角色。當(dāng)然，要發(fā)展農(nóng)業(yè)就必須明確影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展的因素有哪些。目前，學(xué)者們就有關(guān)中國改革開放前后農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響因素進行了大量研究，并取得了許多重要結(jié)論，概括起來主要有以下幾點：1）市場化改革和制度變遷對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響及貢獻力很大，尤其是家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制對20世紀(jì)80年代的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長起著關(guān)鍵作用；[2,3]2）政策因素特別是政府對農(nóng)產(chǎn)品的價格調(diào)整政策對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長也起著重要的作用，但也有學(xué)者認(rèn)為農(nóng)業(yè)政策對中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻率被高估；[4,5]3）技術(shù)進步是中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的決定因素，教育投入雖對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長有影響，但影響不大。[6,7]已有研究主要分析了農(nóng)業(yè)機械總動力、化肥施用、有效灌溉面積、農(nóng)村勞動力和財政支農(nóng)等因素對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響。例如：彭亮對1978年以來中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長影響因素的分析表明，農(nóng)戶每年的生產(chǎn)性資金投入、實際的灌溉面積和家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制是中國農(nóng)業(yè)長期增長的主要動力；[8]梅玫，阮文彪對安徽農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增長制約因素的分析表明，制度、有效灌溉面積和化肥施用量均對安徽農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的增長具有積極影響，農(nóng)業(yè)勞動力則對其具有消極影響；[9]黎翠梅運用面板數(shù)據(jù)模型實證檢驗了1995—2006年間地方財政農(nóng)業(yè)支出對區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響，結(jié)果表明，地方財政農(nóng)業(yè)支出對區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長具有明顯的促進作用，東中西部地區(qū)財政農(nóng)業(yè)支出的產(chǎn)出彈性系數(shù)分別達到 0.322、0.271和0.323；[10]漆雁斌，陳衛(wèi)洪通過建立多元線性回歸模型實證分析了中國低碳農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響因素，得出化肥是制約中國低碳農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要因素。[11]

已有文獻對影響中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展的因素進行了較深入的研究，有助于中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實踐的發(fā)展。然而進一步梳理已有文獻不難看出，有關(guān)湖南地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展?fàn)顩r及影響因素的實證分析還較少，尤其是缺少對洞庭湖地區(qū)的關(guān)注。而洞庭湖區(qū)作為湖南重要的糧食生產(chǎn)區(qū)，其農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的好壞直接影響著湖南省總體經(jīng)濟的發(fā)展。基于此，筆者擬構(gòu)建多元線性回歸模型，定量分析1986—2008年洞庭湖區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的影響因素并提出相應(yīng)的建議，以期為洞庭湖區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展提供參考。

二、影響因素的選取及模型的構(gòu)建

1.影響因素的選取

影響農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值變動的因素有很多，包括化肥施用量、農(nóng)業(yè)機械總動力、農(nóng)業(yè)從業(yè)人員、政府對農(nóng)業(yè)的投入、農(nóng)民個人對農(nóng)業(yè)的投入、農(nóng)作物播種面積、機耕面積、有效灌溉面積等。根據(jù)湖區(qū)的實際情況和數(shù)據(jù)的可得性，筆者重點考察以下幾個因素對洞庭湖區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的影響。

第一，農(nóng)業(yè)機械總動力(NJ)。傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主要依靠人力和畜力，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所使用的生產(chǎn)工具十分落后。隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變，農(nóng)業(yè)機械化程度不斷提高。與人力和畜力相比，農(nóng)用機械工具的生產(chǎn)效率要高出幾十倍甚至上百倍。因此，筆者假設(shè)湖區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值與農(nóng)業(yè)機械總動力呈正相關(guān)關(guān)系。

第二，農(nóng)作物播種面積(NB)。一般來說，在農(nóng)作物單位面積產(chǎn)量和農(nóng)產(chǎn)品價格不變的情況下，農(nóng)作物總播種面積的擴大將帶來農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的上升。而已有許多學(xué)者的實證分析結(jié)果也證明了這一點。[12,13]為此，筆者假設(shè)這個解釋變量的系數(shù)為正。

第三，機耕面積(JG)。傳統(tǒng)的土地耕作方式是依靠人力或畜力對土地進行耕作。十一屆三中全會則明確提出要在全國推行機械耕地。采用專門的機械耕地在把農(nóng)民從繁重的體力勞動中解放出來的同時，也極大地提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。因此，筆者假設(shè)機耕面積對湖區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的影響為正。

第四，化肥施用量(HF)?；实氖┯脮ㄟ^提高農(nóng)作物的單位面積產(chǎn)量來增加農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值，其在短期內(nèi)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展具有正效應(yīng)。但化肥的施用量越大，農(nóng)田土壤中有機碳的礦化速度越快，經(jīng)年累月，將導(dǎo)致土壤酸化和板結(jié)，土壤肥力下降。[11]因此，化肥施用量對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的影響具有不確定性。

2.計量模型的構(gòu)建

經(jīng)過反復(fù)驗證，筆者認(rèn)為在回歸分析中采用多元的對數(shù)計量經(jīng)濟模型可以使數(shù)據(jù)擬合得更好，因此，本文采用多元對數(shù)計量經(jīng)濟模型來分析洞庭湖區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值與其影響因素之間的關(guān)系。計量模型如下：

其中，因變量Y是湖區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值，自變量NJ為農(nóng)業(yè)機械總動力，NB為農(nóng)作物播種面積，JG為機耕面積，HF為化肥施用量，Ut為殘差序列，代表隨機變量對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的影響。

三、實證分析

1.模型檢驗及修正

因變量Y和自變量NJ、NB、JG和HF的取值均來自1986—2008年《湖南統(tǒng)計年鑒》 (表1)，為消除價格因素的影響，各年份的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值均按1989年不變價格計算。對于個別年份缺失的數(shù)據(jù)值，筆者運用SPSS軟件進行了缺失值的修補，并運用計量軟件對模型進行估計和檢驗，回歸結(jié)果如表3所示。

表2 1986—2008年洞庭湖區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值及其各影響因素情況統(tǒng)計

表3 洞庭湖區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值影響因素回歸結(jié)果

回歸結(jié)果顯示，在1%的顯著性水平下，F(xiàn)臨界值為4.58，而模型的回歸結(jié)果F=70.36，大于其臨界值，所以方程通過了整體顯著性檢驗。然而，從變量的顯著性檢驗值(t檢驗值)來看，農(nóng)作物播種面積NB的t檢驗值無法通過顯著性檢驗，表明農(nóng)作物播種面積對湖區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的影響不顯著。因此，筆者將該變量予以剔除，原模型修正為，

從新模型的回歸結(jié)果來看：各變量的系數(shù)均為正，符合經(jīng)濟學(xué)意義，且它們都通過了1%顯著性水平下的 t檢驗。R2=0.94，表明擬合優(yōu)度很高。F=94.50＞F0.01=5.01，因而模型總體顯著性很好。接下來，筆者對模型進行計量經(jīng)濟學(xué)檢驗：1）多重共線性檢驗。本文運用方差擴大因子法(VIF)來進行變量間的多重共線性檢驗。一般界定，解釋變量的VIF值大于10，認(rèn)為模型存在嚴(yán)重的多重共線性。通過測量，農(nóng)業(yè)機械總動力、機耕面積、化肥施用量的VIF值分別為3.82、3.01和1.91，因此模型不存在多重共線性問題。2）異方差檢驗。有關(guān)模型異方差的檢驗，本文采用的是White檢驗。若計算的 X2值小于給定顯著性水平臨界值，則接受原假設(shè)，認(rèn)為回歸方程不存在異方差；若X2值大于其臨界值，則拒絕原假設(shè)，得出存在異方差的結(jié)論。經(jīng)計算，回歸方程(3)的X2=11.59。它小于樣本容量為23、解釋變量個數(shù)為 3(不包括常數(shù)項)的 X2在1%顯著性水平對應(yīng)的臨界值41.6。因此，回歸方程(3)不存在異方差。3）序列相關(guān)檢驗。D.W.檢驗是最常用的序列相關(guān)檢驗方法。當(dāng)模型的樣本容量為23、解釋變量的個數(shù)為3(不包括常數(shù)項)時，查表得，dl=1.17，du=1.54。由于 du＜D.W.=1.66＜4-du，故模型不存在自相關(guān)。

2.結(jié)果分析

新模型通過了t檢驗、F檢驗，以及多重共線性等計量經(jīng)濟學(xué)檢驗，說明修正后的模型設(shè)定合理，即洞庭湖區(qū)的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值與當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)機械總動力、機耕面積和化肥施用量之間確實存在某種相關(guān)關(guān)系，具體如下：農(nóng)業(yè)機械總動力、機耕面積和化肥施用量均對洞庭湖區(qū)的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值具有正的影響效應(yīng)。其中，農(nóng)業(yè)機械總動力每上升1個百分點，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值將上升1.17個百分點；機耕面積每增加1個百分點，湖區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值將增加0.83個百分點；化肥施用量每增加1個百分點，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值將增加0.40個百分點。

農(nóng)業(yè)機械總動力的系數(shù)值通過了顯著性檢驗，且與假設(shè)的符號一致，表明農(nóng)業(yè)機械總動力的增加確實推動了洞庭湖區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的發(fā)展。發(fā)達國家的農(nóng)業(yè)發(fā)展經(jīng)驗表明，現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的發(fā)展不再依靠耕地面積的擴大和化肥施用量的增加，而是依靠農(nóng)業(yè)科技進步和農(nóng)業(yè)機械化的推廣。[14]在本文所考察的 23年間，洞庭湖區(qū)農(nóng)業(yè)機械化程度不斷提高，農(nóng)業(yè)機械總動力由1986年的3945200千瓦，上升到了2008年的10484125千瓦，年均增長率達到4.69%。農(nóng)業(yè)機械化水平的提高為農(nóng)民節(jié)約了生產(chǎn)時間，降低了生產(chǎn)成本。因此，它對湖區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值產(chǎn)生了正效應(yīng)。

機耕面積對洞庭湖區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的增加也具有正效應(yīng)。隨著經(jīng)濟的發(fā)展，廣大農(nóng)民終于從傳統(tǒng)的人力或畜力農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中擺脫出來，逐步采用專業(yè)的機械進行土地耕種，這極大地促進了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力的提高。23年間，洞庭湖區(qū)的機耕面積呈現(xiàn)波動上升的趨勢，2008年機耕面積是1986年的8.47倍，年均增長率達到了11.85%。在2008年全省14個市、州機耕面積排名中，岳陽、常德和益陽分列第一、二和四位，可見洞庭湖區(qū)的機耕面積在全省占有相當(dāng)大的比重，成為湖區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展的重要保證。

化肥施用量與洞庭湖區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值呈正相關(guān)關(guān)系。從短期來說，化肥施用量的增加將提高農(nóng)作物的單位面積產(chǎn)量，因而有利于農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的增加。但化肥施用量的增加帶來的環(huán)境問題和土壤肥力下降問題將日益嚴(yán)峻，從長遠來看，對洞庭湖區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的發(fā)展具有不利影響。1986—2008年間，洞庭湖區(qū)化肥施用量的變化大致經(jīng)歷了兩個階段。第一階段為1986—2002年。這一時期，湖區(qū)化肥施用量較大，年均施用量達到了2142145噸。從2003年開始，湖區(qū)化肥施用量驟降，在2003—2008年間，化肥施用量年均僅685045.3噸。這表明，洞庭湖區(qū)農(nóng)民已經(jīng)意識到長期施用化肥將給農(nóng)業(yè)生產(chǎn)帶來不利影響。因而，在確保農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展的基礎(chǔ)上，他們通過提高化肥使用效率及施用有機肥等措施，降低了化肥施用量，使其保持在一個較合理的水平。這也為湖區(qū)農(nóng)業(yè)的長遠發(fā)展提供了重要保障。

四、結(jié)論及建議

實證分析結(jié)果表明，在過去的23年中，洞庭湖區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值呈上升趨勢，農(nóng)業(yè)機械總動力和化肥施用量成為湖區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展的關(guān)鍵因素。它們均對湖區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的增加有著積極貢獻，其中農(nóng)業(yè)機械總動力的貢獻更為顯著。但是，從長遠來看，化肥施用量的增加將不利于湖區(qū)農(nóng)業(yè)的發(fā)展，也不符合生態(tài)農(nóng)業(yè)的發(fā)展要求。鑒于此，筆者認(rèn)為需從以下幾個方面來努力促進洞庭湖區(qū)農(nóng)業(yè)的進一步發(fā)展。

1.提高農(nóng)業(yè)機械化水平

農(nóng)業(yè)機械化是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的重要標(biāo)志，也是農(nóng)業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵因素。在本文所考察的影響洞庭湖區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的四個因素中，農(nóng)業(yè)機械總動力對洞庭湖區(qū)的農(nóng)業(yè)發(fā)展影響最大。并且機耕面積也對湖區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有積極的正效應(yīng)，間接地反映了機械化作業(yè)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要作用。雖然近年來，洞庭湖區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中引進了大量先進的農(nóng)業(yè)機械工具，農(nóng)業(yè)機械化水平得到大幅提高，但與發(fā)達國家或地區(qū)相比，湖區(qū)農(nóng)業(yè)機械化水平仍然很低。因此，洞庭湖區(qū)應(yīng)加大對農(nóng)用大型拖拉機、大型收割機、大型采棉機等機械設(shè)備的投入，以提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力水平。

2.合理使用化肥，提高化肥使用效率

分析結(jié)果表明，化肥施用量是影響洞庭湖區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的第二大要素，化肥施用量的增加將帶來湖區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的增加。但長期使用化肥，將導(dǎo)致土壤肥力下降，并且施用化肥將產(chǎn)生大量二氧化碳，對于周邊環(huán)境也十分不利，在實際耕作中，應(yīng)謹(jǐn)慎地增加化肥施用量。在保證農(nóng)產(chǎn)品需要的基礎(chǔ)上，必須對化肥實行有效配置，實行配方施肥，提高化肥的利用效率，最大程度地減輕其對環(huán)境的污染，保障農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。

3.加大政府對湖區(qū)農(nóng)業(yè)的投入

鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文并未將政府對農(nóng)業(yè)的投入作為一個變量，分析其對洞庭湖區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響。但已有學(xué)者對湖南財政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長關(guān)系進行的研究都表明，政府財政投入的增加將對農(nóng)業(yè)發(fā)展發(fā)揮積極作用。如申小莉、安龍送利用柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型得出結(jié)論：1978年到2004年間財政支農(nóng)支出對湖南省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的平均貢獻率為46.73%。[15]曾福生等認(rèn)為湖南衡山縣財政支農(nóng)資金局部的整合取得了較好的效果。[16]然而，目前湖南省財政支農(nóng)中仍存在不少問題，如支農(nóng)力度不夠，支農(nóng)資金結(jié)構(gòu)不合理，支農(nóng)政策缺乏連續(xù)性。為此，為發(fā)展洞庭湖區(qū)農(nóng)業(yè)，政府應(yīng)加大對農(nóng)業(yè)的支出力度，并完善各項支農(nóng)政策、措施。

4.發(fā)展循環(huán)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟

隨著洞庭湖區(qū)耕地面積的不斷縮小，湖區(qū)人地矛盾日益突出。要想用有限的資源養(yǎng)活更多人口并保持經(jīng)濟的持續(xù)增長，必須加快湖區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變。循環(huán)農(nóng)業(yè)是一種新型的發(fā)展模式，是實現(xiàn)人口、資源、環(huán)境相互協(xié)調(diào)發(fā)展的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長新方式。[17]它通過建立“農(nóng)業(yè)資源—農(nóng)業(yè)產(chǎn)品—農(nóng)業(yè)廢物再利用”的循環(huán)機制，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的低資源消耗、低廢棄物排放和高物質(zhì)能量利用。發(fā)展循環(huán)農(nóng)業(yè)是農(nóng)業(yè)發(fā)展方式由粗放式增長向集約式發(fā)展的必然要求，這是解決洞庭湖區(qū)農(nóng)業(yè)環(huán)境退化的現(xiàn)實選擇。

[1]李紅巖.洞庭湖區(qū)生態(tài)經(jīng)濟區(qū)劃與建設(shè)初步研究[D].長沙：湖南師范大學(xué)，2007.

[2]McMillan J，Whalley J，Zhu L J.The Impact of China's Economic Reforms on Agricultural Productivity Growth[J].The Journal of Political Economy，1989,97(4):781-807.

[3]Lin J Y.Rural Reforms and Agricultural Growth in China[J].American Economic Review，1992,82(1): 34-51.

[4]Fan S G.Production and Productivity Growth in Chinese Agriculture：New Measurement and Evidence[J].Food Policy，1997,22(3):213-228.

[5]Fan S G，Pardey P G.Research， Productivity， and Output Growth in Chinese Agriculture[J].Journa of Development Economics，1997,53:115-137.

[6]Liu Y H，Wang X P.Technological Progress and Chinese Agricultural Growth in the1990s[J].China Economic Review，2005,16:419-440.

[7]Chen P C，Yu M M，Chang C C，HSU S H.Total Factor Productivity Growth in China’s Agricultural Sector[J].China Economic Review，2008,19:580-593.

[8]彭 亮.我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長因素分析[D].成都：四川大學(xué)碩士學(xué)位論文，2003.

[9]梅 玫，阮文彪.安徽省農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增長制約因素的相關(guān)分析[J].技術(shù)經(jīng)濟，2006(7)：84-86.

[10]黎翠梅.地方財政農(nóng)業(yè)支出與區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長— —基于東、中、西部地區(qū)面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].中國軟科學(xué)，2009(1)：182-188.

[11]漆雁斌，陳衛(wèi)洪.低碳農(nóng)業(yè)發(fā)展影響因素的回歸分析[J].農(nóng)村經(jīng)濟，2010(2)：19-23.

[12]李國璋，周琦.我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的影響因素分析[J].統(tǒng)計與決策，2007(22)：83-85.

[13]王亞偉.河南省區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平研究[J].河南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報，2009(4)：215-219.

[14]孫 楊，胡治文，鄭素芳.農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值影響因素的分析——以機械總動力為影響因子[J].內(nèi)蒙古科技與經(jīng)濟，2008(11)：2-3.

[15]申小莉，安龍送.湖南財政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究[J].湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報:社會科學(xué)版，2007(4)：17-19.

[16]曾福生，匡遠配，陳伍.財政支農(nóng)資金整合效果評價——以湖南衡山縣為例[J].系統(tǒng)工程，2007(11)：72-75.

[17]董明輝，魏曉.區(qū)域農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展度評價——以環(huán)洞庭湖區(qū)為例[J].經(jīng)濟地理，2008(3)：479-482.

Factors influencing total agricultural output value of Dongting Lake region

LIAO Yi1，ZHOU Fa-ming1,2
(1.College of Economics, Hunan Agricultural University, Changsha 410128, China; 2.Hunan Institute of Humanities,Science and Technology, Loudi 417000, China)

Dongting Lake region is a very important production base of grain, cotton, plants oil and aquatic products in Hunan province.Its agricultural development has a direct impact on the overall economic development of Hunan province.This paper builds a multivariate regression equation to analyze the factors influencing Dongting Lake region’s agricultural development from1986 to 2008, such as total power of agricultural machinery, sown area of crops, tractor-ploughing area and amount of fertilizer applied.The result shows that, with one percent increase of total power of agricultural machinery,tractor-ploughing area and amount of fertilizer applied, the total agricultural output value of Dongting lake region will rise1.17, 0.83 and 0.40 percent respectively, while sown area of crops makes insignificant impact on it.

total agricultural output value; influencing factors; total power of agricultural machinery; tractor-ploughing area; amount of fertilizer applied; Dongting Lake region

F327

A

1009-2013(2011)02-0023-05

2010-10-28

廖 翼(1986—)，女，湖南株洲人，博士研究生。研究方向：農(nóng)業(yè)市場與貿(mào)易。

李東輝