沈永昌+林義征

摘 要 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)自然制約條件、農(nóng)業(yè)人力資本投入、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資本投入、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的市場(chǎng)作用、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件制約因素等密切相關(guān)?；诖耍x取反映農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的11個(gè)指標(biāo)，對(duì)1980-2012年的時(shí)間序列運(yùn)用主成分回歸分析與其誤差修正模型，研究影響我國農(nóng)業(yè)長期經(jīng)濟(jì)增長與短期經(jīng)濟(jì)增長的因素。結(jié)果表明，影響我國農(nóng)業(yè)長期與短期經(jīng)濟(jì)增長的主要因素按影響力大小依次為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件、市場(chǎng)作用、自然制約條件、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資本、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)、人力資源。

關(guān)鍵詞 主成分回歸分析；ECM；農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長彈性

中圖分類號(hào)：F323.0 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1673-890X（2014）11-0-4

1 概述

農(nóng)業(yè)作為國民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)，為國民經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展與進(jìn)步提供支撐。農(nóng)業(yè)的發(fā)展很重要，然而，1952-1978年我國農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值年均增長率僅4.15%，農(nóng)業(yè)緩慢增長。十三中全會(huì)以來，特別是改革開放30年，我國的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值平均增長率為12.34%，不僅解決了人民的溫飽問題，也為全面建設(shè)小康社會(huì)提供了堅(jiān)實(shí)的物質(zhì)保障，維護(hù)了我國社會(huì)安定、確保了整個(gè)國民經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展、穩(wěn)定我國在國際競(jìng)爭中應(yīng)有地位方面起到了基礎(chǔ)作用。因而，對(duì)農(nóng)業(yè)進(jìn)行深入的分析，不僅能夠從理論上幫助我們正確認(rèn)識(shí)和把握農(nóng)業(yè)增長的決定力量，并且對(duì)穩(wěn)固農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)地位有著極其重要的現(xiàn)實(shí)意義。國內(nèi)外關(guān)于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長影響因素的探究很多：Simon Kuznets對(duì)農(nóng)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的地位和作用研究中開創(chuàng)性的提出了經(jīng)濟(jì)發(fā)展中農(nóng)業(yè)的產(chǎn)品、要素、市場(chǎng)及外匯的四大貢獻(xiàn)；速水佑次郎和費(fèi)農(nóng)﹒拉坦提出了誘導(dǎo)性的技術(shù)變革與資源替代論來解釋農(nóng)業(yè)的發(fā)展，強(qiáng)調(diào)任何發(fā)展中國家的成功的農(nóng)業(yè)發(fā)展的技術(shù)變革的關(guān)鍵是有效的市場(chǎng)信息、研究、供給與市場(chǎng)需求間的有效的交互作用；Knight M首次提出在一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的某個(gè)時(shí)期人力資本可能對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長起微弱甚至相反的作用；Paul R.Krugman等人發(fā)現(xiàn)區(qū)位因素對(duì)地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響顯著； Kalirajan指出要素投入增長和生產(chǎn)率增長是促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的主要途徑；Deininger K通過抽樣調(diào)查探討了政府土地重新分配與正式的土地使用證明對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長與家庭（成員）退出農(nóng)業(yè)行業(yè)的影響，通過正式承認(rèn)土地權(quán)利證書可以鼓勵(lì)農(nóng)村勞動(dòng)力的臨時(shí)性移民；Yue Hu研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)業(yè)集聚程度之間的具有正相關(guān)性，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集中度的差異將導(dǎo)致不同的區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。國內(nèi)學(xué)者從我國國情出發(fā)，來研究我國農(nóng)業(yè)發(fā)展。孫敬水等通過面板模型對(duì)我國農(nóng)村人力資本在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長中的作用進(jìn)行實(shí)證研究，得到農(nóng)村人力資本是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的重要源泉的結(jié)論；李國璋等通過研究化農(nóng)業(yè)投入要素與產(chǎn)出的關(guān)系，得到肥施用量與農(nóng)機(jī)動(dòng)力強(qiáng)對(duì)我國農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值沖擊較大的結(jié)論；王漢章等在研究國家財(cái)政各項(xiàng)支農(nóng)投入在促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展中的貢獻(xiàn)的基礎(chǔ)上剖析了我國財(cái)政支農(nóng)支出的現(xiàn)狀；裴輝儒應(yīng)用面板數(shù)據(jù)分析我國農(nóng)業(yè)信貸與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系發(fā)現(xiàn)二者之間存在明顯的區(qū)域差異，不具備長期的均衡關(guān)系；陳關(guān)聚提出農(nóng)業(yè)發(fā)展必須依靠提高生產(chǎn)效率推動(dòng)農(nóng)業(yè)內(nèi)涵式增長，建議通過增加農(nóng)田水利建設(shè)資金投入、優(yōu)化農(nóng)用地結(jié)構(gòu)、提高農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營水平等措施，提高農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長效率。本文在前人研究的基礎(chǔ)上，通過對(duì)我國1980-2012年間農(nóng)業(yè)發(fā)展的時(shí)間序列中與我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長相關(guān)性較強(qiáng)的11個(gè)指標(biāo)進(jìn)行基于主成分回歸及其誤差修正模型的實(shí)證研究，分析了我國農(nóng)業(yè)發(fā)展的長期影響因素與短期影響因素，最后對(duì)我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供一些思路和建議。

2 指標(biāo)選取與模型方法

通過研究相關(guān)研究文獻(xiàn)，本人總結(jié)出農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)自然制約條件、農(nóng)業(yè)人力資本投入、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資本投入、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的市場(chǎng)作用、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件制約因素等密切相關(guān)。本文選取了與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值（TVAO）相關(guān)性較強(qiáng)且能反映農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的10個(gè)指標(biāo)，所選指標(biāo)包括農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力（TPAM）、農(nóng)作物總播種面積（TSA）、受災(zāi)面積（DA）、農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)（AE）、國家財(cái)政農(nóng)業(yè)支出（NFAE）、化肥施用量（AQCF ）、有效灌溉面積（EIA）種植業(yè)占農(nóng)林牧漁業(yè)的比重（PIR）、農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)（APPI）以及農(nóng)村中學(xué)師生比（SFR）。在上述所選指標(biāo)中，農(nóng)作物播種面積、受災(zāi)面積反映了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的自然制約條件；國家財(cái)政農(nóng)業(yè)支出反映了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的資本投入；農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)屬于農(nóng)業(yè)人力資本范疇；因?yàn)檗r(nóng)村中學(xué)師生比的變動(dòng)可間接反映農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步與生產(chǎn)效率的變化，我們將其劃為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)；農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)調(diào)整是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的市場(chǎng)作用；而機(jī)械總動(dòng)力、化肥施用量、灌溉面積屬于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件制約因素。數(shù)據(jù)源自1985至2012年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》與《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》 。

在本文的研究中涉及大量的變量，為避免變量間可能具有的多重共線性對(duì)參數(shù)估計(jì)與分析結(jié)果的影響，通過主成分分析方法選取適當(dāng)?shù)南嗷オ?dú)立的能夠較好的反映原變量指標(biāo)的綜合信息的主成分，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)行主成分回歸，解決多元回歸分析中的多重共線性問題。然而，主成分回歸方法不能夠解決異常值的問題，并且也不能及時(shí)、準(zhǔn)確地反映時(shí)間序列的數(shù)據(jù)的變化特征與趨勢(shì)。為彌補(bǔ)這個(gè)弊端與增加模型的估計(jì)精度，本文將主成分回歸這一長期靜態(tài)模型的誤差項(xiàng)作為均衡誤差，建立主成分回歸的短期動(dòng)態(tài)的誤差修正模型，以此來修正主成分回歸模型，據(jù)此來研究影響我國農(nóng)業(yè)長期經(jīng)濟(jì)增長與短期經(jīng)濟(jì)增長的因素。。

3 實(shí)證分析

本文對(duì)變量進(jìn)行了自然對(duì)數(shù)化處理以降低序列短期波動(dòng)，更準(zhǔn)確把握其長期變化趨勢(shì)， 并在此基礎(chǔ)上對(duì)數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化以消除量綱對(duì)數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)的影響。本文所采用的計(jì)量方法均使用軟件 R進(jìn)行分析。

從長期看，自然制約條件對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的彈性和為0.146，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資本投入的彈性為0.133，人力資源的彈性為0.01，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)彈性絕對(duì)值為0.075，市場(chǎng)作用彈性絕對(duì)值和為0.275，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件制約因素彈性對(duì)值和為0.422。endprint

TVAO關(guān)于、的短期彈性分別為-0.3297、-0.0366，與主成分協(xié)整方程具有一致性的結(jié)論，即各變量對(duì)因變量的短期波動(dòng)影響與長期波動(dòng)影響具有一貫性。由上式知誤差修正系數(shù)為負(fù)，符合其反向修正機(jī)制，當(dāng)TVAO偏離長期均衡狀態(tài)時(shí)，誤差修正項(xiàng)會(huì)以27.21%的比例反向?qū)⑵淅氐介L期均衡線，調(diào)整力度較大。使用原變量替換后為：

誤差修正模型很好的吸收了短期和長期的波動(dòng)信息，全面的體現(xiàn)了和原變量之間的長期動(dòng)態(tài)均衡機(jī)制。短期上，自然制約條件對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的彈性和為0.142，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資本投入的彈性為0.114，人力資源的彈性為0.022，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)彈性絕對(duì)值為0.057，市場(chǎng)作用彈性絕對(duì)值和為0.249，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件制約因素彈性對(duì)值和為0.376。

綜合長、短期影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長因素分析的結(jié)果，影響農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的第一綜合因素為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，且其彈性貢獻(xiàn)度明顯大幅高于其他因素，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件中農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)村用電量、有效灌溉面積效用均低于化肥施用量及農(nóng)藥使用量的效用，說明在現(xiàn)有自然制約條件下我國農(nóng)業(yè)增產(chǎn)長期過度依賴于化肥施用量與農(nóng)藥使用量。數(shù)據(jù)顯示1980-2012年33年間我國化肥使用量由1269.4萬噸上升至5838.8萬噸，年均增長13.9%，此造成的生態(tài)環(huán)境的污染與破壞，不利于我國農(nóng)業(yè)的健康可持續(xù)發(fā)展；農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力由14 745.7千萬W增長至102 559千萬W，年均增長21.1%，但現(xiàn)今農(nóng)機(jī)、農(nóng)業(yè)用能投入與發(fā)達(dá)國家比仍相對(duì)不足，具有較大上升空間。

第二綜合因素為市場(chǎng)的作用，33年間農(nóng)業(yè)占農(nóng)林牧漁業(yè)的比重由0.756%減至0.524%，其每減少1%將促使農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)長短期分別增長0.135%、0.123%，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)每增加1%，僅僅刺激農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)長短期分別增長0.14%、0.126%，這與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)上升造成農(nóng)業(yè)部門成本增加的壓力過重，利潤預(yù)期的減少降低了農(nóng)業(yè)從業(yè)人員進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性有關(guān)。

第三綜合因素為自然制約條件，其中農(nóng)作物總播種面積每減少1個(gè)百分點(diǎn)，從長期來看，我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)將萎縮0.136%，短期減產(chǎn)0.12%；我們發(fā)現(xiàn)，受災(zāi)面積對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的增加起到微弱正向作用，與我們的認(rèn)知相矛盾，這可能是由于隨著國家的發(fā)展，我國應(yīng)對(duì)自然災(zāi)害的能力得到較大提升，災(zāi)害的負(fù)面影響被預(yù)防災(zāi)害與抗災(zāi)的日趨完善的工作體系和能力消除所造成的。

第四綜合因素為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資本投入，33年間國家財(cái)政農(nóng)業(yè)支出由150億元增加至12 387.6億元，年均增長250.3%，其增加1個(gè)百分點(diǎn)將促進(jìn)我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)長期上增長0.133%和短期上增長0.114%。

第五綜合因素為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)，33年間反映農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的農(nóng)村中學(xué)師生比由0.053 591增加到0.099 9人，其每增長1%，長、短期上推動(dòng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長0.075%、0.057%。

第六綜合因素為人力資源，我國農(nóng)業(yè)從業(yè)人員一個(gè)百分點(diǎn)的增長，僅僅使農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值長、短期上分別增長0.01%、0.022%，其貢獻(xiàn)微弱與我國農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力過剩及農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)效率低下有關(guān)。

4 政策啟示

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件是影響我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的最主要因素，必須通過改善我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件、加大先進(jìn)農(nóng)機(jī)設(shè)備研發(fā)投入、保障能源供給、合理化農(nóng)業(yè)用能結(jié)構(gòu)和布局、建立農(nóng)業(yè)機(jī)械化公共服務(wù)體系及發(fā)展機(jī)械與水利配套基礎(chǔ)設(shè)施、提升農(nóng)機(jī)作業(yè)服務(wù)的組織化程度來實(shí)現(xiàn)我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)現(xiàn)代化，并縮小與發(fā)達(dá)國家的差距。化肥與農(nóng)藥的使用雖然對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有著顯著的短期作用和較長的持續(xù)效應(yīng)，卻也嚴(yán)重影響了我國農(nóng)業(yè)持續(xù)健康發(fā)展。據(jù)此，我國農(nóng)業(yè)發(fā)展必須謹(jǐn)慎合理的使用化肥農(nóng)藥，要在增加土壤肥力、提升土壤有機(jī)質(zhì)的同時(shí)，最大程度的減輕對(duì)環(huán)境的污染，并通對(duì)農(nóng)業(yè)環(huán)境的治理保障我國糧食生產(chǎn)的安全性與可持續(xù)性，加大宣傳力度，使綠色生產(chǎn)、綠色消費(fèi)觀念的深入人心。

在社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)大背景下，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)部門逐漸并入市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體系，此對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長既是挑戰(zhàn)亦是機(jī)遇，建立健全農(nóng)業(yè)生產(chǎn)信息的傳播機(jī)制以及完善農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)信息系統(tǒng)成為必要，以此確保市場(chǎng)信息的及時(shí)性與易得性，充分發(fā)揮市場(chǎng)的作用來穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)價(jià)格以及優(yōu)化農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。同時(shí)，要繼續(xù)完善最低收購價(jià)和臨時(shí)收儲(chǔ)政策、增加國家財(cái)政農(nóng)業(yè)支出用于保護(hù)農(nóng)業(yè)的補(bǔ)償性支出來保護(hù)和調(diào)動(dòng)主產(chǎn)區(qū)積極性，切實(shí)保護(hù)農(nóng)、牧、漁民的切身利益，維護(hù)社會(huì)穩(wěn)定和整個(gè)國民經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定發(fā)展。

面對(duì)我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)自然制約條件，我國需要健全國家及地區(qū)間自然災(zāi)害預(yù)警與應(yīng)對(duì)協(xié)調(diào)機(jī)制，加強(qiáng)自然災(zāi)害的防治能力，并且采取有力措施堅(jiān)守耕地保護(hù)紅線，劃定永久保護(hù)基本農(nóng)田，在扎實(shí)推進(jìn)農(nóng)村土地整治的同時(shí)抑制城市的無序擴(kuò)張，并以此制定《中華人民共和國糧食安全法》使之成為中國糧食安全的法律保障，確保我國的糧食安全。

農(nóng)業(yè)發(fā)展的出路在于穩(wěn)步推進(jìn)勞動(dòng)密集的資源依賴型發(fā)展模式向現(xiàn)代化的科技知識(shí)推動(dòng)型的轉(zhuǎn)變。首先，國家財(cái)政支出需要增加向農(nóng)村的教育、經(jīng)濟(jì)、農(nóng)業(yè)科研與技術(shù)推廣等方面的投入，不僅可以改善農(nóng)村教育教學(xué)條件、提升農(nóng)村教育水平，而且對(duì)提升農(nóng)民素質(zhì)、提高農(nóng)業(yè)科學(xué)技術(shù)轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力的效率和農(nóng)業(yè)從業(yè)人員的創(chuàng)新能力與勞動(dòng)生產(chǎn)率具有長遠(yuǎn)效應(yīng)。其次，政府要切實(shí)落實(shí)強(qiáng)農(nóng)惠農(nóng)富農(nóng)政策，加大培育新型經(jīng)營主體的力度，穩(wěn)步加快推進(jìn)關(guān)鍵技術(shù)入戶到位，鼓勵(lì)發(fā)展規(guī)模經(jīng)營，促進(jìn)種糧水平和效益提高，進(jìn)而確保我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長，牢固農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)地位。

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[11] 裴輝儒. 我國農(nóng)業(yè)信貸與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性研究 [J]. 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)， 2010， 2： 31-41.

[12] 孫敬水， 董亞娟. 人力資本與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長： 基于中國農(nóng)村的 Panel daa 模型分析[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題， 2006 （12）： 12-16.

（責(zé)任編輯：劉昀）endprint

[3] Knight M， Loayza N， Villanueva D. Testing the neoclassical theory of economic growth： a panel data approach[J]. Staff Papers-International Monetary Fund， 1993： 512-541.

[4] Deininger K， Jin S， Xia F. Moving off the farm： Land institutions to facilitate structural transformation and agricultural productivity growth in China[J]. 2012.

[5] Hu Y. A study of the correlation between agricultural economic growth and agricultural agglomeration in China[J]. Journal of Chemical and Pharmaceutical Research， 2014， 6（6）： 1878-1881.

[6] Awokuse T O， Xie R. Does agriculture really matter for economic growth in developing countries？[J]. Canadian Journal of Agricultural Economics/Revue canadienne d'agroeconomie， 2014.

[7] Tiao，G..C. and Box，G..E..Modeling Multiple Times Series with Applications [J]. Journal of the American Statistical Association，1981，（76）.

[8] 王漢章，李上炸，劉伯恩.財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)業(yè)GDP長期影響的實(shí)證分析.中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)[J]，2009（5）.

[9] 魏朗.財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長影響的研究——對(duì)1999-2003年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)貢獻(xiàn)率的實(shí)證研究[J].中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2007（9）.

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[11] 裴輝儒. 我國農(nóng)業(yè)信貸與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性研究 [J]. 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)， 2010， 2： 31-41.

[12] 孫敬水， 董亞娟. 人力資本與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長： 基于中國農(nóng)村的 Panel daa 模型分析[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題， 2006 （12）： 12-16.

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[3] Knight M， Loayza N， Villanueva D. Testing the neoclassical theory of economic growth： a panel data approach[J]. Staff Papers-International Monetary Fund， 1993： 512-541.

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[8] 王漢章，李上炸，劉伯恩.財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)業(yè)GDP長期影響的實(shí)證分析.中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)[J]，2009（5）.

[9] 魏朗.財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長影響的研究——對(duì)1999-2003年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)貢獻(xiàn)率的實(shí)證研究[J].中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2007（9）.

[10] 李國璋，周琦.我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的影響因素分析.統(tǒng)計(jì)與決策[J]，2007（22）.

[11] 裴輝儒. 我國農(nóng)業(yè)信貸與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性研究 [J]. 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)， 2010， 2： 31-41.

[12] 孫敬水， 董亞娟. 人力資本與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長： 基于中國農(nóng)村的 Panel daa 模型分析[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題， 2006 （12）： 12-16.

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