摘 要 2004年以來(lái)中央政府高度關(guān)注“三農(nóng)”問(wèn)題，在政府重視、政策引導(dǎo)之下，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施投資加大，建設(shè)提速?；诖耍枚嘣€性回歸法，估測(cè)各項(xiàng)投入要素對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的影響方向及程度，結(jié)論顯示，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對(duì)江西農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力提高呈正向顯著影響作用。

關(guān)鍵詞 農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施；農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力；多元線性回歸；江西

中圖分類(lèi)號(hào)：F327 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：B 文章編號(hào)：1673-890X（2014）12--2

在現(xiàn)代西方微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)中，常用生產(chǎn)函數(shù)表示在一定技術(shù)條件下由特定的投入組合有效使用時(shí)可能獲得的最大產(chǎn)出。其中，最著名的生產(chǎn)函數(shù)是柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)（Cobb-Douglas production function簡(jiǎn)稱(chēng)C-D生產(chǎn)函數(shù)），用以預(yù)測(cè)國(guó)家和地區(qū)的工業(yè)系統(tǒng)或大企業(yè)的生產(chǎn)和分析其發(fā)展生產(chǎn)的途徑，基本形式為：Y=A（t）LαKβμ

式中，Y代表工業(yè)總產(chǎn)值，A（t）代表綜合技術(shù)水平，L是投入的勞動(dòng)力數(shù)，K是投入的資本，α、β分別是勞動(dòng)力產(chǎn)出、資本產(chǎn)出的彈性系數(shù)，μ表示隨機(jī)干擾項(xiàng)的影響，μ≤1。

在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，可以借鑒這個(gè)思路構(gòu)建函數(shù)分析農(nóng)業(yè)產(chǎn)出量與農(nóng)業(yè)各投入要素之間的數(shù)量關(guān)系。但由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)較之工業(yè)生產(chǎn)更為復(fù)雜，不同產(chǎn)品生產(chǎn)環(huán)節(jié)不同，具體投入構(gòu)成相差很大，相應(yīng)數(shù)據(jù)難獲取，照搬C-D生產(chǎn)函數(shù)分析各投入要素與產(chǎn)出之間的關(guān)系會(huì)有失科學(xué)性。在此，選用多元回歸模型來(lái)分析農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對(duì)農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力的貢獻(xiàn)[1]。

1 模型構(gòu)建與分析

1.1 建立函數(shù)方程

農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力是指在一定時(shí)期內(nèi)特定的社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件下，農(nóng)業(yè)諸種要素綜合投入可能得到的特定水平的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出能力，我們用農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值表示。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入包括土地投入、勞動(dòng)力投入、資金投入、技術(shù)投入。這里的土地投入用農(nóng)作物播種面積代替；勞動(dòng)力投入取農(nóng)林牧漁業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)；資金投入用農(nóng)林牧漁業(yè)固定資產(chǎn)投資代替，它涵蓋了農(nóng)村道路、農(nóng)田水利設(shè)施、農(nóng)村電網(wǎng)、生產(chǎn)性建筑、機(jī)械設(shè)備器具工具購(gòu)置等，基本能代表農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施投資建設(shè)；技術(shù)投入包括農(nóng)藥、化肥、塑料地膜、農(nóng)業(yè)機(jī)械等，農(nóng)業(yè)機(jī)械劃歸資金投入，另幾種投入相關(guān)性較強(qiáng)，在此選用化肥施用量代表。

建立回歸方程：Y=c+a1X1+a2X2+a3X3+a4X4

其中：Y是農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值；a為要素產(chǎn)出彈性；c是常數(shù)項(xiàng)；X1代表農(nóng)作物播種面積；X2代表農(nóng)林牧漁勞動(dòng)力人數(shù)；X3代表化肥施用量；X4代表農(nóng)林牧漁業(yè)固定資產(chǎn)投資。

1.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

選用數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局分省年度數(shù)據(jù)，見(jiàn)表1。

表1 2004-2013年江西省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)相關(guān)數(shù)據(jù)

資料來(lái)源：國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站，《2014中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。注：農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資=農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資（不含農(nóng)戶(hù)）+（農(nóng)村農(nóng)戶(hù)固定資產(chǎn)投資額-農(nóng)村農(nóng)戶(hù)竣工住宅投資額）；帶*的指標(biāo)數(shù)據(jù)須經(jīng)過(guò)相應(yīng)價(jià)格指數(shù)調(diào)整再代入模型[2]。

1.3 模型的估計(jì)

將數(shù)據(jù)調(diào)整代入，用SPSS19.0版統(tǒng)計(jì)軟件分析，得出未標(biāo)準(zhǔn)化的回歸方程如下：

由于非標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)包含了常數(shù)項(xiàng)無(wú)法預(yù)測(cè)變量的相對(duì)重要性，將上述方程轉(zhuǎn)化為標(biāo)準(zhǔn)化回歸方程式：

方程解釋程度達(dá)到97.2%，四個(gè)自變量回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)的t值分別為0.215、1.970、0.005、2.789，回歸系數(shù)未達(dá)顯著的自變量有農(nóng)作物播種面積和農(nóng)用化肥施用量。

2 基本結(jié)論及討論

4個(gè)自變量中，農(nóng)林牧漁從業(yè)人數(shù)影響是負(fù)的；農(nóng)作物播種面積、農(nóng)用化肥施用量和農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資的影響皆為正，影響程度由高到低依次為：農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資、農(nóng)作物播種面積、農(nóng)用化肥施用量。

2.1 農(nóng)作物播種面積對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的影響是正的

假定其它條件不變，農(nóng)作物播種面積增加，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值會(huì)隨之增加。而且，隨著農(nóng)業(yè)科技的發(fā)展和普及，現(xiàn)在農(nóng)作物單位面積產(chǎn)量又在不斷提高，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增加是必然。但是，農(nóng)作物播種面積回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)的t值為0.215，說(shuō)明農(nóng)作物播種面積對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值有正向影響作用，但不顯著[3]。原因是，從數(shù)據(jù)來(lái)看農(nóng)作物播種面積本身增長(zhǎng)幅度很小，再加上農(nóng)作物單產(chǎn)不可能無(wú)限地提高和一些自然災(zāi)害的影響，使得農(nóng)作物播種面積雖然在增加但帶來(lái)的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增加并不明顯。

2.2 農(nóng)林牧漁從業(yè)人數(shù)對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的影響為負(fù)

也就是說(shuō)，隨著農(nóng)林牧漁勞動(dòng)力人數(shù)的減少，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值反而增加。而且，農(nóng)林牧漁從業(yè)人數(shù)回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)的t值為1.970，說(shuō)明農(nóng)林牧漁從業(yè)人數(shù)對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的影響作用非常顯著。原因在于，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平越來(lái)越高，農(nóng)業(yè)的發(fā)展主要是靠資金投入、技術(shù)應(yīng)用、規(guī)模經(jīng)營(yíng)。這也就意味著農(nóng)林牧漁從業(yè)人數(shù)嚴(yán)重過(guò)剩，隱形失業(yè)明顯，應(yīng)想方設(shè)法提高他們的非農(nóng)技能向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移就業(yè)。

2.3 農(nóng)用化肥施用量對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的影響為正，但影響程度非常小

顯著性檢驗(yàn)的t值僅為0.005。原因之一：農(nóng)業(yè)化學(xué)化從20世紀(jì)60年代就已經(jīng)開(kāi)始了，化肥產(chǎn)品豐富、施肥技術(shù)發(fā)達(dá)，到21世紀(jì)初它對(duì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展的正面作用仍然非常顯著，但它惡化農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境的負(fù)面影響也日益凸顯，由于長(zhǎng)期濫用化肥農(nóng)藥，很多土地自然生產(chǎn)力已經(jīng)嚴(yán)重破壞，靠增加化肥施用量已經(jīng)很難增加其產(chǎn)出能力。原因之二：近10 a來(lái)，隨著國(guó)家對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境的整治以及農(nóng)民對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境保護(hù)意識(shí)的增強(qiáng)，很多地方開(kāi)始無(wú)公害農(nóng)業(yè)、綠色農(nóng)業(yè)、有機(jī)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式，化肥施用量嚴(yán)格控制科學(xué)施用，土地自然生產(chǎn)力得以慢慢恢復(fù)，但畢竟土地修復(fù)需要一個(gè)漫長(zhǎng)的過(guò)程，所以化肥施用量的影響程度就顯得非常微弱了。

2.4 農(nóng)林牧漁業(yè)固定資產(chǎn)投資

回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)的t值為2.789，正向作用顯著，成為增加農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的最有利因素。原因可能是2004年以來(lái)，中央政府連年下發(fā)的一號(hào)文件對(duì)三農(nóng)問(wèn)題高度關(guān)注，各級(jí)、各類(lèi)投資主體對(duì)農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資加大了投入力度，不論是重大水利工程和生態(tài)建設(shè)等全社會(huì)普遍受益的大型工程，還是用于增強(qiáng)農(nóng)業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力和直接改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件的良種工程、重要農(nóng)產(chǎn)品基地以及農(nóng)田水利節(jié)水灌溉等中小型基礎(chǔ)設(shè)施都得以不斷完善，尤其是后一類(lèi)項(xiàng)目都是能直接促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增加的[4]。

當(dāng)然，農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力的綜合性很強(qiáng)，影響因素非常龐雜，考慮到數(shù)據(jù)的可得性和相關(guān)性，在此僅選擇了4個(gè)代表性變量運(yùn)用多元線性回歸法從某個(gè)側(cè)面分析農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力。從模型分析結(jié)果來(lái)看，要提高農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力最關(guān)鍵的有兩點(diǎn)：一是要大力加強(qiáng)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，尤其是那些能直接改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件的中小型基礎(chǔ)設(shè)施；二是要加快農(nóng)業(yè)過(guò)剩勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移。

參考文獻(xiàn)

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[2]吳明隆.問(wèn)卷統(tǒng)計(jì)分析實(shí)務(wù)——SPSS操作與應(yīng)用[M].重慶：重慶大學(xué)出版社，2010.

[3]楊國(guó)濤，拜發(fā)奎.利用C-D函數(shù)對(duì)寧夏農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力影響因素進(jìn)行實(shí)證分析[J].農(nóng)業(yè)系統(tǒng)科學(xué)與綜合研究，2001（2）：103-105.

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（責(zé)任編輯：劉昀）endprint