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影响农业产值的因素分析
[内容摘要]：
本文是根据我国农业的现状，想从计量经济学的角度来验证一下是否存在政府对农业投入不足、以及农村中存在大量的剩余劳动力。根据经济学原理，在模型中我们引入了三个变量：政府财政对农业的投入、农民自己的投入以及农业的从业人员。从我们所做的回归结果看，我国农村中确实存在这些状况，我们根据模型的回归结果得到了一些结论，同时也发现了一些问题。
但是，鉴于水平有限，文中难免出现一些错误，另外还存在一些我们难以解决的问题，请老师同学们多多包涵！
[关键词]：
农业产出 国家财政对农业的基础性建设投资
居民的投入 农业从业人员人数
发生在新石器时代的农业革命，使人类敲开了文明之门，人类从此由非历史走向历史。在整个古代社会，农业既是基础部门，同时也是决定性部门，它不仅决定着社会经济的发展，而且业是古代文明的根柢。工业革命后，农业部门的经济地位发生了急剧的变化，并同其他部门结成了新的关系决定着社会经济的发展，而且也是古代文明的根柢。总的来说，由于工业化的兴起和纵深发展，农业的份额在持续下降，因而逐渐丧失了过去的决定性地位，但它仍然在新的结构中发挥着新的作用，并且在整个社会经济系统中的作用日益显现出不能完全为其他产业部门所替代的性质，同时也显现出这种性质对整个社会经济系统的影响，这种影响的深度和广度所及，说明了一个不容争辩的事实：农业仍然是全部社会经济存在与发展的基础。特别是在中国，农业曾经是，并将继续是经济增长的主要源泉，中国经济发展的速度、规模和效率在很大程度上取决于农业的状况。
一、 导论
1、农业的重要作用
农业是社会经济的基础，其最表层的同时也是最深层的原因就在于它为人类提供了赖以生存的衣食之源，满足了人类的第一需要。也正是在这个意义上，马克思指出：“最文明的民族也同最不发达的未开化的民族一样，必须先保证自己的食物，然后才能顾及其它事情”。进而言之，如果缺少了农业的养育之功，人类就谈不上生存、发展和创造。
农业是母体性产业，没有农业的孕育和滋养，工业，特别是轻工业就不可能健康发展。在最初意义上，农业就是社会分工和国民经济其他部门成为独立的生产部门的先决条件和进一步发展的基础。世界经济史上从来都不存在撇开农业的经济发展，因为作为现代经济发展的主题的工业化的推进速度取决于生产要素供给结构和产品需求结构这两类因素的变化，而这两类因素的变化又取决于农业发展状况和农民收入水平。没有繁荣的农业为前提或与之共存，则工业化的能否成功颇值得怀疑。世界银行（1992）的经验资料表明，“农业和国内生产总值的快速增长总是并肩齐进的”，“在所有的国家里，只要农业蓬勃发展，国民经济便以高速度增长”一个生机勃勃的农业总是伴随着——有些情况是领导着——工业化和经济增长的过程。著名的经济学家库兹涅茨（1996）的经典研究认为，农业对整个国民经济发展做了四种贡献：产品贡献、市场贡献、要素贡献和外汇贡献。 结合中国现实的发挥性研究可参见黄守宏《论市场经济条件下的农业基础地位》，载《经济研究》1994年第一期。
拉尼斯和费景汉（1961）提出了严密的两部门经济增长模型证明，农业部门的落后将会降低经济增长的速度。用他们的话说：“任何经济不发达的国家，如果在强行推进工业化过程的同时，忽视把农业部门的革命放在优先地位或没有把它放在与工业部门同等位置的话，实现工业化是很难的。”在事实面前，连刘易斯也一改他在工业原教旨主义盛行的50年代所认为农业在促进经济增长中作用甚微的观点，于70年代提出农业劳动生产率提高对工业化有决定性作用的新观点，得出了“工业革命依赖于农业革命先期或同期发生”的结论。
农业的基础地位还表现在它是整个国民经济波动的起点和重要根源。有关经济波动的大量事实研究都表明，农业的增长或衰退对国民经济的扩张具有强烈的诱导和制动作用。美国经济专家罗斯托（1984）在分析世界资本主义市场经济长期波动时，把波动的原因归结为农产品等初级产品相对价格的变动，他认为初级产品与工业品相对价格的变动会影响初级产品供求量，形成初级产品相对短缺期和过剩期，这就是经济波动的主要因素。
总之，我们从以上不同角度考察农业与经济增长的关系时，看到的是共同的事实：在经济发展过程中，农业远非只是一个被动的、辅助性的部门，而是起能动和主导作用的部门，是一国经济任何真正持续扩大的基础。而且，这一事实不会因社会经济体制的不同而改变，我国转轨由市场经济体制代替计划经济，改变的只是生产的社会组织形式和资源配置方式，并不能改变工业和国民经济其他方面对农业的依存关系。
我国是农业大国，农业的发展程度直接制约着我国的第二、第三产业的发展，是工业品市场；农业的发展能为国民经济其他部门发展提供劳动力阵地。农产品是轻工业的重要原料、重要的出口商品。目前，我国80%人口在农村，农业生产的发展直接关系广大农民生活的提高；直接关系到国家经济建设目标的实现：农产品又城乡是人民的生活必需品，所以又直接关系到城乡人民生活的提高，物价稳定，社会安定。我国农业生产相对落后，已成为国民经济最薄弱的环节，它已很难支撑国民经济其他部门的快速发展。因而，农业生产的发展是我国人民生活水平提高、现代化建设、社会稳定的基础，并最终决定着国民经济其他各部门的发展规模和速度，是能否实现现代化战略目标的关键。
2、模型设定的经济学原理
鉴于农业在国民经济中有如此重要的作用，我们想通过计量经济学的方法来分析一下影响农业的因素和我国农业现状。
根据柯布－道格拉斯生产生产理论，产出的增长主要取决于投入的增长和技术的进步。其原形为Y= 其中A为一定技术条件下的规模参数 α、β 分别表示资本和劳动的产出弹性。而且，C-D函数较容易变换成线形函数 ：。因此，它在生产分析中得到广泛应用，尤其是对于那些生产的规模报酬近似不变，产出弹性也相对稳定，技术进步速度不快的部门比较适用。虽然在此用于农业不是太完全符合C-D的原来假定，但在此只是粗略的考查一下我国农业的状况，而且我国农业的生产技术进步很慢，所以我们主要从农业的投入的角度来考查我国农业产值增加对投入的依赖程度。进而验证一下我国农业现存的问题。
假定其他因素对农业的影响可以忽略，假定投入只包括资本的投入和劳动力的投入，且对农业的资本投入包括两部分，即财政对农业的投入和农民自己对农业的投入。这里：
①劳动力的投入可认为是农业从业人员人数；
②财政对农业的投入用的是财政对农业的净投入，即：财政支出减农业税；
③农民自己的投入数据无法直接得到，但由于我国目前农村经济主要还是自给自足，农民消费的绝大部分用于投入到自己的土地上进行再生产，因此用农村生活支出来代替农民自己的投入。
在此，我们将“农业产值”设为因变量，“国家财政对农业的基础性建设投资”、“农村居民的投入”，及“第一产业从业人员人数”设为自变量，设定了以下经济学模型。
二、 模型设定
根据经济学理论本该把模型设定为：
LOGA=C+
1
C
LOG
（
F+E
）
+
2
C
LOGP+U

但是由于想说明的是政府对农业的投入是否不足，如果和农民自给投入放到一起就无法达到效果，所以将模型设为：
其中：A代表农业的总产出 （亿元）
F代表财政对农业的净支出（即：财政对农村的总投入减去农业税）单位：（亿元）
E代表农村居民人均消费支出 单位：（元/人）
P代表农业从业人员 单位：（万人）
数据如下：

obs
F
E
P
A
1981
81.86000
190.8100
29100.00
2180.600
1982
91.11000
220.2300
28834.00
2483.300
1983
99.91000
248.2900
28318.00
2750.000
1984
106.4500
273.8000
29122.00
3214.100
1985
111.5700
317.4200
31130.00
3619.500
1986
139.6800
356.9500
31254.00
4013.000
1987
144.9100
398.2900
31663.00
4675.700
1988
140.3800
476.6600
32249.00
5865.300
1989
181.0000
535.3700
33225.00
6534.700
1990
219.9800
584.6300
38428.00
7662.100
1991
256.9200
619.7900
38685.00
8157.000
1992
256.8500
659.0100
38349.00
9084.700
1993
314.7100
769.6500
37434.00
10995.50
1994
301.4900
1016.810
36489.00
15750.50
1995
296.8400
1310.360
35468.00
20340.90
1996
330.9700
1572.080
34769.00
22353.70
1997
368.9100
1617.150
34730.00
23788.40
1998
755.9600
1590.330
34838.00
24541.90
1999
662.2600
1577.420
35364.00
24519.10

资料来源：《中国农村统计年鉴（2000年）》，《中国统计年鉴2001》
将模型简化为：
Y =C++ ++U
由下图可以看出，模型设定的总体还可以。

三、 参数估计
将原始模型简化为：
Y =C++ ++U
用Eviews估计结果为：

Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/10/02 Time: 15:07
Sample: 1981 1999
Included observations: 19
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C
-0.074735
1.472746
-0.050745
0.9602
X1
0.050625
0.051588
0.981333
0.3420
X2
1.104600
0.044542
24.79896
0.0000
X3
0.163584
0.150641
1.085918
0.2947
R-squared
0.997749
Mean dependent var
8.956047
Adjusted R-squared
0.997299
S.D. dependent var
0.841491
S.E. of regression
0.043734
Akaike info criterion
-3.236717
Sum squared resid
0.028690
Schwarz criterion
-3.037888
Log likelihood
34.74881
F-statistic
2216.319
Durbin-Watson stat
1.075329
Prob(F-statistic)
0.000000

Y = -0.074735 + 0.050625*X1 + 1.104600*X2 + 0.163584*X3
t= (-0.050745) (0.981333) (24.79896) (1.085918)
R^2=0.997749

四、 检验及修正
1．经济意义检验
从上表中可以看出，各指标符号与先验信息相符，所估计结果没有与经济原理向悖，说明具有经济意义。
2．统计推断检验
从回归结果可以看出，模型的拟和优度非常好（R^2=0.997749），F统计量的值在给定显著性水平α=0.05的情况下也较显著，但是X1、X3的t统计值均不显著（X1、X3的t统计量的值的绝对值均小于2），说明X1、X3这两个变量对Y的影响不显著，或者变量之间存在多重共线的影响使其t值不显著。

3．计量经济学检验
（1）多重共线性检验
①检验：由F=2216.319>(3,15)=3.29(显著性水平α=0.05)表明模型从整体上看农业的总产出与解释变量间线形关系显著。
这里采用简单相关系数矩阵法对其进行检验 ：

X1
X2
X3
X1
1.000000
0.946737
0.747995
X2
0.946737
1.000000
0.727564
X3
0.747995
0.727564
1.000000

从结果可知X1与X2存在高度相关

②修正：采用逐步回归法对其进行补救。
根据以上分析，由于X2的t值最大，线形关系强，拟合程度最好，因此把X2作为基本变量。然后将其余解释变量逐一代入X2的回归方程，重新回归。分析可得：
加入X1，拟合优度仅略有变动，但对X2的t值影响很大，统计检验t=1.3131，不显著。因此变量X1引起了多重共线性，应舍去。
加入X3进行回归的情况和X1相同，其t=1.4016，同样不显著。因此也应将变量X3删去。
模型修改为如下形式：
Y=C+X+
新模型估计结果：

Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/10/02 Time: 16:15
Sample: 1981 1999
Included observations: 19
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C
1.517605
0.094252
16.10153
0.0000
X
1.164449
0.014666
79.39628
0.0000
R-squared
0.997310
Mean dependent var
8.956047
Adjusted R-squared
0.997152
S.D. dependent var
0.841491
S.E. of regression
0.044906
Akaike info criterion
-3.269208
Sum squared resid
0.034281
Schwarz criterion
-3.169793
Log likelihood
33.05747
F-statistic
6303.769
Durbin-Watson stat
1.021188
Prob(F-statistic)
0.000000

计意义 XIN X-0.4894*X() （2）一阶自相关检验
①检验：
从模型设定来看，没有违背D-W检验的假设条件，因此可以用D-W检验来检验模型是否存在一阶自相关。
根据上表中估计的结果，由DW=1.021188 ，给定显著性水平α=0.05，查Durbin-Watson表，n=19，k’=1，得=1.180,=1.401 。因为DW统计量为1.021188 <dl=1.180，根据判定域知，存在一阶自相关，需要进行修正。

②修正：
采用广义差分法对模型进行修正。
由DW=1.021188 ，根据ρ=1-DW/2，计算出ρ=0.4894。用GENR分别对X和Y作广义差分。即：
GENR DY= Y-0.4894*Y(-1)
GENR DX= X-0.4894*X(-1)
新修正为： DY=C+DX+u
新修正的模型回归结果为：

Dependent Variable: DY
Method: Least Squares
Date: 12/10/02 Time: 16:17
Sample(adjusted): 1982 1999
Included observations: 18 after adjusting endpoints
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C
0.729629
0.091354
7.986805
0.0000
DX
1.177167
0.027122
43.40317
0.0000
R-squared
0.991578
Mean dependent var
4.674739
Adjusted R-squared
0.991052
S.D. dependent var
0.410544
S.E. of regression
0.038835
Akaike info criterion
-3.554535
Sum squared resid
0.024131
Schwarz criterion
-3.455605
Log likelihood
33.99081
F-statistic
1883.835
Durbin-Watson stat
1.802416
Prob(F-statistic)
0.000000

从经过广义差分处理后的回归结果得到DW值为1.802416，修正后的模型只有18个变量，可看出DW值明显提高了，因此模型有了很好的改善。

(3)异方差检验
①检验：
利用ARCH检验法检验模型是否存在异方差。
结果如下：
ARCH Test:
F-statistic
0.435751
Probability
0.731790
Obs*R-squared
1.593272
Probability
0.660916
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 12/10/02 Time: 16:51
Sample(adjusted): 1985 1999
Included observations: 15 after adjusting endpoints
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C
0.001915
0.001154
1.658915
0.1253
RESID^2(-1)
-0.223503
0.302781
-0.738168
0.4759
RESID^2(-2)
0.088348
0.310061
0.284937
0.7810
RESID^2(-3)
-0.145117
0.300405
-0.483072
0.6385
R-squared
0.106218
Mean dependent var
0.001475
Adjusted R-squared
-0.137541
S.D. dependent var
0.002478
S.E. of regression
0.002643
Akaike info criterion
-8.810513
Sum squared resid
7.68E-05
Schwarz criterion
-8.621700
Log likelihood
70.07885
F-statistic
0.435751
Durbin-Watson stat
1.989540
Prob(F-statistic)
0.731790

由于样本比较小，所以我们就不用(n-P)R^2，e²与其滞后3阶的3个自回归变量t值均不显著，就说明该模型不存在异方差。

(4)确定模型
DY = 0.7296288088 + 1.177166672*DX
由于该模型的回归结果、t值以及F统计值均显著，且不存在计量经济学问题，因此最后定型为此。

五、对模型的经济解释及存在的问题
1．经济解释
从以上模型经分析可得出：
（1）从模型可以看出农民对农业的投入，即模型中的农村居民人均消费支出，是影响农业产值增长的最显著因素。说明我国目前农业生产中，农民自己对农业的投入所产生的效益最大。
（2）根据先验信息，政府的投入应该对农业有很大的影响，而我们从模型得到的结果看，政府对农业的投入对农业产值的影响不是特别显著。这就表明目前我国政府对农业的投入不足或现有投入效益不明显。
造成现有投入效益不明显的原因可能是政府对农业的投入大多在基础设施，而基础设施具有社会性，并且，农业基础设施投入滞后，造成资金运作效果欠佳。因而对农业产出的直接影响不明显。
（3）从模型还可以看出解释变量我国农业从业人员对被解释变量农业产值的影响不显著，说明农民的边际劳动生产率（即增加单位劳动力所带来的产值的增加）很低。即农村中存在着大量剩余劳动力。

2．存在的问题：
（1）以上分析均是就模型本身而得出的，但事实上我们的模型解释变量的t值比较大，因此有可能是伪回归。产生伪回归的原因是数据不稳定，但我们收集的数据是比较稳定的，因此在这一点上我们无法解释。
（2）根据先验信息政府对农业的投入对农业产值的影响应该是显著的，也就是说解释变量政府投入的删除可能是不正确的。但是，如果不删除该变量，多重共线性又无法消除，这又是我们不能解决的问题。
（3）由于C-D生产函数中的变量指的是资本存量，我们所用的数据却为流量，因此，该模型仅为相略回归。
（4）对于“农民自己的投入”的变量的代替问题争议较大。很多参考文献上使用的是“人均收入”来代替，但我们考虑到中国的储蓄偏好以及农民生活支出的主要用途，我们采用的是“农村居民人均消费支出”。

六、政策建议
鉴于以上模型的最终结果中反映出的我国农业的现存状况，现提出以下几点建议：
1、模型中显示影响农业产值最为显著的因素为农民自己的投入，所以目前要尽快发展我国农业，使其不至于制约其他产业的发展，最为主要的是扩大农民的支出，即充分调动农民积极性。
2、优化政府对农业的投入方式，加大农业投资的力度,建立农业投资的硬性约束机制；坚持支农资金的有偿使用与无偿使用相结合；深化金融体制改革；提高政府投资的效率。
3、加快农村剩余劳动力的转移
我国农村劳动力多，劳动力价格相对便宜。农村乡镇工业企业应以发展劳动密集型产业为主，大量吸纳过剩劳动力，以当地的自然资源为主要的加工对象；大力发展深加工、精加工、积极参与城乡经济分工协作，在推动、促进大工业发展的协作中，求得自身长期稳定的发展；推进第三产业迅速发展，形成就业分布的第三产业化，使第三产业最终成为吸纳大部分劳动力的产业部门，实现劳动力的高水平转移。
综观中国农村现状，与其他产业比，农业的发展一直处于较低的状态。虽然，农业基础设施的资金需求量较大，但绝不能因此就知难而退，必须年复一年地对农业基础设施建设统筹规划，分步实施，逐步向农业基础设施的现代化方向迈进。只有农业发展了，才能带动我国其他产业的发展，最终达到整个国民经济的发展。

[参考文献]：
1、《计量经济学》 主编：庞皓 西南财经大学出版社 2001年8月第一版
2、《计量经济学》 李子奈 高等教育出版社 2000年版
3、《中国统计年鉴2001》
4、《中国农村统计年鉴（2000年）》
5、中国农业信息网

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