农业效应

2024-05-04

农业效应（精选十篇）

农业效应篇1

一、财政农业投入规模对农业增长的影响效应

我们以农业生产总值反映农业经济总量, 研究财政农业投入的农业增长效应。财政农业投入规模和农业生产总值的样本数据均来自于《中国统计年鉴 (2009) 》和《中国农村统计年鉴 (2009) 》的年度数据并取自然对数, 原始数据以1978年为基数的商品零售价格指数进行物价平减, 研究的样本区间定为1980-2006年。其中财政农业投入总量用T表示, 农业生产总值用GNP表示。

本文选用Johansen极大似然法进行变量间的协整关系检验。Johansen检验是一种基于向量自回归模型的检验方法, 在进行协整检验之前, 需要对建立的VAR系统确立合理的滞后期, 根据AIC信息准则和SC信息准则确定其最优滞后期为l。财政农业投入总量与农业生产总值的协整关系检验结果表明 (见表1) :在5%的显著性水平下, 变量LNPGNP和LNPT之间存在唯一的协整关系, 即两者之间存在长期的稳定均衡关系。

注:*表示在5%显著水平拒绝零假设

经过标准化的协整向量 (LNPGNP, LNPT, C) 为 (1.000, -0.117, -6.7823) , 因此财政农业投入与农业总产值之间的长期均衡方程为:LNPGNP=6.783+0.ll7LNPT

根据Engle定理, 如果一组变量之间有协整关系, 则协整回归能被转换为误修正模型。描述经济增长随财政投入改变的短期波动向长期均衡调整的误修正模型为:DLNPGNP=0.023EC-1-0.081DLNPGNP-1+0.018DLNPT-1+0.070。

以上分析结果表明: (1) 在1980~2006年间, 财政农业投入与农业生产总值之间存在长期动态均衡关系。从反映财政农业投入与农业生产总值长期均衡关系的协整方程可知, 财政农业投入每增长l%, 农业生产总值将增长0.12%。 (2) EC-1是误差修正项, 系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度。

在描述农业生产总值随财政农业投入变化的短期波动向长期均衡调整的误差修模型中, 当修正系数为1时, 农业生产总值和财政农业投入的当年均衡误差在下一年就可调整到均衡状态。此模型中的系数仅为0.023, 说明农业生产总值的增加受到多种其他因素的影响, 农业生产总值和财政农业投入之间的均衡关系对当期非均衡误差调整的自身修正能力不是很强。

二、财政农业投入结构对农业增长的影响效应

通过上面对财政农业投入与农业增产之间关系的分析, 发现目前我国的财政农业投入总量在促进农业增产方面的效益不高。而财政农业投入内部的分配结构状况很大程度上决定了财政农业投入总量的效益。因此, 本文需要进一步分析财政农业投入的内部结构, 通过考察财政农业投入分项支出同农业增产之间的关系, 看目前不同性质、不同类型的财政农业投入——农业基本建设支出 (G1) 、农林水利气象事业费 (G2) 、农村救济费 (G3) 、农业科技三项费用支出 (G4) 等对农业增长的影响效益如何, 从而确定不同种类财政农业投入的优先次序, 为制定合理的财政农业投入政策提供依据。

由于LNPGNP、LNPG1、LNPG2、LNPG3和LNPG4均为非平稳的一阶单整过程, 它们之间可能存在协整关系, 可以对其进行协整分析。财政农业投入分项支出与农业总产值的协整关系检验结果表明 (见表2) :在5%的显著性水平下, 财政农业投入分项支出和农业生产总值之间至少存在4个协整方程, 即两者之间存在长期的稳定均衡关系。

注:*表示在5%显著水平拒绝零假设

经过标准化的协整向量 (LNPGNP, LNPG1, LNPG2, LNPG3, LNPG4, C) 为 (l, 0.95, -3.16, 3.44, -2.01, -3.83) , 因此财政农业投入分项支出与农业生产总值之间的长期均衡方程为:

根据Engle定理, 如果一组变量之间有协整关系, 则协整回归能被转换为误差修正模型。描述农业生产总值随财政农业投入分项支出改变的短期波动向长期均衡调整的误差修正模型为:

以上分析结果表明: (1) 就长期而言, 支援农村生产支出、农林水气象等部门事业费支出和农业科技三项费用支出同农业生产总值都呈正相关关系, 其中支援农村生产支出与农林水气象等部门事业费支出增加1%, 农业生产总值将同方向变动3.16%农业科技三项费用支出增加1%, 农业生产总值将同方向变动2.01%。而农业基本建设支出以及农村救济费用支出和农业生产总值呈负相关关系。 (2) 农业生产总值随财政农业投入分项支出改变的短期波动向长期均衡调整的误差修正模型中, 误差修正项的系数为-0.027, 说明农业生产总值受到多种其他因素的影响, 农业生产总值和财政农业投入分项支出之间的均衡关系对当期非均衡误差调整的自身修正能力不是很强。

摘要：本文拟针对我国财政农业投入的总量与结构状况, 综合运用协整分析、误差修正模型对财政农业投入与农业生产总值之间的关系进行研究, 系统评价我国财政农业投入的农业增长效应, 以及各项财政农业支出对农业增长的贡献。

关键词：财政农业投入,农业增长,协整分析,误差修正模型

参考文献

[1]曹玺.则政科技投入绩效评估研究[D].上海:复旦大学, 2008.

[2]陈池波, 胡振虎.整合财政支农资金的模式构建[J].中南则一经政法大学学报, 2007 (6) 76-79.

[3]陈灿煌.财政支农总量及结构与农业经济增长的关系—基于1980-2005年中国数据的实证分析[J].技术经济, 2009 (12) :76-79.

[4]陈伟.我国财政支农规模与效益研究[D].西安:陕西师范大学, 2006.

[5]程莹.财政支农效益评价、成因及对策[J].南京审计学院学报, 2004 (l) :38-42.

[6]梁耀盛.财政农业投入对农业增长与农民增收的影响效应研究 (硕士论文) .20-70

农业生态学实习报告之温室效应篇2

题目：班级：学号：姓名：指导老师：

2012年06月14日

成绩：_________

-0

一、温室效应的定义

行星所接受的来自太阳的辐射能量和向周围发射的辐射能量达到平衡时，行星表面具有各自确定的温度。如果行星大气中二氧化碳含量增加，则因为太阳的可见光和紫外线容易穿透二氧化碳成分，行星表面发射的红外线不易穿透这种大气成分，引起上述平衡温度升高。这种效应与玻璃可提高温室内的温度类似，故名温室效应。

二、形成原因

在人类发展过程中，绝大部分时间处于被动地适应居住环境和相应的气候条件。在此期间，人类并未对环境和气候产生足够大的的影响，气候仍在其基本因子的作用下变化着。但在世界工业革命的二百年间，地球上人口剧增，科学技术发展和生产规模的迅速扩大，人类对环境的破坏和对气候的影响越来越大。工业生产中，燃烧燃料排放大量的二氧化碳气体，因为二氧化碳能吸收来自太阳的短波辐射，同时吸收地球发出长波红外辐射。随着大气中二氧化碳浓度的增加，促使入射能量和逸散能量之间的平衡遭到破坏，造成地球表面的能量平衡发生变化，引起地球表面的温度上升。造成地球大气变暖的气体，除CO2以外，还有CH4、CFCS、N2O等，应为它们均可以吸收红外辐射，因而可增温地球大气圈。据估计1980—1990年人为排放的温室气体贡献分别为：CO2占55%；CH4占15%；CFC11和CFC12为17%，其他CFCS占7%；N2O占6%。

三、温室效应造成的环境影响

1.全球变暖

全球变暖是指全球气温升高，近100多年来，全球平均气温经历了冷－暖－冷－暖两次波动，总的看为上升趋势。进入八十年代后，全球气温明显上升。由于人们焚烧化石矿物以生成能量或砍伐森林并将其焚烧时产生的二氧化碳等多种温室气体，由于这些温室气体对来自太阳辐射的可见光具有高度的透过性，而对地球反射出来的长波辐射具有高度的吸收性，能强烈吸收地面辐射中的红外线,使全球温度升高。

6.生态系统破坏

虽然由于温度升高，有部分动植物会加快繁殖，而如果食物链中的上层和顶层生物如果不作出相应变动就会严重危机到种群的繁殖和发展，整个生物多样性会受到威胁，许多物种会加速灭绝的步伐。7.水资源减少

虽然冰川的融化是海水大量增加，但是人类可用的淡水资源却因此严重减少，海平面上升会导致淡水资源的污染。8.洋流受到影响

气候变暖并不是平均的，会改变现阶段全球海洋的冷热分布，同时海水的增加也会改变海盐的浓度分布，因此改变洋流。9.海水的酸化

工业革命以来温室气体的排放已经使海水的平均pH值下降了0.1，达到了8.2。据预测进一步排放可于2100年将其再下降0.5，这是数百万年来从未达到的数值。10.农业的衰退

虽然在一些地区可以预见局部的受益，但最近的研究证实在全球范围内这是一个负面的影响。“更大范围的实验显示，天气温度的升高、更长时间的干旱及其二者的副作用。11.世界经济损失

全球变暖给人带来的经济损失究竟有多大？UNEP（联合国环境规划署）报告说，如果对温室气体的排放不采取“猛砍”措施，今后50年内，每年所造成的全球经济损失最高可达3000美元。该数字是今天全球变暖损失的7.5倍，将占一些沿海国家财富的10%以上。报道还估计“频发的热带旋风、海平面上升造成的土地减少和渔业、农业、及水力资源的破坏，每年造成的损失将约达3042亿美元。” 12.影响交通

温差增大，道路、机场跑道、列车线、管路.将更容易损坏，需要更频密的维修、替换，在冻土地区，更可能出现沉降。

因为天然气较少排放二氧化碳。最近日本都市也都普遍改用天然气取代液化气，此案则是希望更进一步推广这种运动。惟其抑制温暖化的效果并不太大，顶多只有1%的程度左右。(5)汽机车的排气限制

由于汽机车的排气中，含有大量的氮氧化物与一氧化碳，因此希望减少其排放量。这种作法虽然无法达到直接削减二氧化碳的目的，但却能够产生抑制臭氧和甲烷等其他温室效应气体的效果。预计将对2050年为止的温暖化，分担2%左右的抑制效果。(6)鼓励使用太阳能

譬如推动所谓“阳光计划”之类。这方面的努力能使化石燃料用量相对减少，因此对于降低温室效应具备直接效果。不过，就算积极推动此项方案，对于2050年为止的温暖化，只具4%左右的抑制效果。其效果似乎未如人们的期待。(7)开发替代能源

利用生物能源作为新的干净能源。亦即利用植物经由光合作用制造出来的有机物充当燃料，藉以取代石油等既有的高污染性能源。

五、结论

从1990年起，全球温暖化的成因和危害已在世界范围内广为接受。世界各国，包括发达国家和发展中国家，基于对自己国家以及全人类的责任感，对全球温暖化表示了深重的忧虑并由此产生了控制全球温暖化的强烈希望。京都协议的形成准确的反应了世界各国对全球温暖化的一致立场，即人类必须控制和降低温室气体的排放以控制和缓解全球变暖。可以预测，未来若干年国际间控制全球变暖的协作政策和行动，以及各国采取措施和制定的各种政策，均将为绕着京都协议开展。

农业基础地位的动态效应分析篇3

关键词：VAR模型；脉；中响应函数；方差分解；农业基础地位

中图分类号：F30

文献标志码：A

文章编号：1008.5831(2009)05－0023－05

一、引言

“农业是安天下、稳民心的战略产业，没有农业现代化就没有国家现代化，没有农村繁荣稳定就没有全国繁荣稳定，没有农民全面小康就没有全国人民全面小康”。加强农业基础地位，发展现代农业，扩大国内需求，提高城乡居民特别是低收入群体的收入水平，促进经济平稳较快增长，需要我们认真研究农业对国民经济的具体影响，并提出切实有效的办法巩固农业的基础地位。对此不仅需要进行定性分析，更重要的是还要进行定量研究，从实证的角度把握农业对包括自身在内的整个国民经济的影响和国民经济各产业在巩固农业基础地位中的作用。笔者根据计量经济学基本理论，利用Eviews计量分析软件，尝试通过VAR模型的脉冲响应函数来分析农业与国民经济各产业之间的动态影响，并采用方差分解的方法进行粗略估计，以加深我们对农业基础地位的认识，帮助我们找到发展农业的有效途径，切实巩固农业基础地位。

二、VAR模型及其脉冲响应函数、方差分解方法简介

传统的经济计量方法是以经济理论为基础来描述变量关系。但是，经济理论通常并不足以对变量之间的动态联系提供一个严密的说明，而且内生变量既可以出现在方程的左端又可以出现在方程的右端，使得估计和推断变得非常复杂。为了解决这些问题，计量经济学家找到了一种用非结构性方法来建立各个变量之间关系的模型——向量自回归(vector autoregression)模型。

向量自回归(VAR)是基于数据的统计性质建立模型。VAR模型把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量滞后值的函数来构造模型，从而将单变量自回归模型推广到由多元时间序列变量组成的“向量”自回归模型。VAR(p)模型的数学表达式是：

y₁=A₁y_1-1+…A_py_1-p+ε₁

t=1，2，…，T

其中y₁是k维内生变量向量，p是滞后阶数，样本个数为T。k×k维矩阵A₁…，Ap是要被估计的系数矩阵。ε₁是k维扰动向量，它们相互之间可以同期相关，但不与自己的滞后值相关及不与等式右边的变量相关。

对VAR模型的估计可以采用最小二乘法(OLS)来进行。由于仅仅有内生变量的滞后值出现在等式的右边，所以不存在同期相关性问题，用普通最小二乘法(OLS)能得到VAR简化式模型的一致且有效的估计量。即使扰动向量e₁有同期相关，OLS仍然是有效的，因为所有的方程有相同的回归量，其与广义最小二乘法(GLS)是等价的。

在实际应用中，由于VAR模型是一种非理论性的模型，因此在分析VAR模型时，往往不分析一个变量的变化对另一个变量的影响如何，而是分析当一个误差项发生变化，或者说模型受到某种冲击时对系统的动态影响，这种分析方法称为脉冲响应函数方法(impulse response function，IRF)。笔者考虑给予农业一个单位的正冲击，分析该冲击经过市场传递对整个国民经济的动态影响，从而检验农业在国民经济中是否处于基础地位，并为加强农业基础地位提供指导。

脉冲响应函数描述的是VAR模型中的一个内生变量的冲击给其他内生变量所带来的影响。而方差分解(variance decomposition)是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化(通常用方差来度量)的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性。因此，方差分解给出对VAR模型中的变量产生影响的每个随机扰动的相对重要性的信息，把认识又向前推进了一步。

三、数据处理及VAR模型估计

为了运用VAR模型进行脉冲响应函数分析，我们利用2007年《中国统计年鉴》提供的权威数据，得到1978—2006年第一产业(IP)、第二产业(IS)和第三产业(IT)的时间序列数据。由于统计年鉴的数据是名义值，我们采用1978年为基期的定基价格指数将所有数据调整为实际值(部分年度的缺省值采用上年的数据)，然后将三大产业的实际值取对数形成新序列(LGIP，LGIS，LGIT)，以减少数据波动，用于建立VAR模型。

由于数据是时间序列，它们必须在协整的情况下才存在稳定的均衡关系。而协整检验仅对已知同阶单整的序列有效，所以需要首先对VAR模型中每一个序列进行单位根检验。经单位根检验，三大产业实际值的对数时间序列(LGIP，LGIS，LGIT)都是一阶单整序列I(1)。经协整检验，满足协整关系。在序列满足协整关系的条件下，运用AIC和sc信息准则①，选定3期滞后建立向量自回归模型(VAR)并进行估计(表1)。

经过适合的滞后结构检验，所有的单位根落于单位圆内，表明设定的VAR模型稳定(图1)。

四、二三产业针对农业单位正冲击的响应函数分析

在稳定的VAR模型基础上给予农业一个正的单位冲击，建立二三产业针对农业单位冲击的响应函数，分析农业的单位冲击对二三产业的动态影响。我们选定20年期限，利用不依赖于VAR模型中变量次序的广义脉冲方法，给农业一个正的单位冲击，得到二三产业针对农业冲击的响应函数图。图中横轴表示冲击作用的滞后年度，纵轴表示二三产业产值的对数，实线表示脉冲响应函数，代表了二三产业针对农业冲击的反应；虚线表示正负两倍标准差偏离带。

从图2中可知，当在本期给农业一个单位的正向冲击后，第二产业在第一年取得最大响应，然后连续四年从峰值开始较大幅度下降到最低值，再从第4年开始大幅攀升，连续经过近4年的增长后于第八年再次达到峰值，后经震荡处于较稳定的状态。整个过程中，效应始终位于0值水平线以上。这表明农业受到某一冲击后，经市场传递给第二产业，给第

二产业带来相同方向的冲击。这一冲击具有显著的促进作用和长期的持续效应。

从图3可知，当在本期给农业一个单位的正向冲击后，第三产业在第一年得到峰值响应后连续3年从峰值处快速大幅下降，然后再从第三年开始较大幅度上升，然后经过近4年的较快增长后达到峰值，并在第七年再次较大幅度下降，在第十一年再次触底后反弹上升，并渐趋稳定。整个过程也始终位于O水平线以上。这同样表明，农业受到某一冲击后，经市场传递给第三产业，第三产业虽然比第二产业震荡较大，但也带来相同方向的冲击，具有显著的促进作用和长期的持续效应。

农业的单位正冲击不仅可以通过市场对二三产业产生影响，而且也对自身产生影响。从图4可知，当在本期给农业一个单位的正向冲击后，农业自身也大致呈现出和第二产业相似的响应。不过和第二产业相比，从峰值处下降幅度更大且时间较长，在第五年达到最低值。不过，从第五年开始快速上升，经过近四年的较快增长后再次下降，在第十二年后经小幅震荡缓慢上升并渐趋稳定。这表明，农业受到某一冲击后，经市场传递给自身，给自身也带来相同方向的冲击，具有显著的促进作用和长期的持续效应。

可见，农业的单位正冲击经过市场传递给自身和二三产业后，给自身和二三产业都带来同方向冲击，具有显著的促进作用和长期的持续效应。这充分表明：农业对包括自身在内的整个国民经济有显著的促进作用和长期的持续效应，始终处于国民经济的基础地位。

五、方差分解：农业对国民经济的贡献率

为了粗略把握农业对国民经济的影响关系，可以采用方差分解的方法分析农业对国民经济的贡献程度。利用Eviews软件可得到下列关于贡献率的各图，其中横轴表示滞后年度期间，纵轴表示农业对相应产业的贡献率。

从图5可知，农业对第二产业的贡献率最大值可达到73.25％，在第一年达到极值后开始逐年下降，约在第六年后稳定在49％～50％。

从图6可知，农业对第三产业的贡献率最大值可达到71.42％，在第一年达到峰值后逐年缓慢下降，基本稳定在50％以上。

从图7可知，农业对自身的贡献率在第一年后逐年缓慢下降，最后基本稳定在60％左右。

六、研究结论及政策建议

(一)研究结论：农业是国民经济的基础

笔者运用向量自回归(VAR)模型对包括农业自身在内的整个国民经济针对农业冲击的响应函数分析，发现农业对整个国民经济有显著的促进作用和长期的持续效应。其中，农业对第二产业的贡献率最大可达到73.25％，在第一年后开始逐年下降，约在第六年后基本稳定在49％～50％；农业对第三产业的贡献率最大可达到71.42％，在第一年后逐年缓慢下降，以后基本稳定在50％以上；农业对自身的贡献率在第一年后逐年缓慢下降，以后基本稳定在60％左右。这些实证依据充分表明：农业对包括自身在内的整个国民经济具有重要支持作用，始终处于国民经济的基础地位。

(二)巩固农业基础地位的政策建议

为了巩固农业的基础地位，我们反过来从二三产业对农业的冲击影响进行分析。

第一，第二三产业对农业的影响。给予第三产业一个单位正冲击后，通过市场传递到农业，农业在第一年达到峰值后连续5年较大幅度下降，之后从第五年起缓慢上升，经小幅震荡后趋于稳定，呈现同向响应，表明第三产业的这一冲击对农业具有显著的促进作用和长期的持续效应。

通过方差分解，可以粗略把握第三产业对农业的贡献程度。第三产业对农业的贡献率在第六年达到最大值11.46％，之后逐年缓慢降低。不过，在第二十年仍然可达7.31％，

第二，第二产业对农业的影响。给予第二产业一个单位正冲击后，通过市场传递到农业，农业在第一年达到峰值后连续5年较大幅度下降，之后从第五年起较大幅度上升，第九年再次达到峰值后小幅回落，在第十二年再次缓慢上升后渐趋稳定，呈现同向响应，表明第二产业的这一冲击导致农业的震荡虽然比第三产业大，但也具有显著的促进作用和长期的持续效应。

通过方差分解，可以粗略把握第二产业对农业的贡献程度。第二产业对农业的贡献率在20年内持续增长，最大可达30.34％；在30年内最大可达36.24％，在50年期内最大可达42.2％。

归纳二三产业对农业的效应可知，第三产业对农业的贡献率最低，在20年内最大仅为11.46％，且从第六年后逐年缓慢下降；第二产业对农业的贡献率则不同，呈现逐年持续增长的态势，20年内最大可达36.24％，50年内最大可达42.2％。可见，发展二三产业对农业都有显著正效应，其中第二产业的效应尤其显著。因此，加强农业基础地位，应该充分发挥第二产业对农业的持续促进效应，大力发展第二产业，推动农业持续健康发展。

不过，农业对其自身的正效应更值得关注。前面已经分析到，农业对自身的贡献率在第一年达到峰值后虽逐年缓慢下降，但在20年内稳定在62，35％以上，50年内稳定在53％以上，大大超过第二产业和第三产业。因此，加强农业的基础地位，最重要的还是要加强农业自身建设。这才是加强农业基础地位的根本所在。

参考文献：

[1]中共中央关于推进农村改革发展若干重大问题的决定[EB/OL]，(2008－10－19)http：//news.xinhuanet.com/newscenter/2008－1O/19/content_10218932_1.htm，

[2]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,2006:249－271。

农业效应篇4

2.我国政府农业投资的理论依据

农业领域需要政府投资, 这可以从一些著名经济学家的经典理论中找到依据, 他们或者从农业投资对整个国家 (地区) 经济发展巨大作用的角度, 或者从农业投资改造农业自身的角度, 或者从农业及农产品自身特点对整个经济社会深远影响的角度, 分别论证了政府农业投资的重要性和必要性。

(1) 经济学鼻祖亚当·斯密在其经典著作《国民财富的性质和原因的研究》 (1776年) 一书中认为, 资本的投资方向对国民财富的增加速度和经济增长有很大影响, “投在农业上的部分越大, 所推动的国内生产性劳动量就越大, 对社会土地和劳动的年产物所增加的价值也越大”。因此, 他提出政府需高度重视农业, 应把资本首先投向农业, 且让农业获取的资本量达到充足有余的状态。

(2) 美国经济学家舒尔茨在《改造传统农业》 (1964) 一书中具体分析了如何把弱小的传统农业部门改造成为一个高生产率的经济部门。他认为, 只有现代化的农业才能对经济增长做出贡献, 因此, 政府要加大对改造传统农业的投入, 来满足改造传统农业需要获得的新生产要素, 提供基础设施的建设资金, 特别要重视对农民进行人力资本投资。我国当前正处于由传统农业向现代农业转型的过程中, 加大政府农业投资正当其时。

(3) 发展经济学家罗斯托和马斯格雷夫提出的公共财政支出增长的经济发展阶段理论模型, 认为在经济发展的早期, 经济发展所需的大量人力和物力, 特别需要政府的财政支持, 且政府投资应处于主导地位, 在社会总投资中占有较大的比重, 投资重点为具有数量大、周期长、收益小等特点, 而私人无力投资或者不愿投资的社会基础设施, 如交通、教育、水利等, 却为社会经济发展提供了良好的条件。同理, 农村经济发展早期, 政府农业投资十分重要。我国当前的农村基本还处于罗斯托所说的“为起飞创造前提阶段”, 农村的基础设施和人力资源都远不能满足农村经济发展的需要。根据马斯格雷夫和罗斯托的公共财政支出与经济发展阶段理论, 我国政府应该加大农业投资力度, 大力改善农村的交通、水利、教育等基础设施, 为农村经济的进一步发展创造条件。

(4) 从农业、农产品及农村公共物品本身的性质特征看, 农业具有很强的正外部性, 主要体现在景观的无偿提供及生态环境的保护上。草原、森林、绿洲、湖泊、耕地等景观的无偿提供是农业外部经济的典型例子, 它们对净化空气、保护植被、涵养水源、防风固沙、调节气候、美化环境等起到了积极作用, 社会公众也因此而无偿受益。农产品虽然属于私人物品, 但对于国家和社会的稳定具有战略意义, 因此, 也具有较强的正外部效应。而农业生产的是初级产品和生存必需品, 需求弹性较低, 在供给方面则受到自然条件和市场条件的双重约束, 具有较大的波动性, 供给弹性较大。农产品相对稳定的需求与不规则的供给, 导致农产品市场是一个“发散型的蛛网市场”、农产品具有“丰收悖论”[2]也就是说, 政府农业投资对金融资金也具有较大的带动作用。

2.我国政府农业投资对其他农业投资的带动效应分析

数据来源:根据中经网数据库和国家统计局网站相关资料整理而成。

政府农业投资对其他农业投资的带动作用不难理解, 在此, 我们将以实际数据为例来验证此结论。由前面分析可知, 政府农业投资的统计口径是在我国原有财政支农支出口径的基础上作少许调整而得出。鉴于我国现有统计资料的可获得性, 笔者用我国中口径的财政支农支出指标代替政府农业投资指标。另外, 自1997年起, 除房地产投资、农村集体投资、个人投资以外, 我国投资统计的起点由5万元提高到50万元, 为便于比较, 我国统计年鉴对1996年的相应投资数据作了全面调整。因此, 笔者选取了1996年至2006年共11年的相应年度数据进行分析。

数据来源:根据中经网数据库和国家统计局网站相关资料整理而成。

在表1和图1中, 财政农业支出和金融机构农业贷款的关系, 代表政府农业投资对投向农业的金融资金的带动作用;财政农业支出和农村固定资产投资、非农户投资代表政府农业投资对投向农业的民间资金的带动作用。由表1和图1可以明显地看到, 我国政府农业投资与投向农业的金融资金和民间资金呈现正相关关系, 这表明前者对后者具有正面的带动效应。

为了进一步弄清我国政府农业投资带动投向农业的金融资金和民间资金的具体数量关系, 笔者在此作简单的计量分析。

首先, 以金融机构农业贷款 (DK) 作因变量, 国家财政用于农业的支出 (CZ) 作自变量, 运用Eviews5.0作一元线性回归分析, 其结果如下:

Dependent Variable: DK

Method: Least Squares

Date: 08/19/08 Time: 20:50

Sample: 1996 2006

Included observations: 11

从回归结果可见, 拟合优度 (R-squared) 和调整后的拟合优度 (Adjusted R-squared) 都很高, 分别为0.9727和0.9697, 表明我们所使用的回归方程拟合良好。显著性检验的t值 (t-Statistic) 为17.9132, F值 (F-statistic) 为320.8842, 同时, 它们的Prob值都非常小, 说明二者关系显著, 存在较高的相关关系。所估回归线应是:

DK=-515.3920178+4.556739912*CZ

经济意义是每增加1单位的政府农业投资, 金融机构农业贷款就会相应增加4.5567单位。即如果政府农业投资每增加1亿元, 金融机构农业贷款就会相应增加4.5567亿元。

其次, 以非农户的农村固定资产投资额 (FN) 作因变量, 国家财政用于农业的支出 (CZ) 作自变量, 仍运用Eviews5.0作一元线性回归分析, 其结果如下:

Dependent Variable: FN

Method: Least Squares

Date: 08/19/08 Time: 20:55

Sample: 1996 2006

Included observations: 11

从回归结果可见, 拟合优度 (R-squared) 和调整后的拟合优度 (Adjusted R-squared) 也很高, 分别为0.9618和0.9576, 表明所使用的回归方程拟合得也很良好。显著性检验的t值 (t-Statistic) 为15.0632, F值 (F-statistic) 为226.9012, 同时, 它们的Prob值也都非常小, 可见二者关系显著, 存在较高的相关关系。所估回归线应是:

FN=-816.2532386+4.007526998*CZ

经济意义是每增加1单位的政府农业投资, 非农户农村投资就会增加4.0075单位。即政府农业投资每增加1亿元, 非农户农村投资就会相应增加4.0075亿元。

从以上的回归分析看, 我国政府农业投资分别与投向农业的金融资金和民间资金有较强的正相关关系, 表明政府农业投资对投向农业的金融资金和民间资金有较大的带动作用, 每单位的政府农业投资能带动约4.5567单位的金融资金和4.0075单位的民间资金 (非农户投资) 投向农业和农村。因此, 我国政府农业投资对其他农业投资的带动效应是多倍扩张的。

三、结语

政府农业投资对农业经济本身发展和总体经济发展而言, 都是十分重要和必要的, 但限于财力, 政府对农业投资的资金有限, 因此, 政府农业投资对其他投资于农业的资金的带动作用就尤为关键。经分析论证, 笔者认为, 我国政府农业投资对投资于农业的金融资金和民间资金的确具有较强的带动作用, 计量显示也是多倍扩张的效应。鉴于此, 在我国当前建设社会主义新农村和发展现代农业中, 增加政府的农业投资, 将会带动更多的其他资金投资于农业和农村, 从而促成我国新农村和现代农业目标的早日实现。

参考文献

[1]李嘉晓, 秦宏, 罗剑朝.财政对农业投资的理论阐析与行为优化[J].经济问题探索, 2005, (08) .

农业效应篇5

农村流通体系是促进我国现代农业发展、繁荣农村经济的重要支撑。本文利用我国省级面板数据，实证分析了我国农村流通体系对农业生产效率、农业经济产业结构调整和农民收入的影响效应。

实证结果表明：我国农村流通体系对农业发展具有显著的正向影响，其中，农资流通更有利于促进我国农业产业结构的调整和农业生产效率的提高，而农产品流通和农村消费品流通则更利于改善农民收入，据此文章给出了建设我国农村流通体系的政策启示。

21世纪以来，我国政府围绕“三农”问题出台了一系列文件，我国农业得到了迅速发展。但是，相对落后的农村流通体系已经严重影响了农村市场化进程，抑制了农村消费，阻碍了农业现代化的推进。我国农业现代化的推进需要现代服务业的大力支持，农村流通服务作为现代服务业的重要组成部分，无疑具有重要地位。

农村流通体系的发达程度决定了农产品进入市场的规模和效率，没有高效率的农村流通服务体系将导致农产品、农业生产资料和农村消费品流通不畅，将直接影响农业产业化、农民利益和新农村建设。因此，建立高效的农村流通体系对于调整和优化农村产业结构，提升农业生产效率，增加农民收入，确保农业和农村经济的稳定增长以及推进农业的现代化进程具有非常重要的意义。

当前关于农村流通服务的研究日益增多。如张学海(2007)、王斌(2009)等认为农村流通服务对于提高农业经济效益、引导农业生产、推进农业产业化具有巨大促进作用。郝爱民(2010)、李志刚(2013)、李骏阳(2015)等认为农村流通体系不完善是当前农民消费需求难以启动的原因之一，发展农村流通体系能有效拉动农村消费市场。杨海丽(2010)、徐从才(2012)、商荣华(2014)等分别对农村流通业的发展和农产品流通体系进行了研究。现有文献围绕农村流通服务进行了大量研究，尽管在研究的内容、视角、路径和方法上有所不同，但最终一致认为农村流通服务对农业发展有直接影响。但是，现有研究一般倾向于认为发展农村流通服务对农业发展有利，明显缺乏相应的实证支持，也缺乏从实证角度探讨农村流通服务对农业发展的深层次影响。

基于此，本文在现有文献的基础上，试图从农村流通服务的角度，采用面板数据实证检验农村流通体系对我国农民增收、农业产业结构调整和农业生产效率增长的影响效应。具体分析以下三个问题：农村流通体系是否有利于调整农业产业结构实现其与市场实时的沟通，提高农产品竞争能力，进而提升农业比较利益;农村流通体系是否有利于提高经营农业和在农村找到致富的更好路径，成为促进农民增收的有效途径;农村流通体系是否有利于农业产业化生产和规模化经营，从而实现农业生产效率的提高。

指标选择、数据说明与模型方法

(一)指标选择与数据说明

为了从整体上分析农村流通体系对农业发展的影响，本文分别选用农业产业结构、农民收入和农业生产效率来衡量农业的发展状况。其中，农业产业结构用林业、牧业和渔业总产值占农业总产值的比重来表示;农民收入用农民家庭人均纯收入来表示;农业生产效率用粮食人均占有量来表示。我国农村流通体系主要包括农产品流通、农业生产资料流通和农村消费品流通三大子系统，其中，农产品流通用农村居民家庭经营性收入来衡量;农资流通用农用机械总动力来衡量;农村消费品流通用农村居民家庭消费支出额来衡量。本文选择2004-2013年我国31个省辖市的面板数据为分析对象，原始数据均来自2005-2014年《中国农村统计年鉴》。

(二)模型方法

为了实证检验农村流通体系对农业产业结构、农民收入和农业生产效率的影响效应，本文建立如下三个计量分析模型：

模型中，Eff、Str和Inc分别表示农业生产效率、农业产业结构和农民收入。K和L作为控制变量引入，分别表示农业的资本和劳动投入。Pro、Cap和Con分别表示农产品流通、农资流通和农村消费品流通。截距项α为个体效应，包含了那些随个体变化但不随时间变化的变量的影响;系数m、n、β、δ、θ分别反映农业资本投入、农业劳动投入、农产品流通、农资流通、农村消费品流通对农业生产效率、农业产业结构和农民收入状况的影响效应。

实证分析

在处理面板数据模型时，需要选择固定效应模型还是随机效应模型。实际应用中，通过豪斯曼(Hausman)检验进行选择，如果豪斯曼统计量大于临界值，则选择建立固定效应模型。估计时考虑到模型可能存在的内生性问题，最常用的方法是工具变量法，在具体实现过程中，需要确定有效的工具变量。经过比较分析，模型1和模型2选择农资流通的滞后变量为工具变量，模型3选择农产品流通的滞后变量为工具变量，利用Stata12.0对三个模型进行估计。

三个模型的Hausmn(p)的.值说明，所有模型均可以在5%的显著性水平上拒绝原假设，说明选择固定效应模型更为适合，下文对估计结果分别分析。

由模型1可知，各系数均在5%的显著性水平上显著并且为正数，说明农村流通体系建设对于提升农业的生产效率具有正的影响效应。相比较而言，农资流通的系数最大，表明随着农资流通体系的优化，有助于种子、肥料、农药和农机等农业生产资料在农村的推广和应用，特别是乡镇农技服务机构直接面对农民，推广技术、指导生产，有利于良种的推广和普及以及农业机械的使用，提高了农资流通效率，加快了农业技术和农业经营革新的步伐。

由模型2可知，各系数均在5%显著性水平上显著并且为正数，说明农村流通体系建设对农业产业结构的调整具有正的影响效应。其中，农资流通的系数最大，反映出我国农业经济增长方式由资源型增长转向科技型增长，农业新技术逐步取代常规技术。加强农资流通体系的建设，有利于加大农技推广服务力度，推进农业科技创新，促使农民更好地掌握和应用粮棉油技术、特产、畜牧、水产种养等技术，由于在众多农产品中，粮食的需求弹性最小，其它林牧副渔等产品的需求弹性相对较高，所以促进粮食单产提高的科技进步必然导致农业中传统种植业部门的相对收缩，其它部门相对扩展，从而促进农村产业结构的优化和农业发展方式的转变。

由模型3可知，各系数均在5%的显著性水平上显著并且为正数，说明农村流通体系建设对增加农民收入有正的影响效应。其中，农产品流通和农资流通的系数较大，表明通过建设农产品流通体系，改善我国农产品营销，发展农产品产业化经营，将生产、加工、运输和销售等环节联成一体，多层次提高农产品附加值，与高速、高效和低成本的农产品流通相结合，可以提高农民收入。而在我国农村，由于农产品和农村消费品流通体系建设相对落后，农村日用消费品市场远不能满足农民消费升级的需求，因此，流通渠道环节少、物流快、成本低、效率高的渠道结构和及时的市场信息提供可以引导农民扩大规模经营，增加农民收入。

虽然农村流通体系对于农业的发展具有正向影响效应，但是各系数比较小，说明农村流通体系对农业的影响效应比较小，其中的原因可能源于我国农村流通体系的发展现状，主要表现在：

一是我国农村市场体系不健全，农村市场化程度低。由于我国长期的二元经济结构发展，形成了城乡二元市场结构，相对于城市市场体系，农村市场化程度比较低，农产品流通、农资流通和农村消费品流通等体系很不完善，市场功能不全，流通效率低下，导致农村农产品卖难和农业生产资料、农村日用消费品买难问题严重，农民收入和消费水平较低，严重制约了农村经济发展。

二是我国农村市场流通主体规模小、组织化程度低，流通业态单一、滞后。近年来，在“万村千乡市场工程”和“双百市场”工程的推动下，我国农村流通主体和流通业态有了较大改观，但整体来看，农村流通主体仍以个体商户、运销农户和经纪人为主，流通业态也多以夫妻店、杂货店和代销店等为主，难以形成专业化和规模化的批发市场，无法满足农村居民消费升级和农村经济快速发展的需要。

三是农村流通设施建设落后，现代化程度低。随着“村村通”工程的实施，我国农村交通设施建设基本满足农村流通的需要，但是，批发市场作为农产品流通的主渠道，数量较少，经营服务设施简陋，仓储制冷基本配套设施不足，物流配送中心建设缓慢，不能适应现代农村流通的需要。最后，由于受长期计划经济的影响，我国农村农产品流通、农资流通和农村消费品流通很不协调，导致农村商品本应一体化的双向流通被人为分割开，造成流通效率低下，流通成本极高。

结论与政策启示

本文利用2004-2013年我国省级面板数据，实证分析了农村流通体系对农业生产效率、农业产业结构调整和农民收入的影响。实证结论表明，我国农村流通体系对我国农业发展具有显著的正向影响效应，农村流通体系中农资流通更有利于促进我国农业产业结构的调整和农业生产效率的提高，而农产品流通和农村消费品流通更有利于改善农民收入。因此，发展农村流通服务体系是促进我国现代农业发展、繁荣我国农村经济的重要支撑。但同时也应看到，由于我国农村流通体系的发展现状导致其对农业的影响效应并没有得到充分发挥。

中国农业发展对农民增收的效应分析篇6

关键词：农村居民；人均纯收入；农业补贴；农民收入支持

中图分类号：F30

文献标志码：A

文章编号：1008-5831(2009)05-0028-04

一、文献综述

农民增收是近年来的热门话题。从文字上讲，农民是指从事农业生产获得务农收入的人。但是，由于中国特殊的户籍制度的缘故，中国语境中“农民”的含义要丰富得多，不仅要从事农业生产，而且必须要具有农业户口，两者缺一不可。随着中国社会的发展，中国当代部分农民也可以不必从事农业生产，但是要成为农民仍然必须具有农业户口。也就是说，农民在中国不是一个职业称谓，而是一个身份的标识。基于农民的身份，每一个农民有一块可以永久无偿使用的宅基地，有一份土地使用权，可以比较自由地择业而获得多项收入。因此，国家统计局对农民收入设计了一个特别的指标：农民人均纯收入。“农民人均纯收入”是指被调查农民纯收入之和除以被调查人数。“农民纯收入”是指农村居民每年从各种来源得到的总收入相应地扣除所发生的费用后的收入总和，包括四个部分：工资性收入、家庭经营性收入、转移性收入和财产性收人。不过，既然被称为农民，务农是其家庭一个不可缺少的部分。

关于农民人均纯收入的数据产生，各级统计部门是按照国家统计局的统一规定，根据农村住户抽样调查资料推算而得。“农民人均纯收入”中的农民，是指农村常住户。农村常住户指长期(一年以上)居住在乡镇(不包括城关镇)行政管理区域内的住户，以及长期居住在城关镇所辖行政村范围内的农村住户。户口不在本地而在本地居住一年及以上的住户也包括在本地农村常住户范围内；有本地户口，但举家外出谋生一年以上的住户，无论是否保留承包耕地都不包括在本地农村住户范围内。

农民收入计算中包括没有变现的部分。在农民收获产品之后，统计上就算做了收入；农民自己生产的产品自己消费，粮食、蔬菜等，统计口径是既算收入也算支出，都要按照市场价格计算收入和支出；对农民的收入，统计口径不仅要算现金收入，算实物收入，还包括副产品。例如：小麦收割完，小麦要算收入，麦秸也要算收入；养鸡养猪养鸭，鸡猪鸭要算收入，粪便也要算收入，可做田地有机肥。农民人均纯收入中有一部分是不能用做生活消费的，因为每一个农民家庭都是一个经营主体，必须自己为自己垫付生产费用。

目前，对农民家庭人均纯收入的研究，主要是对根据现行测算方法得到的数据的真实性和有效性表示怀疑和批评，探讨农业生产发展对农民收入影响的文献很少，目前主要有曹子坚、王敏分析了国家财政支农投入与农民纯收入之间的数量关系；黄永兴利用格兰杰因果关系检验技术就农民纯收入的主要影响因素进行了定量分析；何秀荣发现了发展农业对农民增收的作用在递减，但没有实证的支持；王细芳选取中国粮食生产区之一的湖北省为案例，围绕农民增收分析了“种粮热”给农民增收可能带来的负面影响，对其他农业活动则没有进行研究。

为了更深入地研究农业和农民问题，笔者试图从农业生产角度探讨农业生产的发展对农民家庭人均纯收入的影响，为进一步从制度层面巩固农业基础地位提供经验证据和智力支持。

二、变量选择和数据处理

由于数据的可获得性，我们放弃对现行统计数据和测算方法本身的争论，直接利用统计部门的权威数据作为分析的基础数据。我们选择2006年全国31个地区的“农村居民家庭人均纯收入”作为因变量。

由于我们关注的问题是农业生产对农民收入的影响，所以，我们根据《2007年中国统计年鉴》选择2006年全国各地区的农业产值作为主要控制变量，分析农业生产对农民纯收入的影响。农民纯收入=总收入一税费支出一家庭经营费用支出一生产性固定资产折旧一赠送农村亲友支出。“总收入”指调查期内农村住户和住户成员从各种来源渠道得到的收入总和，按性质划分为工资性收入、家庭经营收入、财产性收入和转移性收入。可见，农民总收入的来源非常广泛，涉及第一、第二和第三三大产业。此外，影响农民收入的因素也很多，农民人口数、农民受教育程度和性别都会对农民收入产生重要影响。我们把这些变量也作为控制变量纳入模型，这样我们就可以在保持这些条件不变的情况下，揭示出农业生产对农民收入的影响效应。为了保证数据来源的同一性，我们无法利用《2007年中国统计年鉴》得到所有上述指标的数据。由于我们主要关注农业生产对农民纯收入的影响，可以考虑利用替代指标进行分析，得到遗漏变量问题的植入解。我们利用各地区的乡村人口数作为农业人口数的替代，利用各地区接受义务教育及其以上程度教育的人口数作为农民受教育程度的替代，利用各地区的15岁及其以上人口性别数指标作为农民性别状况的替代。将上述各项得自《2007年中国统计年鉴》的变量及其代码列于表1。

三、回归分析

根据上述变量，我们建立如下的回归模型：

农村居民家庭人均纯收入=第一产业产值+第二产业产值+第三产业产值+乡村人口+接受义务教育人数+接受超过义务教育人数+未上过学人数+15岁及其以上人口中男子数+15岁及其以上人口中女子数

利用Eviews分析软件进行回归得到下列结果(表2)。

为保证推断的有效性，利用怀特方法进行异方差检验(无交叉项)(表3)。

由于存在异方差，不能进行有效推断，采用加权最小二乘法进行修正(表4)。

经过修正，不仅消除了异方差，AC值和SC值都变小，且R²和调整R²。都达到0.9999以上，模型拟合很好，可以进行有效的统计推断了。

四、统计推断

必须注意的是，在我们控制的人口变量中，只有各地区农村人口是专门针对农民的统计数据，其他的人口数据都是采用的替代变量，虽然不能利用它们直接对农民的收入效应进行推断，但是可以保证以下四个非替代变量的效应分析的无偏性。

第一，第一产业产值对农民家庭人均纯收入的边际效应是负数，为-0.692049，p值为0.0339，我们可以在5％的显著性水平拒绝第一产业效应为零的虚拟假设。于是，可以作如下推断：保持其他条件不变，第一产业产值每增加一个单位(1亿元)，农民家庭人均纯收入不仅不会增加，而且会相应减少0.692049元。

第二，第二产业产值对农民家庭人均纯收入的

边际效应是负数，为0.195757，p值为0.0709，我们可以在10％的显著性水平拒绝第二产业效应为零的虚拟假设。于是，可以作如下推断：保持其他条件不变，第二产业产值每增加一个单位(1亿元)，农民家庭人均纯收入相应减少0.195757元。

第三，第三产业产值对农民家庭人均纯收入的边际效应是正数，为1.012055，p值为0，我们可以在1％的显著性水平拒绝第三产业效应为零的虚拟假设。于是，可以作如下推断：保持其他条件不变，第三产业产值每增加一个单位(1亿元)，农民家庭人均纯收入相应增加1.012055元。

第四，乡村人口对农民家庭人均纯收入的边际效应为正，为1.210421，p值为0.0012，我们可以在1％的显著性水平拒绝其效应为零的虚拟假设。于是，可以作如下推断：保持其他条件不变，乡村人口每增加l万人，农民家庭人均纯收入相应会增加1.210421元。对该点应该作如下的理解：在一个农民家庭的土地既定的情况下，由于每年务农的劳动量基本不变，在大部分农业生产都可以由妇女、老人和儿童胜任的情况下，家庭成员越多，就可以有更多青壮年劳动力从事非农就业，从而获得更多非农收入。因此，乡村人口的增加会对农民家庭人均纯收入产生正效应。

五、政策建议

由于农业等第一产业的边际效应为负数，说明单纯发展农业生产不仅不能增加农民收入，长期还会不断降低农民的纯收入。这也证明，单纯从事农业生产的人(纯粹的农民)是很难获得社会平均收益从而过上现代生活的。为了获得社会平收益率，中国农民必须要兼业，通过兼业多渠道获得收入来源，弥补从事农业生产的不足。这样的结论无疑对我们当前的农业政策的制定具有重要指导意义。

解决三农问题，一个重要的方面就是增加农民收入，这也是三农问题的核心所在。由于农业的发展对农民纯收入的效应为负数，要增加农民收入就不能仅仅依靠农业的发展，还必须要让农民参与其他行业的建设，开启农民的要素收入之源，充分发挥农民各方面的积极性，多渠道的获得包括工资性收入、财产性收入和转移支付收入等各项收入。其中，第三产业的发展对增加农民家庭人均纯收入的效应非常显著，应该大力发展第三产业，进一步改革户籍制度，打破农民的身份限制，赋予农民的国民待遇，让农民能够更方便的从事第三产业，取得经营性或工资性收入，同时也让城市居民能够方便的从事农业生产，使务农成为一个职业而不是一个身份，为农业的发展开辟广泛的渠道。

同时，鉴于第一产业对农民收入的负效应。为了巩固农业的基础地位，国家必须在WTO的框架下，充分利用WTO中的黄箱政策对农业进行适当补贴，保证从事农业生产能够获得正收益，保护农民从事农业生产的积极性。同时积极利用WTO中的绿箱政策，对农民提供收入支持，使我们的乡村建设者能够过上现代的社会生活，实现城乡共同的现代化。

参考文献：

[1]王安全，走出对农民纯收入统计认识的几点误区[J]，中国统计，2003(7)：44。

[2]张永庆，要准确透彻地理解农民纯收入的指标含义[J]，统计科学与实践，2003(1):44－45。

[3]曹子坚，魏巍，宋亚，国家财政支农投入与农民纯收入之间的数量关系[J]，统计与决策，2007(8):74－76。

[4]王敏，财政农业投入与农民纯收入关系研究[J]，农业经济导刊，2007(9):157－158。

[5]黄永兴，农民纯收入影响因素的实证分析[J]，安徽工业大学学报，2004(3):56－59。

[6]何秀荣，发展农业对农民增收的作用在递减[J]，中国乡镇企业，2004(1):27－30。

[7]王细芳，警惕“种粮热”与确保农民收入稳定增长——以湖北省为例[J]，农村经济，2005(3):67－69。

[8]J，M，伍德里奇，计量经济学导论[M]，北京：中国人民大学出版社，2007:298－302。

农业经济增长的空间效应研究篇7

1 农业经济增长的空间统计性分析

1.1对Moran’s I指数的分析

利用Moran’s I指数可以在农业经济产出空间分布的整体上进行刻画。其的计算公式为:

其中Yi表示某一地区的观测值, Y表示观测的平均值, n表示地区的总值。

本文选取了1997 年到2010 年间国内31 个省的农业总产值为研究对象, 下图为国内农业经济的总产值。

从上表的结果中可以看出, 在1997 至2010 年的14年里, 中国31 个省的农业经济产值Moran’s I指数均为正, 这说明了我国农业经济产出有显著的正空间自相关性, 在空间上则呈现随机性, 说明了我国农业经济增长存在空间集群现象[2]。

1.2对我国的局域空间相关性检验

为了进一步地对我国各个省份在农业经济上的局域空间相关特点进行刻画, 本文采用了Moran’s I指数散点图分析, 下面分别是1997 年和2010 年的国内农业经济产值Moran’s I指数散点图。

通过两个图标的对比可以发现, 中国的省区域农业经济增长呈空间聚集现象, 在农业经济增长的探索上, 使用空间计量模型是对农业经济增长空间效应分析的有效手段。

2 农业经济增长影响因素的空间计量分析

2.1基本模型设定

在现代经济学中, 资本、劳动力和技术3 个方面决定了经济的增长, 农业经济作为中国国民经济的3 大产业之一, 也同样的符合了这样的规律。本文就利用这3个方面, 结合柯布道格拉斯函数[3], 对国内农业经济增长因素进行研究, 公式如下:

其中, y代表农业经济生产总值, A代表技术的革新, k代表成本的投入、l代表劳动力的投入, s代表土地投入, e代表不定因素。

在具体的变量选择上, 本文采用的是使用农业的化肥、机械使用量代表了成本的投入, 在劳动力的统计上使用了整个的农林牧渔劳动人数进行分析, 另外不定因素则为自然灾害对农业土地面积的破坏程度。考虑到这些条件后, 再带入上个公式, 就可以得到下面的具体函数表现形式:

其中k1表示机械投入、K2表示化肥投入、l代表了全体的农林牧渔人员数量、s为农业土地面积, disa为受自然灾害破坏的土地面积、μ为空间效应、λ为时间效应、ε 为其他效应。

2.2空间模板选取

之前的叙述已经证明了空间对于农业经济产出的重要性, 那么空间模板的计算就十分有必要, 下面是空间模板的主要表现公式:

其中, X为各类控制变量和投入因素, δ为空间单元溢出和扩散的平均值。

考虑到一些其他的不定因素情况, 将误差控制在最小, 则可以对上面的公式进行一定的变动[4]:

其中, ρ 为空间依赖作用参数, 即相邻地区对该地区的影响程度。

2.3模本计算结果分析

在通过对上述的一系列模板设计后, 对计算的结果结合农业增长的因素进行分析。分析结果表明农业的经济增长及受到了土地、肥料、机械等资源的影响, 同时受到空间效应的显著影响, 具体的结果分析如下:

在空间滞后影响的回归系数上, 1% 以上的水平上显著为正, 这证明了农业经济增长具有空间溢出效应, 对于距离较近的农业区域, 在农业经济增长上受到相似的地形、气候等条件的影响, 这使得农业的发展在区在较近距离的区域上可以形成一种互动的联系。

当然对于相邻地区, 如果受到不同的农业机械和肥料作用, 在设计的经济增长上也有一定的不同, 不过这样的区别并不明显。结合以上的分析, 因为在相邻区域的农业经济发展上存在复杂的空间经济联系, 受到相互影响和传播的关系, 这些区域或多或少都有着一定的协同合作关系, 由此可以更加进一步证明在研究农业经济增长的时候对空间效应环节的分析十分必要。

除了这些之外, 通过上述的研究还对其他的条件进行了分析, 结果表明:肥料的投入情况对于农业经济的增长影响最大, 每增加1% 的肥料投入可以得到0.735% 的经济增长;而现阶段对于农业机械的投入在达到一定程度后就与农业经济的增长成反比;劳动力的投入对农业经济增加效果同样十分显著, 在1% 劳动力的增加后可以带来0.320% 的经济增长;土地面积的增加是对农业经济增长产生作用最小的, 平均每1% 的土地面积增加, 只会带来0.15% 的经济增长;最后自然环境带来的破坏并不太大, 每出现1% 自然灾害的增加会造成0.08% 的经济损失。

3 对农业发展在政策上提出的建议

我国作为一个农业大国, 农业的经济发展在国家的经济项目中占据了很大比重, 所以在农业的发展上, 国家需要投入相当大的精力。对于在农业发展上的建议, 笔者也规划了以下几点:

3.1中西部地区的加大力度开发开发

国家对于中西部地区的农业发展还处在一个相对较低的水平, 在高效的发展高东部地区农业经济的同时也必须顾及中西部的农业建设, 可以将高东部地区的先进农业技术和设施向中西部地区投入, 从而促进这些地区的农业发展。

3.2农业经济的生产方式的变化

在农业经济增长上, 国家正逐渐将传统的人工劳动力转化为肥料以及机械的共同作业, 在这一过程上需要加大力度, 让更多的人工劳动力投入到二、三产业中, 让我国的农业不再是仅仅是农产品数量上的高产, 对于农产品的质量也需要有效提高。

3.3空间溢出效益的加强

对于相邻区域的农业发展需要更加深层度的结合, 为了避免空间挤出效益, 让农业经济增长可以由分开的小区域逐渐向整体大范围空间农业经济共同增长靠拢。

4 结束语

国家的建设离不开农业的发展, 农业经济不断快速增长是使国家强大的基础, 在农业经济增长的空间效应上, 国家需要全面的把握和分析, 在将来的农业发展建设中不断探寻更好的方法。

参考文献

[1]邓宗兵.中国农业全要素生产率增长及影响因素研究[D].西南大学, 2010, 23 (4) :56.

[2]郑文, 张建华.空间经济视角下中国农业增长的影响因素研究[J].石家庄经济学院学报, 2013, 36 (1) :25-30.

[3]吕勇斌, 纪倩倩.中国农村金融排斥区域差异的空间效应分析[J].湖北农业科学, 2014, 53 (19) :4745-4750.

农业效应篇8

羊群效应是指人们经常受到多数人影响, 而跟从大众的思想或行为, 也被称为“从众效应”。经济学里经常用“羊群效应”来描述经济个体的从众跟风心理 (百度, 2012) 。羊群是一种很散乱的组织, 平时在一起也是盲目地左冲右撞, 但一旦有一只头羊动起来, 其他的羊也会不假思索地一哄而上, 全然不顾前面可能有狼或者不远处有更好的草。

理论界普遍认为羊群行为 (herd behavior) 通常指在不完全信息环境下, 经济主体因受其他人行动的影响而模仿他人行动的决策行为。Baerjee (1992) 定义羊群效应为即每个人只是关注于自己眼下的事情。Prechter and Parker (2007) 认为证券定价的不确定性可能引起羊群效应。

“羊群效应”在人类生活中也会出现, 中国农民在选择经营项目时常常会出现这种情况。小农户面对庞大的市场, 很难决定自己生产什么。在无数次的试探中, 有一部分农民寻找到效益好的经营项目, 其他农民在得知信息后, 都来生产这种产品, 于是“羊群效应”就出现了。“羊群效应”形象的概括了农民在选择经营时一哄而上的经济现象。

二、农民“羊群效应”界定

农民“羊群效应”是指当第一个农民经营某个项目获得比较好的经济效益时, 其他农民在获知这个信息后, 成批跟随先前的经营者从事同样的项目, 直到该产品供过于求, 无利可图, 农民才停止经营, 四散而去, 寻找新的经营项目。当有农民在新的项目中获利后, 其他农民又涌向这个新的项目, 直至这个产品市场饱和, 价格大幅下降, 出现亏损, 人们才停止这个项目的生产。如此循环往复, 以至无穷。我们将农民在选择经营项目时的“羊群效应”称为农民的“羊群效应”。

农民选择经营项目时的“羊群效应”, 导致农产品生产量发生波动, 农产品价格大起大落。比如, 2010年卷心菜批发价为每公斤2元左右, 种卷心菜的农民大获其利, 许多农民迅速投向卷心菜的生产, 2011年4-5月, 卷心菜严重供过于求, 价格迅速下降, 每公斤2角钱都卖不出去 (彭春莲, 2011) , 部分农民甚至用旋耕机将成片的卷心菜翻掉, 开始种下一茬作物。数月之间, 卷心菜的价格就如同“过山车”一样, 大起大落, 让人惊心动魄。我们知道, 这种现象不是偶然的, 而是时有发生。例如, 猪肉价格就因为生产的波动经常波动, 2009年猪肉价格就为每公斤10元, 价格高的时候达到每公斤30元以上 (杨再, 陈学敏, 鲁玲, 2011) , 如2011年7月猪肉价格就达到这个价位。只是猪肉价格波动的周期为7年, 要比卷心菜价格波动周期长一些。

三、农民“羊群效应”产生的根源

农民在选择经营项目时, 之所以经常出现“羊群效应”, 主要有以下几个方面的原因:

3.1无法判断市场需求量。

农民常常希望能按市场需求生产, 因为只有按市场需求生产, 所生产的产品才能卖出去, 并获得合理的价格, 但农民往往并不知道市场的需求是多少, 例如种大蒜的农民不知道市场对大蒜的需求量;种樱桃的农民不知道市场对樱桃的需求量;种白菜的农民不知道市场对白菜的需求量, 等等。农民由于知识、手段和精力的缺乏, 往往对农产品需求量一无所知。当然, 作为经济专家, 可以从统计年鉴或者自己在农村的调查, 获得农产品的需求量, 但农民几乎没有渠道可以获得专家的数据。另外, 专家的这些数据更多是过去的资料, 而农民需要未来的预测数据, 因为只有未来的预测数据才能让农民决定是否可以生产某种农产品。然而, 对农产品未来需求量的预测是一项比较难的研究工作, 所以, 农民就很难预测了。由于农民无法预知农产品的需求, 所以农民就难以根据需求进行生产, 只能盲目跟从了。于是, “羊群效应”就出现了。

3.2无法控制农产品生产总量。

当一些农民找到一项好的经营项目, 说明这个该产品的生产量与市场的需求量基本吻合, 或者生产量小于市场的需求量, 因而价格比较好, 经营者有比较好的收益。如果生产者能够控制农产品的生产总量, 将生产总量一直维持在这个水平, 那么就有可能获得持续的好效益, 然而每个农民只能决定自己的生产量, 而无法决定别人是否生产以及生产多少, 所以每个生产者都无法控制农产品的生产总量。由于该项目经济效益比较好, 会吸引别的农民也加入这个项目的生产, 这就是我们所说的“羊群效应”。由于其他农民纷纷加入这个项目的生产, 最终致使该产品供过于求, 无利可图, 于是农民又去寻找新的好项目。当一部分农民再次找到新的好项目, 又诱使许多农民再次纷纷加入这个新项目的生产, 新一轮的“羊群效应”再次出现。所以, “羊群效应”频繁出现的另一个原因是由于农民无法控制生产总量, 从而获得持续、稳定的经济效益, 农民只有不断寻觅新的项目。在寻觅的过程中, 总是少部分人先寻找到, 然后其他人再跟进。这样的“羊群效应”在中国农业生产中不断循环往复。

3.3无法预知农产品价格。

农业生产者往往只知道农产品现在和过去的价格, 并依此作为生产与否的依据, 但实际上农民应该根据农产品未来的价格来决定是否生产, 因为经营收益的是其产品生产出来之后的价格, 即未来的价格, 而不是现在的价格, 更不是过去的价格。其实, 这个道理农民也知道, 问题是农民无法预知农产品未来的价格。于是, 农民只能根据当前的价格来决定是否生产以及生产多少。当前价格比较高的农产品, 农民便一窝蜂似去生产, 于是“羊群效应”就出现了。

四、农民“羊群效应”的利弊

4.1农民“羊群效应”之利

4.1.1有利于农民选择项目。

农业生产者选择经营项目本来是一件复杂和困难的事情, 而“羊群效应”就略去了复杂的市场分析, 只要跟着别人生产就行了。由于“羊群效应”使选择经营项目变得简单, 所以农民就不需要过高的市场分析能力, 素质较低的农民也能从事农业生产, 甚至还能赚钱。这对于素质不高的人来说, 带来许多便利。

4.1.2避免农产品长期处于高价位。

从“羊群效应”的表面看, 农民有时一窝蜂地生产这种产品, 有时又一窝蜂地生产另一种产品, 表面看起来很盲目, 实际上是市场经济这只“看不见的手”指挥着农民, 即农产品价格指挥着农民生产什么或不生产什么。“羊群效应”说明市场没有出现垄断, 市场是自由竞争状态, 所以某种农产品不可能长期处于高价位, 因为一旦某一农产品处于高价位, 马上就会有许多农民来生产这种产品, 价格就会降下来。

4.1.3有利于提高农业生产资料利用效率。

“羊群效应”促使农业生产资料总是流向效益较高的农业生产项目, 从而提高了农业生产资料的利用效率, 避免农业生产资料长期处于低效率项目的状态。有利于提高农业生产资料的利用效率。

4.2农民“羊群效应”之弊

4.2.1农产品价格大幅波动。

“羊群效应”的原动力就是农产品的高价位。正是由于某种农产品价格比较高, 才吸引和诱使许多农民生产这种农产品。但由于盲目扩大生产, 导致供过于求, 从而使农产品价格又迅速下降。

当某种农产品价格处于低价位时, 许多农民慢慢逃离这个产业, 使生产总规模变小, 价格又开始上涨, 当价格比较高时, “羊群效应”再次显现, 许多农民又聚集到这个产业, 致使价格再次下降。“羊群效应”就这样导致农产品价格周而复始的在涨与跌之间震荡。

农产品价格的大幅波动, 使生产者无法获得稳定的收益, 也浪费了农业资源。

4.2.2农业资源浪费。

“羊群效应”常常使某种农产品由供不应求变为供过于求, 当农产品供过于求时, 导致多余的农产品卖不出去, 使农民为生产农产品而付出的农业资源付诸东流。

4.2.3影响消费者生活。

由于“羊群效应”导致农产品价格大起大落, 所以在农产品价格过高时, 消费者要付出更多的花费, 从而降低了消费者的生活水平。当农产品价格过低时, 虽然消费者用同样的钱可以买更多的农产品, 但因为人的胃口是有限的, 也不能过多消费。所以, 农产品价格波动, 会影响消费者平稳的生活。从而最终影响生活质量。

五、农民“羊群效应”的破解

“羊群效应”虽然有利有弊, 但总体看, 还是弊大于利, 所以应尽量避免“羊群效应”的出现, 那么如何才能破解“羊群效应”呢?我们认为应通过以下途径和方法来破解“羊群效应”。

5.1科学预测农产品需求量。

如果能够准确预测农产品的需求量, 让农业生产者根据需求量生产, 使农产品供需平衡, 农产品价格就不会过高或过低, “羊群效应”就不会出现了。所以, 准确预测农产品需求量是破解“羊群效应”的首要环节。

5.2有效控制农产品生产总量。

首先让农业经济专家预测出农产品的需求量, 并根据农产品需求量确定生产量;然后再把生产总量分解到各个省区, 各省区分解到各县, 县分解到乡镇, 乡镇分解到村, 村分解到农户;农户根据分配的生产指标进行生产。这样总生产量就和总需求量相吻合了。当然, 在农民拥有经营自主权的背景下, 这种指标分配仅有指导性。

摘要：农民在选择致富项目时经常会出现盲目“跟风”现象, 人们称之为“羊群效应”。“羊群效应”出现的原因在于农民难以依靠自己的能力准确判断究竟那个项目可以赚钱, 于是便盲目追随当前赚钱的项目。“羊群效应”导致农产品价格大起大落, 从而浪费了农业资源, 损伤了农民利益, 同时也干扰和影响了消费者平稳的生活秩序。破解“羊群效应”的方法就是依靠政府对农民选择项目给予必要的指导。政府应组织相关专家科学预测农产品需求量, 根据预测的需求量引导农民有计划生产, 至少应及时发布农产品供求信息并在关键时刻发出预警, 防止农民盲目跟风, 破解“羊群效应”的频繁发生。

关键词：农业信息,“羊群效应”,波动

参考文献

[1]彭春莲.四川省卷心菜价格大幅下降[J].农产品市场周刊, 2011 (16) :32-34.

[2]杨再, 陈学敏, 鲁玲.猪肉价格飙升, 后市行情如何[J].猪业科学, 2011 (3) :16-17.

[3]王征兵.农民生产经营中的“采蜜效应”分析[J].理论探索, 2012 (3) :66-68.

论农业科技园发展的集群效应篇9

我国现代农业园区从1994年开始建设以来,已经走过了十几个年头。它的产生、发展过程有其复杂的经济、社会背景。一是农业科技园是我国“三农”经济发展到一定历史阶段的必然产物。经过几十年的努力,尤其是改革开放政策的推动,我国农业生产和农村经济均已发展到一定水平,农业科学技术在相当多的地方得到了不同程度的推广。尽管我国的发展仍存在着区域和结构性差异,但在经济发展水平较高、地方技术经济和财政较好的地区,常规的生产方式已不能满足地方经济发展的需要,一些地方尝试重新组合当地生产力要素,在生产组织形式上开始有所创新和突破。在此背景下,农业科技园应运而生,其在一定程度上实现了生产要素的优化配置,促进了农业资源的高效利用,带动了农业生产率和生产效益的提高,因此很快成为各地探索新形势下发展现实生产力的有效模式。二是现代农业科技园是学习借鉴国外先进设施农业和精准农业的有效载体。1994年以来,我国相继在北京建立了以展示以色列设施农业和节水技术为主体的示范园——“中以”示范农场,同时在上海建立了以引进荷兰全套玻璃温室和工厂化生产技术为主体的孙桥现代农业开发区。这2个农场通过全套引进温室设施、优质品种、高效栽培技术到计算机管理等全方位的展示示范,使人们看到了世界现代农业发展的崭新风貌,吸引了数百万人前往园区参观学习。此后,在全国形成了以展示设施农业先进技术为主要内容的农业科技园的发展热潮,农业科技园在其中发挥了重要的载体作用。三是现代农业科技园为我们提供了利用高新技术改造传统农业、发展现代农业的全新模式。新中国成立以来,我国在高新技术领域不断努力达到国际水平,积累了大量的高新技术成果。应用高新技术改造传统农业,发展现代农业,是推进新的农业科技革命、实现传统农业向现代农业跨越的必然选择,是促进区域农业结构调整和产业升级,发展现代农业的有效模式。四是现代农业科技园是农业科技与农村经济紧密结合的有效方式。目前,我国农村实行的家庭联产承包制,虽然推动了农村经济发展,但无法实现农村经济向更高层次发展,尤其是无法快速推动农业技术的推广。究其原因,主要是绝大多数农民文化素质较低,科技意识淡薄,承担农业发展风险的能力较弱。在此背景下,传统的单纯靠行政命令手段强制推广应用农业高新技术的做法在农村已很难起作用,而农民只有亲眼目睹技术应用的实际利益,才会认可和应用新的技术,实现农业科技与科技经济的有效结合。现代农业园区作为农业技术组装集成、科技成果转化及现代农业生产的示范载体,是我国新阶段推进新的农业科技革命、实现传统农业向现代农业跨越的必然选择。现代农业园区以技术密集为主要特征,以科技开发、示范、辐射和推广为主要工作内容,以体制创新和机制创新为动力,以促进区域农业结构调整和产业升级为目标,是现代农业科技与农业经济结合的有效模式。

截至目前,全国已形成各级各类农业科技园区数千个,但功能效益千差万别。2001年,科技部联合农业部等部门开始“国家农业科技园试点工作”。截至目前,已形成36个国家级农业科技园,但农业科技园建设情况并不十分理想,一个重要原因是一些园区无法形成集群效应,示范辐射功能不能得到很好发挥。

2 农业科技园形成集群效应的重要性

2.1 提升农业科技园在地方和国家经济、社会发展中的地位和作用

农业科技园集群效应的产生将为农业技术和知识的高效流动提供便利的捷径。农业技术和知识借助园区这一有效载体,源源不断地辐射到周边地区,带动周边地区的经济、社会发展,形成向社会辐射高技术的中心,推动地方和国家农业的技术革命和产业结构的升级,而园区的功能也会在带动地方经济社会发展过程中得到扩展。而园区和地方经济发展联系越密切,带动区域经济社会发展的作用就越明显,进而提升农业科技园在地方和国家经济社会发展中的地位和作用。

2.2 带动园区企业的发展和企业间的相互促进

尽管现代通信技术已非常发达,但地理邻近带来的优势仍不可忽视。在一个区域内集中大量农业高新技术企业,无论对于竞争还是合作都会产生巨大的促进作用,有利于农业技术的辐射扩散。在经济欠发达地区资源有限的情况下,整合存量资源,实现资源共享无疑是农业科技园发展的一条捷径。业务相近的企业既是竞争者,同时也会带来一定程度的互补,促进园区在竞争中谋求发展,逐步壮大,最终形成集群效应。

2.3 促进技术与产业高效结合

科技园区集群效应的产生,一方面体现在企业集群方面,另一方面表现在产业集群方面。在企业集群和产业集群的链条上都会产生巨大的技术需求,拉动持续不断的技术创新成果出现。同时,持续不断的技术创新若能源源不断地流向企业,就可以为企业的发展提供强有力的技术支撑。双方结合得越紧密,彼此从对方获得的支持越大,结合的效率也会更高。

3 当前农业科技园集群效应形成中存在的问题

3.1 农业科技园集群效应形成的最大障碍是认识上的缺陷

农业科技园最先从国外起步发展,我国农业科技园是在学习借鉴欧美发达国家的理论与实践经验基础上发展起来的。国内理论界和实践者对欧美发达国家农业科技园的介绍也多注重形态,特别是对国外农业科技园的学习更多是对发展模式的模仿。因此,往往注重形态学习和介绍,而对农业科技园实质性介绍和学习则比较欠缺,尤其是对农业科技园建设中的集群效应的重要性认识不足。认识不到集群效应在农业科技园发展中的重要性,就不可能建成真正意义上的农业科技园区,就无法产生集群效应。

3.2 农业科技人才及学科优势与农业科技园建设的地域差异是影响农业科技园集群效应形成的重要因素

农业科技园的建立必须依托高校或科研院所具有的其他单位无法比拟的人才和学科优势。但是,地区高校和科研院所资源分布不平衡,而且同类高校和科研院所的人才和技术千差万别,这样就很难与广泛布点的农业科技园的发展相协调、相配合。另外,高校和科研院所的人才及学科与农业科技园内的支柱企业、产业缺少应有的关联度,高校和科研院所难以对园区企业发展起到人才和技术的支撑作用。企业在深度及广度上的发展都缺少相应支撑,没有企业在深度和广度方面的延伸,就不可能产生技术与产业集群,也就无法形成集群效应。

3.3 企业间缺少关联度是农业科技园难以形成集群效应的基础性因素

由于我国农业科技园建设起步晚,园区企业规模小,加上其他一些原因,很难对入园企业进行科学、合理的选择,一些地方的农业科技园更多的是从数量上拼凑起来的一个物理园区。这主要是因为无法对入驻企业进行有效的选择,无法设立农业科技园的进入门槛,因而造成园区企业五花八门,企业、产业间缺少应有的关联度,无法在业务方面形成互补,更谈不上形成企业群、产业群及发挥集群效应了。由于无法形成企业集群到产业集群的渐次发展的链条,园区的集群效应也就无法形成。从这个意义上讲,企业间缺少关联度是农业科技园难以形成集群效应的基础性因素。

4 形成和发挥农业科技园集群效应的对策建议

农业科技园的真正发展离不开园区集群效应的充分发挥。针对现实存在的问题,本文认为应从如下几个方面入手,推动农业科技园集群效应的形成和发展。

(1)创新理念,找准农业科技园建设的关键所在。当前,我国农业科技园建设应实现从形态建设到功能建设的转变,基层农业科技园的管理层要树立“科学技术是第一生产力”的思想,突破传统观念的束缚,狠抓农业高新技术集成,大力推动农业技术示范,全面推进农业科技园区企业的技术创新及产业升级,全力推动农业科技园成为地方农业高新技术发展的中心和辐射源,以集群效应推动农业科技园健康快速发展。

(2)从推动农业科学技术示范推广入手,紧紧抓住地区经济发展的中心,多途径推动农业科技园建设所需技术和人才的跨区域流动,努力使农业技术的人才与学科优势与园区企业、产业相配套,为企业(产业)在深度上和广度上的发展提供技术支撑。

(3)精选入园企业,加强园区企业(产业)的关联度,力争形成企业(产业)发展的企业群(产业群)。要精心挑选新建农业科技园的入园企业,注重引进那些产业关联度高、市场潜力大、科技含量高的产品项目,大力推动企业(产业)间形成互补关系,进而最终形成企业群(产业群)。对在建科技园要加强技术相近企业的引进力度,力推园区形成企业集群。

(4)要做到农业技术供体(大学、科研机构)和受体(企业)的双赢。一方面,要使企业能够获得强大的发展后劲,保证企业得到源源不断的知识和技术支撑,使企业在发展过程中能够不断赢利;另一方面,高校、科研机构在推动产业发展中能得到企业更多的资金支持,使高校和科研机构的技术成果能够转化为现实生产力,激发广大科技人员的技术开发与推广应用热情。

(5)政府要做好科学规划与积极扶持工作。科学规划是农业科技园集群效应产生的基础,能使农业科技园建设尽快地纳入正道并发挥积极作用。但是仅有科学的发展规划还不够,离开政府的扶持,农业科技园建设即便能够启动,也很难有较大的发展,特别是地方农业科技园建设更是离不开政府的大力扶持。在当前我国经济发展总体水平不高且地区发展不平衡的情况下,地方政府的扶持与宏观调控,将有助于整合现有存量资源,充分利用好制度资源,大力推动农业科技园科学、有序地健康发展。

参考文献

[1]杨其长.我国农业科技示范园的现状与发展趋势[J].中国青年科技,2000(9).

大理市农业结构关联效应与优化研究篇10

“三农”问题一直是我国经济发展的关键性问题, 近年来越来越受到国家的高度重视。解决这一问题的核心是增加农民收入, 农业发展到一定阶段后, 我国将农业产业结构的调整作为农民增收的重要途径。因此, 农业产业结构调整与农民增收的关系成为国内学者的研究热点。

李林杰 (2002) 提出解决农民增收缓慢问题的两个根本途径就是调整农业产业结构和实行农业产业化经营[1]。阚先学等 (2008) 通过构建向量自回归 (VAR) 模型以及通过脉冲响应函数实证分析了山西省农林牧副渔各产业的产值和农民人均收入的关系, 得出了山西省农业产业结构不尽合理的结论[2]。王小平等 (2009) 运用计量经济的向量自回归方法, 从种植业、林业、牧业、渔业等几方面分析了宜春市农业各产业产值间对农民纯收入的影响, 得出牧业是宜春市未来农业产业结构调整的重点的结论[3]。赵文平 (2009) 根据河南省社会经济的自身特点和实际情况, 提出相应的农业产业结构调整措施, 使得农民能够持续增收[4]。詹锦华 (2012) 通过实证分析了福建省农业产业结构中的农业、林业、牧业、渔业和农民人均纯收入之间的关系, 并提出了农民增收的政策建议[5]。聂雷等 (2012) 利用1978—2010年安徽省的相关数据, 运用向量自回归模型 (VAR) 分析了农业产业结构变动对农民纯收入的影响, 并提出了如何合理调整农业产业结构以提高农民收入的对策建议[6]。刘松颖 (2013) 通过西部十省市1985—2008年的相关数据, 建立面板数据模型探析西部农村地区农业产业结构对农民增收的影响, 结果表明西部农村地区农业内部层次的结构优化对农民增收、节能降耗具有不同程度的积极效应[7]。冯璐等 (2013) 根据云南南部山区农村场域的特殊性, 利用“倒U型理论”对其进行分析, 认为有深入探讨借助农业生产结构优化促进农民增收, 进而促进农村经济发展问题的必要性[8]。

本文根据2003—2012年大理市农业各产业产值及农民纯收入的相关数据, 运用灰色关联分析法, 定量地分析大理市农业 (主要指种植业) 、林业、牧业、渔业、农业服务业与农民收入的关系及农业产业结构内部之间的关系, 探讨农业产业结构调整对农民增收的影响以及农业产业结构内部之间的关联。

二、大理市农业产业结构和农民收入的基本变化趋势

从表1中可看出大理市农民人均纯收入是逐年增加的, 但是其中的不稳定因素影响较大。在研究期间内种植业的比重呈现逐年下降的态势, 从2003年的48.09%下降到2009年的40.14%, 下降了7.95个百分点, 下降幅度比较大, 虽然2010—2012年种植业的比重呈现增长态势, 但是增长幅度缓慢。林业的总体态势是下降的;牧业一直呈现增长的势头, 由2003年的44.40%到2012年的54.23%, 增长了9.83个百分点, 增长幅度较大, 而且2004年以来牧业的比重一直超过种植业稳居第一, 主要是因为近年来大理市政府高度重视畜牧业的发展, 牧业的产业规模得以扩大, 使其发挥龙头作用。另外, 养殖方式也得以转变, 提高了产业效益。目前大理市形成以奶牛养殖为主, 兼有肉牛、生猪、鸵鸟、黑熊、梅花鹿、毛驴、禽蛋、野猪等特色养殖, 其中, 大理、凤仪形成蛋鸡养殖示范区, 双廊、上关、湾桥、喜洲形成奶牛养殖示范区, 挖色、海东形成仔猪养殖示范区[9]。农业服务业不断完善, 培养了大批农村畜牧科技人员, 因此, 牧业的效益得以不断提高。

渔业的比重处于波动的状态, 但是幅度不大, 总体上还是处于下降的趋势;农林牧渔服务业的比重在2004—2006年期间表现为零的特殊情况, 但总体上还是呈现增长的趋势, 但是变化不大。因此, 粗略得出, 农民收入与农业产业结构是有一定关联的, 为了定量地验证这种关联性, 运用灰色关联度分析法对其建立计量模型。

三、大理市农业产业结构调整的灰色关联动态分析

1. 灰色关联模型的构建

灰色关联分析方法是对一个系统发展变化态势的定量描述和比较的方法, 分析两个系统之间因素相对变化的情况, 如果两个系统因素变化相对一致, 则认为两者关联度较高;反之, 则两者关联度较低。目的是通过分析两个系统之间的相关关系, 找出影响目标系统的重要因素, 从而促进和引导系统迅速而有效地发展[10]。灰色关联度的计算步骤如下[11]:

第一步, 确定分析序列。

设参考序列 (母序列) :

比较序列 (子系列) 为:

第二步, 对原始数据做无量纲初值化处理, 初值化后的参考序列为:

比较序列为X'i (t) =Xi (t) /Xi (1) , i=1, 2, …, m;t=1, 2, …, n

第三步, 求差序列。

在t时刻时, 参考序列与比较序列之间的绝对差为Δ0i=‖x0 (t) -xi (t) ‖, Δmin和Δmax分别为各个时刻绝对差中的最小值和最大值。

第四步, 计算灰关联系数。

其中ρ为分辨系数, 0<ρ<1, 通常取ρ=0.5

2. 农业各产业产值与农民收入的灰色关联动态分析

选取2003—2012年大理市农业总产值和其内部的种植业、林业、牧业、渔业、农业服务业五大产业的产值对农民纯收入进行灰色关联分析。大理市农民纯收入作为参考序列, 以X0表示, 农业总产值与种植业、林业、牧业、渔业、农业服务业的产值作为比较序列分别以X1、X2、X3、X4、X5、X6表示。

根据模型对2003—2012年的相关原始数据进行无量纲初值化处理, 根据无量纲化处理后的数据分别计算在各个不同时刻参考序列与比较序列的绝对差值Δ0i, 由模型计算可知, 2003—2012年10年不同时刻的绝对差值中的最小值为Δmin=0, 最大值Δmax=31.17, 其中分辨系数ρ=0.5, 分别计算灰色关联度 (见表2)

农业总产值、农业各产业的产值与农民纯收入的灰色关联度的值越大, 说明它们之间的关联度越高, 即其对农民纯收入的影响也越大。表2显示, 大理市的农业总产值对农民纯收入的影响不大, 农业产业结构内部的各产业中渔业总产值与农民纯收入的灰色关联度最高, 然后依次是种植业、林业、牧业、农业服务业。表明渔业的产值对农民纯收入的影响最大, 但是渔业占农业总产值的比重却一直在3.66%左右, 2012年渔业的比重只有3.56%;种植业对农民纯收入的影响次之, 虽然种植业的比重在研究期间内都在40%以上, 但却处于下降的趋势, 一直低于牧业;林业占农业总产值的比重一直在1.61%左右, 但是林业与农民收入的灰色关联度达0.972, 说明林业在促进农民增收上承担着重要角色。另外, 牧业和农业服务业对农民收入的影响程度相对较低。以上表明在促进农民增收方面, 大理市的农业产业结构很不合理, 大理市应该在稳定发展种植业和牧业的基础上, 重视渔业和林业的发展, 提高渔业和林业在农业产业结构中的比重, 渔业、种植业、林业三个产业应作为农业经济发展中的重点产业。

为了对大理市的农业产业结构调整提出更有针对性的建议, 本文根据2003—2012年大理市的相关数据 (渔业、种植业、林业三个产业的产值及其相对应的主要农产品的产量) , 运用灰色关联度分析法, 探讨其主要农产品的产量对它们各自产业产量的影响。

3. 大理市重点产业与其主要农产品产量的灰色关联动态分析

选取2003—2012年大理市的重点产业渔业、种植业、林业三个产业的产值为参考序列, 其相对应的主要农产品的产量为比较序列, 具体情况如表3、4、5所示。

数据来源:根据2004—2013年大理市统计年鉴整理计算得出[12]

表3、表4和表5分别显示对大理市渔业产值影响最大的是鱼类, 其次是甲壳类、贝类;对种植业产值有影响的主要农产品依次是:蔬菜、粮食、油料、烟叶和水果;对林业产值有影响的主要农产品依次是:核桃、松籽、板栗、花椒和棕片。

渔业中的鱼类与其关联度最大, 而鱼类的产量每年都是超过甲壳类、贝类位居第一, 说明就渔业产值而言, 渔业内部结构的经济发展是合理的, 因此, 为了提高渔业的比重应对鱼类和甲壳类的总量进行提高, 应加大对它们的投入。

种植业方面, 蔬菜的产量一直都高于粮食产量, 根据蔬菜产量对于种植业产值的影响程度高于粮食产量的影响程度来看, 大理市对种植业的投入是合理的。烟叶与油料对种植业的灰色关联度略高于水果, 但是烟叶与油料的产量却远远低于水果的产量, 2012年大理市的水果产量高达1395.77万公斤, 而烟叶和油料的产量却分别只有125.85万公斤和348.53万公斤。因此, 大理市应该在稳定发展蔬菜、粮食和水果产量的基础上, 加强对油料和烟叶的生产, 把握好粮食与经济作物之间的比例。

林业方面, 由原始数据可知, 在2012年林业的主要农产品的产量依次是:核桃、花椒、松籽、板栗和棕片, 再根据它们与林业的灰色关联度可知大理市应该大力加强对松籽和板栗的生产。

四、结论

由农民收入与农业产业结构间的灰色关联度分析可知, 大理市农业产业结构尚不合理, 尤其应该重视渔业、种植业和林业的发展。

1. 渔业方面。

因其是见效快且收益高的农业产业部门。所以大理市应特别重视渔业的发展, 着力发展高原特色淡水渔业。首先, 政府应充分利用洱海流域的资源优势大力发展渔业, 由于鱼类与渔业的灰色关联度最高, 所以保持鱼类和甲壳类在适当的生产比例上大量生产鱼类, 但是养殖结构应从单纯的以草鱼为主的低产养殖模式调整为以鲤鱼为主的多品种混养、多级轮养、轮捕轮放的高产养殖模式。另外, 农业服务业对农民收入的关联度虽然排在最后, 但是在发展渔业的同时, 农业服务业也应该受到一定的重视, 因为对养殖户进行养殖新技术培训, 指导养鱼的技术以及科学使用渔业机械等都需要农业服务业的加入。

2. 林业方面。

林业与农民收入的关联度很高, 但是其所占农业比重却一直偏低, 因此应尤为重视林业的发展。根据林业与其主要农产品的关联度分析可知, 在保持核桃和花椒的良好发展势头的同时, 应对松籽和板栗的生产加大投资力度。因大理市林业和渔业产出效益低, 建议发展立体生态养殖业和精品养殖业, 充分利用林间资源特点, 使其实现资源效益最大化[6]。

3. 种植业方面。

根据其所占农业比重可知种植业结构相对合理, 由其内部结构的灰色关联度分析可知, 大理市应该把握好粮经的比例, 尤其是对经济作物油料和烟叶的生产应加大投资、放宽优惠政策, 鼓励农民对经济作物的种植。另外, 种植业也可以和其他产业结合起来发展, 比如为了降低养鱼和种稻成本, 可以进行鱼禽综合立体养殖, 建设“稻、鱼、禽”生态养殖基地, 从而提高土地的产出率, 将会在很大程度上提高农民收入。另外, 农业服务业的发展也应受到重视, 因为在生产粮食与经济作物的同时还得靠农业服务业疏通市场渠道, 为这些农产品提供销路, 可进一步激发农民生产的积极性, 有利于提高农民的收入, 形成良性循环。

另外, 大理市的牧业在保持高效益发展势头的同时, 应对畜牧业产品进行深加工处理, 提高其产品附加值。

参考文献

[1]李林杰.农民增收的根本途径:农业产业结构调整与农业产业化经营[J].河北大学学报 (哲学社会科学版) , 2002, 27 (2) :24-26.

[2]阚先学.山西省农业结构调整的实证分析[J].安徽农业科学, 2008, 36 (19) :52-53.

[3]王小平, 朱叶.基于VAR模型下农业产业结构调整对农民增收的影响[J].贵州农业科学, 2009, 37 (7) :210-213.

[4]赵文平.河南农业产业结构调整中存在的问题及治理措施[J].农业考古, 2009 (3) :265-267.

[5]詹锦华.福建省农业产业结构调整与农民增收的关系分析[J].安徽农业科学, 2012, 40 (31) .

[6]聂雷, 何如海, 徐晨.安徽省农业产业结构调整对农民收入的影响分析[J].广东农业科学, 2012, 39 (16) :224-227.

[7]刘松颖.农业产业结构调整对农民增收和节能降耗影响实证分析[J].商业时代, 2013 (19) :113-116.

[8]冯璐, 吴春梅, 李学林.云南南部山区农业生产结构与农户增收的关系探讨[J].云南社会科学, 2013 (5) :96-99.

[9]黑毅鹤.大理市推进现代畜牧业发展显实效[N].大理日报 (A3版) , 2008-06-12.

[10]邓聚龙.灰理论基础[M].武汉:华中科技大学出版社, 2002:140-143.