内蒙古农业经济增长影响因素的计量研究

内蒙古农业经济增长影响因素的计量研究
黄智
【摘要】内蒙古自治区成立70年以来,农业经济得到了快速发展.通过扩展生产函数模型,对1978-2015年内蒙古农业发展的时间序列数据进行分析,研究农业经济增长的影响因素,根据模型的估计与计量检验,得到最终的回归方程.研究结果表明,土地、化肥、机械等传统生产要素的资本投入依然是内蒙古农业产值增长的动力,而农作物成灾与劳动力过剩则制约了农业的进一步发展.此外,牧业在第一产业所占比重、劳动力文化状况等因素也对农业经济增长具有显著影响.
【期刊名称】《北京农业职业学院学报》
【年(卷),期】2018(032)001
【总页数】8页(P41-48)
【关键词】农业经济增长;生产函数模型;时间序列数据;因素分析
【作者】黄智
【作者单位】江西财经大学信息管理学院,江西南昌 330013
【正文语种】中文
【中图分类】F327
一、引言
农业是国民经济的基础，研究其经济增长的影响因素具有重要意义。

农业经济的增长不仅是关乎到国家富强与社会稳定的大事，也是处理好农业、农村、农民“三农
问题”的关键所在。

由于我国地理环境差异显著，导致以秦岭淮河为大致分界线的南方、北方地区自然气候和生产条件不一致，各区域的农业基础与生产理念也差异很大。

因此，有必要以地理上位于南北一方的农业大省为研究对象，对农业经济增长的影响因素进行有效分析。

内蒙古作为我国设立最早的少数民族自治区，在成立70年后的今天，正在以一个繁荣兴旺、生机蓬勃的现代化农牧业省份形象屹立于祖国北疆。

特别是在改革开放以来的近40年间，全省农业结束了自古至今“逐草而牧、靠天养畜”的时代，并朝着产业化、市场化、结构化方向发展。

内蒙古自治区作为横跨华北、西北、东北三大地区的跨经度最大省级行政区，其广袤的土地和多样化的生态环境决定了内蒙古农牧业资源得天独厚，加上现代化农业技术的引进与各方面人力、资金的投入，农业生产取得了巨大成就。

自1978年到2015年以来，内蒙古农业生产总值由28.35亿元快速上升到2 751.55亿元，增长率在20%以上的年份就有9年，平均年增长率12.795%。

在取得丰硕成果的同时，仍然需要对农业发展过程中的不足进行改进。

文章选定对内蒙古自治区进行农业经济增长影响因素的计量研究，以期望能够为提高农业生产质量、加速农业发展提供参考依据。

二、文献综述
农业经济增长受众多因素的影响，在理论研究方面，国外学者Kalirajan, Obwona, Zhao与Chen, Ming-Miin, Chang在上世纪就提出影响农业经济增长的相关因素主要是资本的投入量和技术生产率的提升。

Mincer, Schulitz, Becker三位国外教授在生产理论方面进行深入研究的过程中发表了多篇重要论文，证实了劳动力资本对增加劳动者收入、推动社会经济增长等方面具有显著影响，其观点也为研究增长理论的后来学者提供了重要基础。

自从Aschquer首次提出基础设施的投入会影响农业经济增长后，国内的学者有吴清华、周晓时和冯中朝进一步研究了二者之间的具体相关性，张红宇，秦德文、王怀忠等学者也在实证方面对影响农业经济增长的
这两方面因素进行了分析，得出与国外学者一致的结论。

对于农业经济增长因素的具体研究方法上，王继祥、韦开蕾、张文静等学者运用柯布－道格拉斯生产函数分析，张淑辉、陈建成则运用误差修正模型进一步确定各个因素之间的关联程度。

另外，还有杜红梅和安龙送等学者则根据典型性相关理论进行分析，得出产业结构在一定程度上也会影响农业经济。

在影响因素的选择上，邓琨发表的论文中指出农业种植面积的受灾率与有效灌溉率也是农业产出的影响因素之一，而靳光华，魏朗、杜江和刘渝等人通过对横截面数据与时间序列数据的分析，得出气候、外贸、文化等因素对农业生产也有显著的影响。

基于上述文献的整理与分析可以发现，大部分学者都是基于农业发展的某一段时间序列数据或面板数据，运用柯布-道格拉斯生产模型，或在该原始模型上进行相应
的指标替换进行实证研究。

同时，各位学者针对所研究的具体区域，通过分析影响农业生产总值发展的基本因素外，还引进相应的控制变量或内生变量，使模型结果能够更好地拟合农业数据的变化趋势。

文章总结各位学者的农业经济研究经验，针对传统的生产模型加以扩充，引入对内蒙古自治区农业经济增长有显著性影响的因素，并对改革开放后农业发展的时间序列数据进行分析。

三、理论模型分析和指标选择
（一）构建理论模型
根据柯布-道格拉斯生产理论，产出取决于要素的投入和技术进步，而农业生产模
型同其他生产函数一样，农业总产值主要是由农业技术水平和相应的资源投入量决定的。

基本而言，农业生产函数的形式为：
(1)式中：Y是总产值，A是技术水平，K是投入的资本，L是投入的劳动力，N是投入的土地，α、β、γ分别为资本、劳动力、土地的产出弹性系数，μ为扰动项。

但是该生产模型只能简单刻画出农业产出与技术、资本、劳动力和土地四者间的关
系，还不足以描述影响农业经济增长的众多控制类因素，尤其是内蒙古地区独有的农业产业结构，自治区拥有畜牧业占比大的特点。

做进一步分析可以发现，由于内蒙古地处亚欧大陆内部的中国北疆，以温带大陆性季风为主的气候也不同于中国其他地域；并且自治区内河流、湖泊较少，加上常年降雨集中的情况，农业灌溉对内蒙古农业生产也具有显著影响；结合劳动力因素拥有“干中学”效应的特点，从
业者对农业技术掌握程度、种植理念先进还是落后等状况也会影响农业的发展。

所以文章对基本生产函数模型进行扩展，构建内蒙古地区的农业生产模型：
式中，N1为有农业有效灌溉面积，ND为农业成灾面积，H为畜牧业产值，M为初中及以上劳动力数，αi(i=1…3)、βi(i=1…4)分别是各投入要素的弹性系数。

由于(2)式是非线性的多元指数模型，不易于直接进行参数估计，为了方便计算与
数据值不受约束的考虑，对原函数模型进行线性化处理，采取双对数的函数形式，其理论生产模型构建如下（其中，In A=a0）：
（二）变量选取与数据说明
被解释变量（产出值Y）用内蒙古自治区1978—2015各年的农业（农林牧渔业）总产值(亿元)来反映，通过该值的变化情况来刻画农业经济的增长状况。

另外，关于解释变量的选取，文章对内蒙古地区农业生产模型的三大基本投入要素和扩展引入的投入变量（控制变量）做如下定义。

1. 模型的三大基本投入要素：(1)资本投入KM和KF：分别用农业机械总动力(万
千瓦)和农用化肥量(万吨)来反映；(2)劳动力投入L：用农林牧渔业从业人员数(万人)来反映；(3)土地投入N：用农作物播种面积(万公顷)来反映。

2. 扩展引入的投入变量（控制变量）：(1)灌溉面积N1：其值由每年的农业有效
灌溉面积(万公顷)来表示；(2)气候环境ND：其值由农作物成灾面积(万公顷)来表
示；(3)产业结构H：其值由1978-2015各年的牧业总产值(亿元)来表示；(4)文化状况S：其值由农村初中及以上文化程度劳动力数(万人)来表示。

由此，根据构建的理论函数模型(3)式，对内蒙古农业经济增长影响因素的计量分析，最终所采用的农业生产模型为：
(4)式中，C为生产模型的常数项，αi(i=1…4)是三大基本投入要素的弹性系数、βi(i=1…4)是扩展引入的投入变量（控制变量）的影响系数，被解释变量与各个解释变量的含义依前文列举的指标定义所述。

（三）指标数据的来源与处理
1. 各个指标的数据来源：(1)农业（农林牧渔业）总产值、牧业总产值、农业机械总动力、农用化肥量等数据来源于1978—2016年的《内蒙古统计年鉴》；(2)农作物播种面积、农业有效灌溉面积、农业成灾面积等数据来源于国家统计局；(3)每百个农村劳动力中各层次文化状况（选取初中、高中、中专以及大专以上层次）的数据选取于1984—2016年的《中国农村统计年鉴》；(4)农林牧渔业从业人员数选取于《改革开放30年的内蒙古》和2009—2016年的《内蒙古统计年鉴》。

2. 数据的预处理：(1)农业（农林牧渔业）总产值与牧业总产值换算为按1978年不变价计算的可比价格数据；(2)用时间序列数据的趋势模型推测1978—1983年《中国农村统计年鉴》缺失的农村劳动力文化状况数据。

四、实证研究
（一）数据的平稳性检验
在采用普通最小二乘法对生产函数进行回归之前，为保证得到的回归结果具备足够的可靠性，避免出现谬误或伪回归的现象，需要对时间序列数据进行相关检验，只有保证所有序列都为平稳或同阶单整且具备协整关系时，才能进行OLS回归。

1. 单位根检验
首先，采用ADF检验方法对各指标序列进行单位根检验，如果序列存在单位根现象，则通过差分的方法来消除单位根，拟得到平稳序列，检验结果如表1所示。

表1 指标序列的单位根检验注：检验形式（I，T，K）分别表示单位根检验方程中含有截距项、时间趋势、滞后阶数，N表示不含截距项或时间趋势；Δ X表示指标序列X的一阶差分序列。

变量检验形式 ADF统计量临界值显著性水平是否平稳lnY （I，T，0） -1.291 226 -3.200 320 10% 否ΔlnY （I，N，0） -4.927 102 -3.626 784 1% 是lnKM（I，T，3） -2.742 453 -3.204 699 10% 否ΔlnKM（I，N，1） -4.539 010 -3.632 900 1% 是lnKF（I，T，3） -2.434 119 -3.207 094 10% 否（I，N，2） -5.429 692 -3.639 407 1% 是ln L （I，N，2） -1.395
637 -2.610 263 10% 否ln L ΔlnKF（I，N，2） -4.693 787 -3.639 407 1% 是
ln N （I，N，2） 0.971 439 -2.611 531 10% 否ln N Δ Δ（I，N，2） -6.378 370 -3.626 784 1% 是lnNI（I，T，1） -2.415 604 -3.202 445 10% 否ΔlnNI （I，N，0） -4.984 547 -3.626 784 1% 是lnND（N，N，2） -0.107 064 -
1.611 059 10% 否（N，N，1） -8.408 091 -
2.632 688 1% 是ln H （I，T，0）-1.786 254 -
3.200 320 10% 否ln H ΔlnND（I，N，0） -5.064 613 -3.626
784 1% 是lnS （I，T，0） -0.453 740 -3.200 320 10% 否Δ ΔlnS （I，N，0）-4.900 388 -3.626 784 1% 是
根据表1可知，各个指标的取对数时间序列都存在单位根，表明原始序列都是不
平稳的；但是经过处理后（一阶差分），原时间序列检验的伴随概率都远小于5%，且在1%的显著性水平下均变为平稳序列，即 InY、InKM、InKF、InL、InN、
InN1、InN1、InND、InH、InS ～ 1(1) 。

2.模型滞后阶数选择与协整检验
其次，检验模型中各解释变量与农业总产值之间是否存在协整关系。

依据赤池信息规则和施瓦茨规则确定模型滞后阶数，结果发现滞后0阶的AIC和SC值最小，故
最优滞后为0阶。

为了研究在长期中各指标变量对内蒙古农业经济增长的影响，
文章采用方法进行协整检验，通过对模型(4)进行OLS估计得到序列et，再对et
进行单位根检验来判断是否存在协整关系，检验结果如下表所示。

表2 协整检验变量检验统计量伴随概率各显著性水平下的临界值是否平稳1% level 5% level 10% level et -3.684 501 0.008 5 -3.621 023 -2.943 427 -2.610 263 是
根据表2可知，序列et的协整统计量值大于显著性水平1%下的临界值，说明拒
绝原假设（假设存在0个协整关系），即残差et不存在单位根，序列是平稳的。

因此，在各解释变量与农业总产值之间存在协整关系，原模型可以进行OLS回归。

（二）模型估计
文章使用Eviews8.0对模型(4)进行普通最小二乘法估计，回归结果如表3所示。

表3 模型OLS估计解释变量回归系数标准差 t检验概率值农业机械总动力In KM 0.216 623 0.098 212 2.205 666 0.035 5农用化肥施用量In KF 0.268 233 0.078 637 3.411 043 0.001 9农林牧渔业从业人员数In L -1.333 300 0.188
556 -7.071 100 0.000 0农作物播种面积In N 0.984 334 0.241 345 4.078 536 0.000 3农业有效灌溉面积In N1 -0.279 600 0.196 150 -1.425 440 0.164 7农作物成灾面积In ND -0.062 550 0.022 652 -2.761 140 0.009 9畜牧业产值In
H 0.785 878 0.073 330 10.716 98 0.000 0初中及以上文化程度In S 1.209 721 0.344 460 3.511 932 0.001 5
其中，R2=0.998 715，调整后R2=0.998 360，F值=2 816.583，DW值
=1.718 654。

（三）计量模型的相关检验
1. 经济意义检验与统计检验
根据OLS回归得到的参数系数，农业机械总动力KM、农用化肥施用量KF、农作
物播种面积N、畜牧业产值H、初中及以上文化程度S的估计参数都是正值，表明这类因素对内蒙古农林牧渔业总产值起同向的影响；参数表示为负的相应影响因素有农作物成灾面积ND。

上述这六个指标的经济意义都能够得到合理解释，而本应该也起同向作用的农林牧渔业从业人员数与农业有效灌溉面积的参数符号却为负，这与一般的经济意义不符。

但是做进一步分析可以发现，可能属于第一产业的农业就业人口过剩阻碍了内蒙古农业经济的增长；而农业灌溉因素虽然显示为负影响，但是其t值在10%的显著性水平下并未通过检验。

同时，除去农业有效灌溉面积N1外，其他解释变量的回归系数都在5%的显著性水平下通过t检验。

从回归方程整体估计的结果来看，模型的拟合优度R2达到了0.998 715，并且方程远远在1%的显著性水平下通过F 检验，这说明解释变量对被解释变量具有很强的解释能力。

2. 计量经济学检验
由于所研究的目标数据均是时间序列的，所以应该重点考虑模型中多重共线性检验和序列相关检验，异方差则多出现于截面数据。

因此，对回归模型按顺序依次进行异方差、序列相关以及多重共线性检验。

(1)异方差检验
文章采用Breusch-Pagan-Godfrey方法检验模型(4)式是否存在异方差情况，检验结果如表4所示。

表4 异方差检验Heteroskedasticity Test: Breusch-Pagan-Godfrey F-statistic 0.917 884 Prob. F(8,29) 0.516 0 Obs*R-squared 7.677 850 Prob. Chi-Square(8) 0.465 6
根据F统计量和Breusch-Pagan统计量可以知道，两者的伴随概率p值均大于常设的显著性水平5%，导致无法拒绝原假设H，即该模型不存在异方差。

(2)序列相关检验
因为模型回归得到的DW值为1.718 654，该值位于dL=1.029与dU=2.017之
间(样本数n=38、解释变量个数k=8)，不能通过DW检验判断是否存在序列相关，因此文章运用LM方法判断模型的序列相关性，检验结果如表5所示。

表5 序列相关检验Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:F-statistic
1.017 44 Prob. F(1,28) 0.471 5 Obs*R-squared 0.730 15 Prob. Chi-Square(1) 0.430 1
根据F统计量和LM Test统计量可以知道，两者的伴随概率p值均大于常设的显
著性水平5%，导致无法拒绝原假设H0'，即该模型也不存在序列相关。

(3)多重共线性检验
依据前文关于回归模型的初步检验，可以得到解释变量In N1的参数t统计量值并不显著，并且农业有效灌溉面积In N1回归系数的符号(为负)与经济意义相悖。

通常情况下随着农业有效灌溉率的提升，农业产出会得到增加。

这表明该模型中可能存在严重的多重共线性。

为了检验模型的多重共线性情况，计算N1与其他解释变量之间的相关系数，结果如表6所示。

表6 相关系数计算rKMK L N NI ND H SF N 0.731 393 0.922 532 0.917 472 0.933 73 1.000 000 0.272 995 0.928 876 0.987 968 I
根据表6中的数据可以发现，除农作物成灾面积ND外，农业有效灌溉面积N1
与其他变量间的相关系数均高达0.7以上，有的变量与N1间甚至高于0.9，表明
模型中确实存在极其严重的多重共线性。

文章剔除没有通过t检验的解释变量In
N1，采取逐步回归法，并观察R2和F统计值的变化情况，确定如下所示的估计
函数。

其中，R2=0.998 862 5，调整后R2=0.998 830 4，F值=3 111.633，DW值
=1.725 062。

注：**、***表示分别在5%、1 %显著性水平下通过检验。

经检验，该估计方程不存在异方差、序列相关性和多重共线性，并且得到的统计
量值更大、拟合优度更接近于1、统计量值也更接近于2，表明最终的农业生产
函数模型拥有更好的拟合性质，通过该方程得到的估计结果更加可靠。

五、总结与建议
文章以农业有效灌溉面积、成灾面积、牧业总产值、劳动力文化状况四个指标作为引入变量对原始函数进行扩展，构建内蒙古地区的农业生产模型，以研究影响农业经济增长的相关因素，并结合现实含义对今后内蒙古的农业发展提出建议。

（一）三大基本投入要素方面
1. 农业机械总动力、农用化肥施用量等传统生产要素的资本投入，依然是内蒙古
农业总产值增长的动力。

在农业生产条件方面，机械总动力和化肥施用量对农业经济增长的影响显著，其弹性系数分别为0.17和0.34；而在生态环境方面，不断增加的化肥、农药等化学产品投入，可能导致土壤性状恶化，并造成营养不平衡、养分失调，危害生态环境。

总而言之，在对农业化学产品与工业机械的普及和推广时，有必要注重科学性、合理性以及可持续性，准确利用技术有效提高农业产能。

2. 加快农林牧渔业剩余劳动力的转移。

农林牧渔业从业人员数在内蒙古地区表现
为负作用影响，表明农业劳动力的过剩。

换言之，在信息化、工业化的21世纪，内蒙古农业生产中人力资本的大量投入不再对农业经济增长有积极促进作用。

所以，应该大力发展各县旗优势农副产品加工业的劳动密集型产业，以转移剩余劳动力。

3. 基于环境保护下的合理开发土地资源，增加农业种植面积的资源投入。

农作物
播种面积对农业产出也起着正向作用，特别是内蒙古地区具有土地资源丰富、人口密度较小的特点，更易于开发闲置土地，充分挖掘农牧业资源。

（二）扩展引入的控制变量方面
1. 在全区大力发展水利工程，提高农业灌溉率。

研究中，农业有效灌溉面积对农
业经济增长不具有显著影响。

而截至2015年底，内蒙古的农业有效灌溉面积仅为308.7万hm2，其有效灌溉率为40.79%，远低于全国53.86%的平均水平；并且近年来内蒙古自治区的水库总库容量正在逐渐下降，目前仅为103.15亿m3。

结
合内蒙古地区降水较少的情况，说明农业地区的水利基础设施还不够完善。

2. 农作物成灾面积对农业产出也起着反向作用。

因此，加强有效的灾害预警和抢
救工作很有必要，以避免或降低不必要的损失。

3. 加快农林牧渔业的产业结构调整，提升牧业所占农业总产值的比重。

自治区成
立以来，内蒙古畜牧业占农业比重一直在稳步上升，对农业经济增长具有显著影响。

应该在充分利用内蒙古地区得天独厚的农牧业资源时，注重打造自治区牧业品牌，形成产业化、规模化、效益化的生产方式，以牧业带动整体农业的发展。

4. 强化农业人力资本建设，加大对农村教育事业的投入。

教育是提升人力资本的
主要途径，提升从业者的文化素质有助于知识总量的增加，能够更好地学习和掌握先进理念、技术，最终促使内蒙古农业的创新性发展，以加快农业经济增长。

【参考文献】
[1]黎翠梅.地方财政农业支出与区域农业经济增长——基于东、中、西部地区面板数据的实证研究[J].中国软科学，2009(01):182-188.
[2]Kalirajan K P, Obwona M B, Zhao S. 全要素生产率增长的解析——改革前后
中国农业增长的案例[J].美国农业经济期刊, 1996, 78(3):331-338.
[3]Chen P C, Ming-Miin Y U, Chang C C, et al. 中国农业行业全要素生产率增长[J].中国经济评论, 2008,19(4):580-593.
[4]杜江,刘渝.农业经济增长因素分析:物质资本,人力资本,还是对外贸易?[J].南开经
济研究，2010(3):73-89.
[5]吴清华,周晓时，冯中朝.基础设施对农业经济增长的影响——基于1995—2010年中国省际面板数据的研究[J].中国经济问题，2015(3):29-37.
[6]张红宇.中国土地制度变革与农业结构调整:1978年后的中国农村改革与发展[J].经济体制改革，1992(2):107-112.
[7]秦德文,王怀忠.制度创新:农村经济发展的强动力[J].农业经济问题，1995(3):42-46.
[8]王继祥,韦开蕾,张文静.海南农业经济增长影响因素的实证分析[J].热带农业科学，2012,32(1):74-77.
[9]张淑辉，陈建成，张立中等.农业经济增长及其影响因素的典型相关分析——以山西为例[J].经济问题，2012(5):85-88.
[10]杜红梅,安龙送.我国农产品对外贸易与农业经济增长关系的实证分析[J].农业技术经济，2007(4):53-58.
[11]邓琨.我国农业经济增长影响因素的实证分析[J].南方农村，2012,28(2):14-19.。