农业产值

农业产值（精选十篇）

农业产值 篇1

1 数据准备及经典回归分析

本文选取各师的指标:第一产业全社会固定资产投资(x1),农业机械总动力(x2),农林牧渔业生产中间消耗(x3),农业人口(x4),年末实有耕地面积(x5),及农业总产值(y)。本文所称的农业总产值指的是农林牧渔总产值。由于兵团的11师为建工师,几乎没有农业生产,因此本文没有考虑11师的数据。各师的数据见表1。

建立多元回归模型:

利用Eviews5.0软件采用最小二乘法计算可得:

可决系数R2=0.996 486,由于R2已经非常接近于1,因此式(1)可以很好地拟和现有数据。

注:数据来源于《新疆生产建设兵团统计年鉴2006》

但是该回归方程与我们的经验有些差别。我们从式(1)看出x1和x5的系数都为负,即第一产业全社会固定资产投资,年末实有耕地面积的增加反而会导致各师的农业总产值减少。这与我们的经验与实际情况都有差别。我们从图1可以看出,兵团各师的各项数据指标有协同变化的趋势,即农业总产值高的师其他各项指标也都很高,且其他几项指标之间也有相同的关系。由于只有13个样本,所以各项指标之间很可能存在多重共线性(关于多重共线性的更详细讨论及其危害可参看王惠文等[4,5,6]的《偏最小二乘回归的线性与非线性方法》)。因此直接采用式(1)来反映兵团农业总产值的影响因素可能不太合适。

2 主成分分析与主成分回归

从前一节的分析可以看出,直接对数据进行最小二乘回归得出的回归方程,可能由于多重共线性的存在而不能反映兵团农业的真实情况。这一节我们采用当前常用的主成分回归对各师的数据进行重新考察。其基本方法是先对每个样本的数据x1~x6进行主成分分析;提取合理的主成分f1,f2……,计算每个样本的主成分得分;最后计算y关于主成分f1,f2……的回归方程。由于主成分之间都是线性无关的,因此可以避免多重共线性引起的问题。后面的计算采用免费统计软件R软件计算得出。主成分分析结果(采用相关系数矩阵计算主成分)见表2。

可以看出其最小特征值为0.019 669很接近0.01,因此很可能存在多重共线性。由于篇幅所限,主成分得分值就不列出了。可以看到前两个主成分的累积贡献率就达到了97.14%,因此这里取前面两个主成分。

通过计算可建立回归方程:

由R2可以看出,拟和效果还是相当不错的。

由于式(2)建立的是农业总产值与主成分的关系,应用起来不方便,我们希望得到y和xi的关系,采用薛毅,陈立萍[7]的方法可以得到:

3 分析

从上述分析我们可以得出如下一些结论:

1)若直接用最小二乘法拟和数据,尽管拟和度很高(R2=0.996 486),但从方程(1)可以看出x3的系数相当大,而其他几个指标的系数绝对值相对都较小,且x1和x5的系数都为负,其表示的含义就是兵团的农业总产值严重依赖于农林牧渔生产中间消耗,且第一产业投资和耕地面积的增多反而会使农业总产值减少,这与实际情况不符。

2)采用主成分回归得出的方程(3)显示各指标的系数都为正,与我们的经验与实际情况都较吻合,并且我们可以看出x1的系数相当大,这一方面是由于第一产业固定资产投资与农业总产值联系紧密,另一方面是由于x1的数据值相对来说比较小造成的。

3)我们用式(3)计算yj的预测值,结果见表3,其中相对误差。可以看到除十四师以外,其他各师的预测值与真实值之间的相对误差都在20%以内,应该说预测效果还是相当好的。而十四师的预测值与真实值之间的相对误差达到150%,可能是方程(3)不能很好地说明十四师的农业总产值影响因素。这从另一方面说明十四师还没有达到其应达的生产水平,应该加强对农业生产的管理。

参考文献

[1]李青.新疆兵团经济因子构成分析[J].塔里木大学学报,2006,18(4):35-38.

[2]李豫新,李小菊.投资与区域经济增长的实证分析——以新疆生产建设兵团为例[J].经济研究导刊,2006(6):110-114.

[3]李豫新,李小菊.新疆兵团区域经济发展水平差异的实证分析[J].经济师,2006(5):268-269.

[4]刘罗曼.用主成分回归分析解决回归模型中复共线性问题[J].沈阳师范大学学报:自然科学版,2008,26(1):42-44.

[5]于秀林,任雪松.多元统计分析[M].北京:中国统计出版社,1999.

[6]王惠文,吴载斌,孟洁.偏最小二乘回归的线性与非线性方法[M].北京:国防工业出版社,2006.

农业总产值和增加值的概念 篇2

在我国国民经济发展过程中，农业作为第一产业起着稳定大局、支撑社会发展的关键作用。俗话说：“无农不稳、无粮则慌”，这句话充分体现了农业在我国国民经济发展中的重要地位。而反映农业发展水平的重要指标主要是农业总产值和农业增加值，它们的概念是什么？

首先我们要知道农业的基本含义。平时我们所表述的农业通常指的是“大农业”，即包括农、林、牧、渔业和农林牧渔服务业。而在农、林、牧、渔业中，其中的农业一般指的是“小农业”。在以前“小农业”指的是种植业和农民家庭兼营手工业，而按现在国民经济行业划分，“小农业”单指种植业。如果我们单说农业一般指的是“大农业”。如果需要分别计算农、林、牧、渔业，其中的农业那就是计算种植业。

农业产值 篇3

2012：粮食生产实现六连增

农村经济保持较快发展势头。据初步测算，2012年全省农林牧渔业总产值5156.8亿元，按可比价格计算，比上年增长4.5%。其中，农业增长4.7%，林业增长8.3%，牧业增长3.8%，渔业增长6.8%，农林牧渔业服务业增长9.5%。全省农林牧渔业增加值3297.2亿元，比上年增长4.5%。

农民收入继续保持快速增长。2012年前三季度，四川农民人均现金收入6216.2元，同比增加871.1元，增长16.3%，比全国平均增速快0.9个百分点，继续保持了快速增长势头。其中工资性收入继续保持快速增长，人均达到2634元，增长17.3%。初步预计，2012年全省农民人均纯收入将超过7000元，比去年增长14%以上。

粮食生产实现六连增。今年，各级党政高度重视粮食生产，在努力稳定粮食面积的同时，大力开展高产创建和良种良法的推广应用，加之对病虫害的防控及时有效，使2012年全省粮食产量继续保持增产。2012年全省粮食产量比上年增产0.7%，实现六连增。

特色优势农业发展较快。在粮食生产实现六连增的同时，特色优势农业发展较快，主要表现在三个方面：油料生产稳步发展。2012年四川油料作物播种面积达到1871.4万亩，比上年增加22.2万亩，增长1.2%；油料产量286.6万吨，增产8.1万吨，增长2.9%。其中，油菜籽221.0万吨，增长3.1%；花生63.4万吨，增产1.1%。蔬菜生产继续保持良好发展势头。随着群众生活水平的提高，对蔬菜的需求量不断扩大，导致蔬菜价格稳步上扬，刺激了农民的种菜积极性；加之省委省政府高度重视，将蔬菜作为一个产业进行重点扶持，使四川蔬菜生产继续保持良好的发展势头。2012年全省蔬菜种植面积1862.1万亩，比上年增加53.6万亩，增长3.0%；亩产2013公斤，增产36公斤，增长1.8%。在面积扩大和单产提高的共同作用下，四川蔬菜产量预计可达3750.3万吨，比上年增产176.6万吨，增长4.9%。茶叶、水果、药材等发展较快。由于近年来茶叶、水果价格持续走高，加之今年气候整体风调雨顺，产量稳步增加。预计，2012年四川茶叶产量20.9万吨，比上年增产2.3万吨，增长12.1%；水果产量806.8万吨，增产39.2万吨，增长5.1%；药材产量41.0万吨，增产2.2万吨，增长5.7%。

林业生态建设成效明显。2012年四川林业生态建设保持了良好发展势头，据省林业部门初步统计，全年完成营造林760万亩，其中人工造林面积280万亩，封山育林面积125万亩，森林抚育150万亩，低产低效林改造200万亩。

畜牧业生产稳步发展。生猪生产恢复性发展。据初步预计，2012年四川省出栏肉猪比上年增长2%以上，生猪存栏增长1.0%左右，其中能繁殖母猪增长近1%。生猪存栏和能繁母猪的全面恢复性增长，为四川未来生猪生产的持续稳定发展提供了保障。草食牲畜及小家禽保持稳步发展。据初步预计，2012年四川出栏牛、羊分别比上年增长1%左右，出栏家禽、兔分别比上年增长3%以上；禽蛋、牛奶产量也有所增长。

渔业生产持续发展。据省渔业部门初步统计，2012年四川水产品总产量达到118.9万吨，比上年增长6.0%。

农业产业化经营发展步伐加快。全省现代农业产业基地累计达2950万亩。据有关部门统计，目前，全省农业产业化龙头企业达8238家，农民专合组织发展到28677个，带动农户面达到60%。

农业投入力度不断加大。2012年1～11月，全省第一产业完成投资413.7亿元，比去年同期增长31.2%，占全社会投资比重比去年同期提高0.2个百分点。特别是民间投资增幅较大，1～11月全省民间投资210.9亿元，比去年同期增长80.4%；民间投资占了全省第一产业完成投资的50%以上。 2013：农民人均纯收入增长15%左右

综合分析判断，2013年全省农林牧渔业总产值可望增长3.5%以上，农民人均纯收入增长15%左右。建议：

加快推进农业产业化，创新现代农业生产经营模式。加快布局和建设一批现代畜牧业和现代种植业基地，增强示范带动效应，同时，积极强化产业化龙头带动、专合组织利益联结机制，不断创新现代农业生产经营模式。

中国农业总产值影响因素分析 篇4

我国作为农业大国, 农业是国民经济的基础, 农业基础是否稳固对于中国经济发展至关重要。只有在农业产量稳定且满足国家需要的情况下, 经济发展才会有一个安定的环境, 经济结构调整才能稳步进行。农业总产值作为衡量一个国家或地区农业生产的总规模和总水平的重要指标, 以货币表现农、林、牧、渔、副业全部产品总量, 它反映一定时期内农业生产总规模和总成果, 折射出农业的发展水平。

数据来源:《中国统计年鉴》, 《中国农村统计年鉴》。

迄今为止, 我国已经有许多学者对农业总产值的影响进行了各种模型分析和研究。其中主要有:农作物播种面积、化肥施用量、政府的农业生产和事业财政支持、第一产从业人员数、农业的收入、经济增长等对农业总产值的影响。本文选择农作物播种面积、耕地受灾面积、化肥施用量和机械用量4个因素对我国农业总产值进行分析。

2 中国农业总产值影响因素实证分析

2.1 数据收集与整理

本文搜集整理了我国从1995~2013年农业发展状况的数据, 如表1所示。

2.2 建立模型

根据经济学原理, 在模型中引入四个变量: (1) 农作物播种面积, 我国是一个农业大国, 农作物产量在很大程度上主要取决于播种面积; (2) 耕地受灾面积, 干旱、洪涝、虫灾等都会影响农作物的产量; (3) 化肥施用量; (4) 机械用量。

我们设定模型的线性函数形式为:Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+μ其中:Y代表农业总产值 (亿元) ;X1代表农作物播种面积 (千hm2) ;X2代表耕地受灾面积 (千hm2) ;X3代表化肥施用量 (万t) ;X4代表机械用量 (台) 。

2.3 模型估计结果与检验

对模型进行初步估计, 运用OLS估计法对模型中参数进行估计:

2.3.1 经济意义检验。

从回归结果可知, 农业总产值各影响因素的参数值与经济学中的边际消费倾向意义基本相符。在假定其他变量不变的情况下, 当农作物播种面积增加1千hm2, 农业总产值就增加0.0207亿元;在假定其他变量不变的情况下, 当耕地受灾面积增加1千hm2, 农业总产值就减少0.2567亿元;在假定其他变量不变的情况下, 当化肥施用量增加1万t, 农业总产值就增加8.5184亿元;在假定其他变量不变的情况下, 当机械用量增加1台, 农业总产值就增加0.0096亿元。

2.3.2 拟合优度与统计意义检验。

(1) 拟合优度检验:R2=0.9921, 由此可见模型整体的拟合程度比较好。 (2) 系数的显著性检验:F检验:F=374.9171, 在显著性水平ɑ=0.05时, 查表可知临界值F0.05 (4, 12) =3.26<374.9171, 说明模型的线性关系在95%的置信水平下显著成立。

T检验:在显著性水平下ɑ=0.05时, 查t分布表, 在自由度为n-4-1=12时, 可知临界值T0.05 (12) =2.179, 表明在95%的置信水平下, 我国农作物播种面积对我国的农业总产值影响不显著, 没有通过变量的显著性检验, 但是农作物受灾面积、化肥使用量、机械用量都通过了变量的显著性检验, 表明它们对我国农业总产值存在显著的影响。

2.3.3 异方差性检验 (G—Q) 检验。

(1) 在给定显著性水平ɑ=0.05下, 查表可得F0.05 (4, 12) =3.26, 把X1全部做升序排列, 然后分别对1995~2002年;2006~2013年做回归分析:F=RSS2/RSS1=0.4247<F0.05 (4, 12) , 所以不存在异方差性。 (2) 利用怀特检验对是否存在异方差性做最后一步确定。

无交叉项:n R2=13.0352, 在显著性ɑ=0.05水平下, 查表得χ20.05 (8) =15.51>n R2, 所以不存在异方差性。

有交叉项:n R2=16.8894, 在显著性ɑ=0.05水平下, 查表得χ20.05 (10) =18.31>n R2, 所以不存在异方差性。

2.3.4 序列性相关性。

DW检验:DW=2.1577, 对于一个样本容量为17, 解释变量为4的样本, 在显著性ɑ=0.05下, 查表可知d L=0.9.d U=1.71, d U<DW<4-d U, 所以不存在自相关性。

2.3.5 多重共线性。

(1) 综合分析, 由原数据的模型回归分析可以看出, , 可决系数很高, 说明模型对样本拟合的很好;F=374.9171检验值很大, 说明回归方程显著, 即各自变量联合起来确实对因变量“农业总产值”有显著影响效果;给定显著性水平ɑ=0.05, 但是X1的t检验值为0.0848, 说明X1对因变量的影响不显著, 综合以上分析, 说明原模型可能存在多重共线性。 (2) 简单相关系数检验法。由相关系数矩阵可以看出, 农业总产值模型各解释变量的相关系数较高, 可见该模型确实

存在严重的多重共线性问题, 我们必须对该模型进行修正。③多重共线性修正。一是运用OLS分别求出Y对X1、X2、X3、X4进行一元回归, 通过对比分析:依据调整后最大化的原则, 选取X4作为进入回归分析的第一个解释变量, 形成一元方程。二是通过观察比较, 并根据逐步回归的思想, 新加入变量X3的二元回归模型的最大, 并且t值通过检验, 所以保留变量X3。在保留X4、X3的基础上, 继续进行新的逐步回归, 结果如下:在加入X2后, 方程的增大, F=541.2203也很大, 说明拟合的很好而且回归方程显著, 同时各变量的t检验值也通过了检验, 说明X2、X3、X4对因变量影响显著, 并且参数也符合经济意义。因此, 根据自回归的思想, 模型应保留X2、X3、X4。但是, 在加入X1后, 降低, 而且变量X1系数的t值较小, 说明X1对因变量的影响不显著, 是X1引起了多重共线性。所以最后保留的变量是X2、X3和X4, 相应的回归结果是:

由此判断, 模型变量已消除了多重共线性。

3 结论及建议

3.1 结论

由修正后的农业总产值模型的回归结果可知, 各因素对农业产值的影响有几个方面。农业机械作为生产手段是农业生产力的重要内容, 也是解放生产力的重要途径。机械用量代表着我国农业生产的机械化程度, 即现代化程度, 由t检验值可知, 机械用量对我国农业总产值的影响是最显著的, 即机械用量对我国农业发展影响巨大。但是由模型的回归结果可知, 我国的机械用量每增加一台, 农业产值增加0.0097亿元, 可见到目前为止我国的农业机械化仍然十分低下, 对产值的贡献有限。农业生产机械化程度慢, 反映出农业基础设施落后。

我国农业生产中化肥施用量的增加带来的总产值增长最多, 即每增加1万t的化肥用量, 农业总产值就增加8.5047亿元。受灾面积对农业产值的影响也比较显著, 它与农业总产值呈负相关关系, 说明我国农业生产中存在着受灾较为严重的现象。

3.2 政策建议

针对上述模型中所反映的问题, 本文对此提出了相应的建议。 (1) 加快我国农业生产的现代化进程, 增强农业基础设施建设, 增加对农业中机械设备的投入量。 (2) 结合我国现阶段资源消耗多产出却相对较低的国情, 必须提高化肥利用的高效性, 避免不必要的资源浪费。 (3) 保护现有耕地, 并不断开垦新的耕地, 耕地始终是稀缺的资源, 要想从根本上改变人口增多、土地锐减的状况, 就要积极倡导并认真引领广大农民走向机械化的发展之路。 (4) 改进土地灌溉的方式, 节约水资源。 (5) 通过加强天气预报、地质监测等方式, 减少农作物的受灾面积。

参考文献

[1]孙杨, 胡治文, 郑素芳.农业总产值影响因素的分析——以机械总动力为影响因子[J].内蒙古科技与经济, 2008 (21) .

[2]李子奈, 潘文卿.计量经济学 (第三版) [M].北京:高等教育出版社, 2010.

[3]中华人民共和国国家统计局.中国统计年鉴2014[M].北京:中国统计出版社, 2014

二次结构产值报告 篇5

李树成于2013年10月30日至2013年12月10日共完成城市广场产值如下：

1、砌块414.59m³，单价为250元/m³，产值为414.59m³x250元/m³=103647.5元

2、钢筋4.618吨，单价为1800元/吨，产值为4.618吨x1800元/吨=8312.4元

3、模板774.7㎡，单价为70元/㎡，产值为774.7㎡x70元/㎡=54228.65元

4、抹灰472㎡，单价为16元/㎡，产值为472㎡x16元/㎡=7552元

农业产值 篇6

随着经济的发展, 技术的进步, 特别是十一届三中全会以后, 贵州乃至全国都在加强经济建设。贵州也着力发展经济, 积极调整自己的产业结构, 运用先进技术和设备, 扬长避短, 冲出经济洼地。在农业方面, 贵州农业机械化发展速度不断加快、发展领域不断拓宽、发展机制不断完善、发展质量不断提高。由此带来的是农业机械化的作用日益明显, 地位逐渐提升, 已成为贵州省发展现状化农业的关键环节。农业机械发展的同时也带动了农业经济的发展, 农业生产总值也是在逐年提高。

1.1 贵州农业机械化水平现状

贵州地貌属于中国西部高原山地, 素有“天无三日晴, 地无三里平”之说。境内地势西高东低, 喀斯特地貌比较明显, 造成贵州山地比较多, 土地比较小, 并且高低不平, 以至于大型农业机械在此不能使用, 这也制约着贵州农业的发展。随着经济的发展, 机械化水平得以提高, 针对于贵州特色, 推出小型轻便的农机具, 这使得贵州省农业机械化水平得以很大的提高。

1.1.1 农业装备水平稳步发展。

党的十一届三中全会后, 特别是1981年家庭联产承包责任制落实后, 还有近年来各项惠农政策的出台, 我省农业迅速发展, 农民收入逐渐增加, 生活水平得以提高。以至于农业存在的矛盾就是农业机械化无法满足农民的迫切需要和经济发展之间的矛盾。

1.1.2 农机管理与推广力度不够。

省政府及各地相关职能部门对农机的宣传和投入力度还不够, 机械化水平较低。

1.1.3

对应的农机管理部门对农机的服务有待完善, 对农机的购前使用培训和售后维修工作得以落实。

1.2 贵州农业经济取得了长足的发展

自从十一届三中全会以来, 贵州农业经济加速发展, 农业总产值不断的提高, 农业和农村经济发展达到新的水平, 农业经济实力进一步提升。2012年贵州农民人均纯收入4753元, 比上年增长14.7%。 (贵州统计年鉴, 2013年)

2 近年来贵州农业机械拥有量与农业总产值的发展趋势

2.1 贵州农业机械拥有量的发展趋势

由表1可知, 贵州省农业机械化呈现出持续、稳定增长的发展态势, 有力地支撑了农业和农村经济发展, 促进了农业综合生产能力和农民收入的提高, 加快了农业现代化进程。2000~2004年贵州农业机械总动力是比较缓慢的增长, 从2004年的797.18万kw增加到2012年的2106.65万kw, 农机装备水平快速增长。从总体来看, 农业总动力是不断上升的。

贵州近年来机械化水平的不断提高, 原因是省政府对农机进行一定的政策扶持 (比如说:农机购机补贴) , 规范农机市场制度, 而且不断进行农机的技术创新和引进。换句话来说, 农业生产者逐渐意识到农机对经济收入有一定的促进作用, 在可以的情况下都愿意把农机运用到农业生产当中去。因此, 贵州农业机械拥有量是呈逐年增长的趋势, 从而可以分析出, 在一般情况下, 未来贵州农业机械化水平是不会下降的, 而是不断的提高。

2.2 贵州农业总产值的发展趋势

随着经济效益的提高, 贵州省农业机构加大调整步伐, 优质水稻、烟草、玉米、茶叶、辣椒、油菜等优质高效作物耕种面积扩大, 良种和先进适用技术推广覆盖面也进一步扩大, 新的农业机械得以推广和使用, 从而使全区农业总产值在不断提高。根据表1可知, 农业总产值从2000年的271.2亿元增长到2004年的334.5亿元;农业总产值从2004年的334.5亿元增长到2012年的891.91亿元, 2012年比2004年增长了1.67倍。促使农业经济增长的原因很多, 主要是贵州越来越重视第二、三产业的发展, 响应党中央的号召, 坚守1.2亿公顷耕地红线, 对农业的发展也带来了一定的变化, 但较全国而言, 贵州省农业发展还是比较落后的。

3 对贵州农业机械拥有量与农业总产值的关系进行实证分析

根据2000~2012年贵州省农业机械总动力与农业总产值的统计数据 (见表1) , 利用美国QMS公司研制的Micro Tsp软件的Windows E views建立回归模型, 进行定量分析, 可得到农业机械总动力与农业总产值有明显的正相关关系。

数据来源:《贵州统计年鉴》 (2001-2013) .

3.1 模型变量的选择

农业总产值 (Y) 是模型中的被解释变量。影响农业总产值的因素是多方面的, 本文为了更好地研究农业总产值与农业机械水平的关系, 选取农业机械拥有量指标 (X) 作为模型的解释变量。农业总产值会随着农业机械拥有量的增加而增加, 因为农业机械水平能反映农业经济增长, 所以选择这个解释变量符合经济发展的实际情况。

由图1、图2分别是贵州省农业机械拥有量与农业生产总值趋势图和相关图分析结果。两变量趋势图分析结果显示, 贵州省农业机械拥有量和农业生产总值二者存在逐渐增大的增长趋势。相关图分析显示, 贵州省农业机械拥有量与农业生产总值密切相关, 二者为线性相关关系。

可以看出, 农业机械拥有量与农业生产总值呈现一定的递增关系。

3.2 理论模型的设计

3.2.1 线性回归模型。

其模型的理论方程:Y=β0+β1X+ч对于理论模型运用OLS进行参数估计, 再用E views软件进行运算, 有关估计结果如下:

这个估计结果表明:农业机械总动力每增加1万kw时, 农业生产总值增加0.37亿元。β1>0, 这表明随着农业机械拥有量的增加, 农业总产值也随着增加, 这是符合实际的。R2为0.92924, 表明用农业机械拥有量可以说明因变量总变差的92.924%。

3.2.2 非线性回归模型估计。

其模型理论方程为:Y=β0+β1X+β2X2+ч用E views软件进行运算, 估计结果为:

两图对比可知, 就R2来说, 二次函数为0.99207>0.92924, 这说明二次函数的农业机械拥有量更能说明因变量总变差, 拟合优度更高。两个估计的P都接近零, 变量通过了显著性检验。线性回归模型中, β1>0, 这表明随着农业机械拥有量的增加, 农业总产值也随着增加, 这是符合实际的, 因此通过经济意义检验。二次函数模型回归中, β2>0, 这表明农业生产总值随着农业机械拥有量增加而增加, 但到达一定值的时候, 农业生产总值不会随着农业机械拥有量的增加而增加。也就是说, 对于贵州而言, 随着社会的发展, 技术的进步, 在一定的时期, 农业机械拥有量达到饱和, 不再是影响农业生产总值增加的因素。所以, 相对比较而言, 二次函数模型更具有说明力和更符合逻辑。

由图3、图4可以看出, 二次函数回归模型总拟合误差较小, 而且其近期误差比较小。所以, 如果从建立的模型用于经济预测, 二次函数回归模型更加适合。

3.3 模型的经济解释

在其他条件不变的情况下, 农机机械拥有量到达5499.8万kw时时, 农业生产总值随着农业机械拥有量的增加而增加, 每当农业机械拥有量增加1000万kw时时, 农业生产总值增加334.8亿元。超过5499.8万kw时时, 农业机械拥有量已经到达饱和, 意味着增加农业机械拥有量, 只会造成浪费, 并不会带来农业生产总值的增加。若想提高农业生产总值, 我们只有另寻他法, 比如说技术进步、选育良种、规范市场等。在一定程度上, 农业机械拥有量有利于农业经济的发展, 近年来机械化水平不断提高, 这快速地促进了农业经济的发展。

根据这种关系, 在其他一定的条件下, 贵州目前应进一步加强农业生产经营者充分利用农机的力度, 促使贵州农业总产值的增长。

4 政策建议

农机化是农业现代化的基本内容和组成部分, 推进农业现代化, 必须因地制宜地发展农机化, 这是提高农业生产率和农业总产值的重要途径。在运用新技术新设备的时候一定要先试点, 另外, 一定得找到适合当地的设备, 如果设备不适合那也只是空有其表。此外, 要积极探索农机化发展的新方向新途径, 不断提高农机装备水平, 加大农机新技术和机具的推广力度, 充分发挥农机化在农业现代化建设中的主力军作用, 用现代农业机械装备农业、改善农业生产条件, 才能推进农业现代化进程。

4.1 政府必须因地制宜, 找到适合当地的农业技术及其设备

每个地方都有自己的特点, 在北方适用的大型农业设备在贵州可不一定适用。贵州常年受其喀斯特地貌的影响, 再加上地处云贵高原, 我们必须认清这个特点, 针对于贵州特色, 推出小型轻便的农机具, 这使得贵州省农业机械化水平得以很大的提高。

4.2 加大政府对农业机械投入力度

完善包括购机补贴、燃油补贴、信贷税收优惠、农机保险、机耕道建设等支持政策, 加大财政对农业机械化投入力度, 促使农民更加积极地使用农业机械, 促进经济发展, 提高农民的生活水平。

4.3 加强农机管理和农机使用培训

政府应该加强对农机的管理规范市场, 同时也得加强农民对农机的使用培训, 以便提高农机使用效率。

4.4 加强对农机跟踪反馈

政府应该加强对农机的跟踪调查, 对出现的问题及时反馈, 做出相应的调整, 加强厂农机试验鉴定体系建设、农机维修网点建设、农机产品质量投诉监督体系建设、农机安全生产监理体系建设, 保障农机使用安全和农民的合法权益, 净化农机市场。

4.5 完善农业机械化服务体系, 提高农业机械的创新能力

对于农民最好的保证是购机后有良好的服务体系, 加强基层农业机械技术推广机构建设, 为农民和农业生产经营组织提供公益性农业机械技术的示范、推广和培训等服务。另外, 政府及农机部门应该加大研究, 提高农业机械的创新能力, 以提高生产效率。

4.6 加大推广新的农业技术, 选育良种

由贵州所特殊的地形决定, 在一定条件下, 贵州农业机械拥有量达到饱和, 对农业经济增长就不会有贡献作用, 因此, 我们必须另寻他法, 选育良种, 推广农业技术等以促进农业经济增长。

参考文献

[1]中国农业机械化科学研究院.农业机械化的发展趋势[J].农业科技推广, 2003 (4) :4-5.

[2]姚监附.农业机械化是农业可持续发展的必要条件[J].农村机械化, 1997 (3) :7-8.

[3]李宝仁.计量经济学[M].北京:机械工业出版社, 2008:34.

[4]朱道华.农业经济学[M].北京:中国农业出版社, 1981.

农业产值 篇7

关键词：科技进步,农业总产值,科技进步贡献率

一、科技进步贡献率与农业总产值

科技进步的概念最早来源于经济学家熊彼特的《 经济发展理论》 一书。 他在书中提出了“ 创新理论”。 之后,人们继续对“ 创新”作出种种不同解释,并最终把它归结为“ 科技进步”这一概念。 科技进步贡献率就是在经济增长中由科技进步导致增长所占的比重,它是反映科技进步对经济增长作用大小的一项综合指标。 要准确地分析科技进步对经济增长的贡献率,就必须将科技进步因素从影响经济增长的诸多要素中单独分离出来,然后对其进行量化分析。

农林牧渔业总产值,指以货币表现的农、林、牧、渔业全部产品的总量,它反映一定时期内农业生产总规模和总成果。 农业总产值的计算方法通常是按农林牧渔业产品及其副产品的产量分别乘以各自单位产品价格求得;少数生产周期较长,当年没有产品或产品产量不易统计的,则采用间接方法匡算其产值;然后将四业产品产值相加即为农业总产值。 农业总产值反映了一个国家或地区农业生产的总规模和总水平。

二、科技进步贡献率测算方法

1、柯布—道格拉斯生产函数法

此方法由美国数学家柯布和经济学家道格拉斯共同提出,该函数反映了劳动与资本投入量与产出量之间的关系,具有如下函数形式:Y=AKαLβ,其中,Y为产出量,K为资本投入量,L为劳动力投入量,A为一定的科技水平。 诺贝尔经济学奖获得者丁伯根认为科技水平A应该是时间的函数,可表示为:At=A0ert,其中A0为常数,表示基期的科技水平,r为科技进步系数。 则原式可化为:

为方便计算,将公式( 1)两边取对数,可得公式( 2),即:

由于假定生产函数规模报酬不变, 则将 α+β=1代入上式, 可得回归模型:

本文即根据公式( 3) 对资本产出弹性 α 和劳动产出弹性 β 进行估计,以进一步测算出我国的科技进步贡献率。

2、索洛余值法

对上述公式( 3) 两边取微分:

假设时间增量△t=1,记△Y/Y为△K/K,△L/L为y,k, l,分别表示产出,资本和劳动投入的增长率。 则公式( 4) 可化为:y=r+αk+βl( 5)

公式( 5) 即为索洛增长速度方程,方程两边同除以y:

记EA=r/y,Ek=αk/y,EL=βl/y, 则可得到科技进步贡献率公式为:

EA为科技进步对经济增长的贡献率,EK为资本投入对经济增长的贡献率,EL为劳动投入对经济增长的贡献率。

三、测算指标及模型参数的确定

在经济分析模型建立过程中,应该根据经济理论的要求选择合理的经济指标。 农业生产科技进步贡献率的测算,描述的是一个经济过程,一段时期的经济现象,所需要的各项指标数据都应是时期数据。 各时点指标或得以推算的时点指标,如固定资产、劳动力数、土地面积等,使用时要做好时点到时期的调整转换。

1、测算指标的确定

( 1) 农业总产值Y的确定

这里的农业总产值包括:农作物种植业及其它农业总产值,林业总产值,牧业总产值,渔业总产值。 为了排除通货膨胀的影响,采用基年的价格水平,计算年的农业总产值用价格指数进行缩减才能真实地反映经济发展动态。 因此,用货币计量的总产出指标必须利用价格指数调整为按同一价格计算的指标。 本文根据中名义农业总产值除以农业总产值价格指数来确定农业缩减总产值。

( 2) 资本投入量K的确定

农业资本投入要素指标,严格说是度量农业生产过程中的资金投入量,包括固定资产的投入和流动资金的投入两大部分。 固定资产投入用农业生产过程中占有的生产性固定资产存量来度量,用农业生产的中间消耗来度量农业生产的流动资金投入,通过农业总产值与增加值的推算得到,推算公式为:农业中间消耗 = 农业总产值一农业增加值,为排除通货膨胀的影响,固定资产投入用固定资产投资价格指数缩减,中间消耗用商品零售价格指数缩减。

( 3) 劳动投入L的确定

对于劳动投入量的确定,在科技进步贡献率的实际测算过程中,往往选择从业人员数作为劳动投入量。

2、模型参数α、β的确定

参数 α、β 分别表示资本和劳动投入的产出弹性。根据C- D生产函数计算科技进步贡献率时, 要先估计出 α 和 β 的值,两者的取值不同会导致测算结果的不同。 在实践中,不少学者对此进行了研究探索,提出了多种估计方法。 本文采用回归法,即根据上述公式( 3) ,利用最小二乘估计法来估计 α、β 的值。

四、科技进步贡献率的实证分析

1、参数的估计

ln( Y/L)=ln A0+rt+αln( K/L)+μ

根据柯布—道格拉斯生产函数取对数后的形式,即公式( 3)

采用最小二乘估计法,利用EViews软件对我国2000— 2012年的经济指标进行回归分析,得到以下结果:Ln A0= - 0.117202,r=0.034997,α=0.6684,原方程可以写为:

t统计量值:( - 0.466409)( 1.619998)( 3.079055)

该回归方程的判定系数R2=0.9919, 调整后的判定系数R2=0.9904,说明原回归方程对样本数据拟合得很好。 由回归方程得出2000—2012年间的资本的产出弹性 α=0. 6684,劳动的产出弹性 β=0.3316。 α=0.6684说明资本投入每增加1%,将会引起产出增加0.6684%,β=0.3316说明劳动投入每增加1%,会引起产出增加0.3316%。

2、2000-2012年年科技进步贡献率的测算

根据公式( 6) 为了计算各年的科技进步贡献率,必须先算出产出Y、资本K和劳动L的增长率,即y,k,l。 然后将 α=0.6684、β=0.3316代入公式( 6) ,即可得到我国科技进步对农业总产值的贡献率,具体计算值如表下表所示

EA=a/y*100% EL=βl/y*100% EK=αk/y*100%

五、我国科技进步贡献率的状况分析

从理论上讲,科技进步的贡献率应处在[0,1]区间内。 从计算结果来看,2000- 2012年的科技进步贡献率均在该区间内。 我国的年均科技进步贡献率年为29.05%,年均资本贡献率为67.09%,年均劳动贡献率为3.85%。 这说明我国经济增长的主要动力来自资本投入, 其次是科技进步, 而劳动投入对经济增长的贡献率是最低的,从这点我们必须认识到要充分发挥我国人力资源丰富的优势,重视人力资源开发和合理配置, 一方面要不断提高劳动者素质,加强劳动技能的培训,另一方面,要加快发展吸纳就业能力强的服务产业,开拓新的劳动就业岗位。 同时,大力发展教育,努力提高全民族的劳动者素质既有利于劳动对农业增长的贡献份额的提高,也有利于科技进步对农业增长贡献份额的提高。

从前文的分析可以得出,农业科技进步对农业增长的促进作用还未超过资本投入。 以上计算结果显示,我国的农业科技进步对农业增长的年均贡献率在29%左右,因此针对我国目前的农业科技发展状况,本文提出了以下几点政策建议:

农业产值 篇8

1.变量选取

在变量选取上, 考虑到本文研究的是西藏各地区灌溉现代水平对粮食产量的影响, 研究范围较小, 所以采取直接选用统计年鉴上的各总量指标进行研究, 选取的变量均为与研究直接相关的变量, 具体有农业产值、耕地面积、有效灌溉面积。

2.模型设定

面板数据模型通常有混合模型、固定效应模型和随机效应模型3种形式。本文采用固定效应模型, 其一般形式为:

式中N表示个体截面成员的个数 (本文中N=7) ;T为每个截面成员的观测时期总数 (T=12) ;参数αit为模型的常数项;xit为k×1阶回归变量列向量 (包括k个回归量) ;βit为对应于解释变量向量xit的k×1维系数向量;k为解释变量个数。随机误差项εit相互独立, 且满足零均值、同方差为σu2的假设。模型中的系数因时间和个体不同而变化, 因此, 可反映模型中被忽略的不同时间及个体因素 (这些因素被称为“非观测因素”) 的影响, 这也是面板数据模型主要优点。

我们知道在技术水平一定的情况下, 影响生产的产出量的因素可以分为资本和劳动两大类, 经济学中运用生产函数来表示它们之间的关系。生产函数中最常见的是柯布-道格拉斯生产函数, 其一般形式如下:

式中, A为代表技术状态变量;K为资本;L为劳动;α为资本的弹性;β为劳动力的弹性。根据本文的研究对象, 可构建模型如下:

式中A为综合技术水平参数;α为各投入要素的产出弹性系数;u为随机项;i为西藏的7个地区;t为时间;Y表示农业产值 (万元) ;I表示耕地面积 (千公顷) ;M有效灌溉面积 (千公顷) ;W为乡村从业人数 (万人) 。

在 (3) 式的基础上对方程两边做取对数处理, 得如下函数形式:

式中u为残差项, 也称随机误差项, 是由设定模型之外因素产生的影响。本文按照 (4) 式模型进行计量回归。

二、数据选择及建模

将农业产值作为被解释变量, 将耕地面积、农林牧渔业从业人数和有效灌溉面积作为农业产值的解释变量, 选取样本区间为2002年~2013年。如下:

NYCZ:农业产值 (万元)

GDMJ:耕地面积 (千公顷)

GGMJ:有效灌溉面积 (千公顷)

RL:农林牧渔业从业人数 (万人)

本文所使用数据均来自《2014年西藏统计年鉴》, 按照 (4) 式建立回归模型如下:

使用Eviews8.0对数据进行回归建模, 结果如下表。

从表中可以看出, 回归结果表明, 在2002年-2013年间, Log (NYCZ) 变化的95.7%可由变量Log (GDMJ) 和Log (GGMJ) 来解释。在5%显著性水平下, F统计量的临界值F0.0 (53, 8) =8.84, 表明模型线性关系显著成立。自由度为n-k-1=8的t统计量临界值为t0.02 (58) =2.306。

由表可知, 解释变量拉萨地区灌溉面积tLS=0.425<2.306, 未通过t检验, 说明其系数有很大可能性为0。昌都灌溉面积的tCD=2.71>2.306, 通过t检验, 和农业产值正相关, 在其它条件不变时, 昌都灌溉面积提高1%, 则农业产值可以提升1.03%;山南灌溉面积tSN=2.67>2.306, 通过t检验, 和农业产值正相关, 在其它条件不变的情况下, 山南灌溉面积提高1%, 农业产值提高6.19%;日喀则地区灌溉面积tRKZ=0.68<2.306, 没有通过t检验, 该地区灌溉面积对农业产值没有显著影响;那曲地区灌溉面积tNQ=0.858<2.306, 未通过t检验, 则那曲地区灌溉面积对农业产值没有显著的影响;阿里灌溉面积的|tAL|=3.37>2.306, 通过t检验, 且与农业产值负相关, 在其它条件不变情况下, 阿里灌溉面积提高1%, 农业产值降低1.96%;林芝地区灌溉面积tLZ=0.96<2.306, 未通过t检验, 林芝地区灌溉面积对农业产值没有显著影响。

三、结果分析及对策建议

基于面板数据对西藏各地区灌溉水平对农业产值影响的数据分析, 由表可以清楚了解到灌溉水平的提高是否对西藏各地区农业产值的提高有正相关作用。

1.灌溉水平的提高对拉萨地区农业产值提高没有显著影响

由表可看到拉萨地区数据分析结果P值为0.672, 远大于0.1, 说明灌溉水平对拉萨地区农业产值没有显著影响。可见拉萨水利设施建设已经能满足当前农业生产的需要。再加大该地区的水利设施建设对农业产值没有多大影响, 应从其他方面突破。

2.灌溉水平的提高对昌都地区农业产值的提高有很大的影响

昌都地区数据分析结果显示P值为0.0084, 小于0.01, 灌溉水平对昌都地区农业产值提高有很大影响。昌都是西藏重要的农牧业区之一, 昌都水系属外流水系, 水资源丰富, 但因海拔高地形复杂, 使得分布不均匀。昌都当前灌溉水平不能满足农业需要, 还有很大提升空间, 在提升该地区农业产值时应首先将重点放在该地区水利灌溉设施建设, 大力提高昌都地区灌溉现代化水平, 这将对该地区农业发展做出很大贡献。

3.灌溉水平的提高对山南地区农业产值的提高有很大的影响

山南地区河流、湖泊众多, 水资源非常丰富, 全地区水能资源理论蕴藏量3510万千瓦。但由表可看到对山南地区数据分析结果显示P值为0.0084, 小于0.01, 可见灌溉水平对山南地区农业产值提高有很大影响。通过建模分析, 山南当前灌溉水平不能满足农业需要, 还有很大提升空间, 在提升该地区农业产值时应首先将重点放在该地区水利灌溉设施建设, 大力提高山南地区灌溉现代化水平, 这将对该地区农业发展做出很大的贡献。

4.灌溉水平的提高对日喀则地区农业产值的提高没有显著影响

通过表可看到对于日喀则地区数据分析结果P值为0.672, 远大于0.1, 说明灌溉水平对日喀则地区农业产值没有显著影响。日喀则境内有河流100多条, 河川年径流总量350亿立方米。日喀则的气候以及地理环境主要适合畜牧业发展, 对于种植业, 现有水利灌溉条件已能够满足当前需要, 不需要再做提升, 应以畜牧业发展为主, 从而提高该地区的农业产值。

5.灌溉水平的提高对那曲地区农业产值的提高没有显著影响

那曲地区主要河流有那曲河、贡曲河等, 这些河水径流总量约为440.2万立方米, 牧业产值占全县总产值的90%以上。通过表可以看到对于那曲地区数据分析结果P值为0.672, 远大于0.1, 说明灌溉水平对那曲地区农业产值没有显著影响。可见实际情况与分析结果相吻合, 对于几乎没有粮食种植业的该地区, 灌溉现代化水平的提高对农业产值的提升不能起到任何作用。

6.灌溉水平的提高对阿里地区农业产值的提高有负的影响

阿里地区湖泊星罗棋布, 水流资源蕴藏量达2万千瓦, 通过表可以看到对阿里地区的数据分析结果显示P值为0.0084, 小于0.01, 可见灌溉水平对阿里地区农业产值有很大的影响。但通过t分布可知, 阿里地区灌溉面积提高1%, 则农业产值降低1.96%, 由此可见阿里地区水利灌溉水平已经高出了其需求程度, 在此基础上再继续提高只能适得其反使得农作物减产, 因此, 该地区应适当对过剩的水资源进行疏导, 以达到与农业生产所需的均衡状态。

7.灌溉水平的提高对林芝地区农业产值的提高没有影响

林芝水资源相当丰富, 素有“西藏江南”的美称。通过表可以看到对于林芝地区数据分析结果P值为0.672, 远大于0.1, 说明灌溉水平对林芝地区农业产值没有显著影响。可见林芝水资源丰富, 丰富的降雨量和河流湖泊地下的水资源及当前的水利设施已经能满足其农业生产的需要, 不需要在灌溉水平上花费人力、物力、财力, 应将资源用在其他产业比如旅游等发展上, 来提高该地区的生产总值。

摘要：有效灌溉是保障我国粮食产量的关键, 特别是对于地缘辽阔的西藏, 因西藏各地区环境差异较大, 在提升灌溉水平方面就应该应地制宜。本文通过柯布-道格拉斯生产函数构建了西藏2002年-2012年间7个地区有效灌溉与农业产值的面板数据模型, 通过计算结果表明西藏各地区有效灌溉面积、耕地面积对农业产值是否有显著的正向作用。最后对数据结果进行分析并结合西藏各地区的发展情况提出相应的建议, 以期对西藏农业发展有所帮助。

关键词：西藏,灌溉水平,模型,农业产值

参考文献

[1]王尚坤.多水平面板数据模型的估计理论及模拟研究[D].2011.

[2]张晓雯, 邱林, 靳燕国.高校扩招对经济影响的面板分析[J].内蒙古科技与经济, 2007.8P124-P125.

农业产值 篇9

产业结构趋同或雷同, 是指地区产业结构在发展演变过程中所表现出来的某种共同倾向性, 最突出的表现是区域结构差异趋于缩小, 产业地域特点不明显, 各地区产业门类齐全, 主要产品的空间分布均匀化, 相互间缺乏应有的分工与合作。因此, 农业产业结构趋同就是指区域间农业内部各部门之间的构成形式、比例关系趋于相同, 即主导产业的选择、产业规模和技术水平的确定及产品结构安排等方面的雷同现象。

衡量区域间产业结构趋同的方法一般有两种:一种是相似判别法, 即运用相似系数或相关系数从正面反映区域间产业结构的雷同程度;另一种是距离法, 即运用不同区域间产业结构的差距指标或区位商指标来度量两个或多个区域产业结构之间的差距或某产业在某区域的专业化程度, 通过度量区域间产业结构的差异程度, 从反面的角度来说明产业结构趋同的程度。笔者则运用相似系数公式, 结合山东省农业产业结构的相关数据, 对区域间农业产业结构的趋同程度进行了分析。其结构相似系数公式如下:

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公式中的i、j分别代表两个相比较的区域, Xin和Xjn分别是某产业n在i、j 区域产业结构中的比重。[1]

二、山东省农业产业结构现状

根据《山东省统计年鉴》的数据, 从2000年到2005年, 山东省第一产业的产值在整个产业结构体系中的比重是逐年下降的, 从2000年的15.2%下降到2005年的10.4% (见表1) 。2005年全省各地

数据来源:《山东统计年鉴》 (2000~2005) , 中国统计出版社, 2006年。

市农业产值占该地市整个国内生产总值的平均比重是22.06%。其中, 比重最高的是菏泽市, 农业产值占该市总产值的比重高达61.31%, 其他地区都在30%以下, 农业产值比重在25%以上的主要集中在中西部地区 (见表2) 。[2]

在山东省的农业产业结构体系中, 第一大产业是狭义的农业, 主要是指种植业。2005年全省各地市狭义农业产值在该地市整个农业总产值中的平均比重为54%、其中, 淄博、枣庄、莱芜、德州、聊城、临沂、菏泽等地的狭义农业产值比重都超过了60%, 菏泽市甚至高达67%;比重比较低的是威海 (21%) 、青岛 (39%) 、日照 (41%) 和烟台等沿海地市。农业产业结构体系中的第二大产业是牧业, 2005年全省各地市的畜牧业产值在该地市整个农业产业结构中的平均比重为26.23%, 其中, 畜牧业比较集中的地市是济宁、潍坊、济南和青岛等地市, 其畜牧业比重都在30%以上;而比重比较低的则是威海、烟台两地市, 分别为14%和17% (见表2) 。在农业产业结构体系中, 林业比重比较高的是莱芜市和临沂市;渔业产值比重比较高的是威海、烟台和青岛市 (见表2) 。

数据来源:根据《山东统计年鉴》 (2005) 整理所得。

从上述山东省农业结构体系中各产业产值的地区分布来看, 山东省农业产业结构具有一定程度的地理集中特征, 表明山东省各地农业产业结构之间具有一定程度的差异化现象和专业化分工趋势。但仔细分析后不难发现, 山东省种植业主要分布在中西部地区, 林业主要分布在中部山区, 渔业主要集中在东部沿海地区。这种地理上的相对集中, 不是政府有意识的农业结构调整的结果, 也不是市场机制发挥作用的结果, 而是由自然条件的差异所决定的。说明山东省农业还没有完全摆脱自然环境和自然资源条件对产业布局的约束。这种产业分布上的相对集中也没有改变产业结构同构的基本特征。

三、山东省农业产业结构的同构特征

根据结构相似系数, 笔者首先计算出了山东省各地、市之间农业产业结构的相似系数, 然后分别计算出某一地、市相对于其他地、市的相似系数的平均值, 结果如下 (见表3) 。

从山东省各地市相对于全省平均水平的结构相似系数看, 威海的相似系数是最低的, 为0.22, 其次为烟台0.75、日照0.77、青岛0.77, 其他各地市的相似系数均在0.80以上。

从表4可以看出, 威海、烟台、日照和青岛相对于其它地、市的相似系数较低, 其主要原因是因为这4个地区是沿海地区, 种植业总产值所占的比重相对较小, 都还不到50%, 威海只有20.1%, 但其渔业产值除青岛 (25.8%) 外, 都超过了30%, 威海达到了60%以上。而其它地、市的种植业产值大多都在50%左右, 牧业产值比重也比较接近, 都在25%以上, 因此相似系数较高。

把威海、烟台、日照和青岛4个地市排开之外, 山东省中西部农业主要区域的产业结构相似系数都在0.92以上, 除济南、淄博等外, 山东省相对欠发达地区的临沂、德州、聊城、滨州、菏泽等地市相对于其他地市的平均相似系数都高达0.97以上, 这说明主要农业地区之间农业产业结构严重趋同, 具有同构特征。

不仅如此, 将山东省2005年的数据与2000年的数据[3]相比, 沿海4市的相似系数相对于往年都有所降低, 但其他内陆地市的相对系数总体上都有所上升。由此可见, 山东省农业产业结构趋同趋势总体上有所强化。

四、农业产业结构趋同的负效应

尽管产业结构趋同对农村经济发展有着正面影响, 如可以强化区域间农产品市场竞争, 增强同类农产品生产者的竞争意识和竞争能力;可以促使生产者之间的联合或合作, 扩大生产规模, 取得规模经济效应;在一定程度上还可以提高农业生产技术水平和农产品的质量。但是, 其负面效应也是十分明显的。

首先, 农业产业结构趋同会导致过度竞争。产业结构趋同也意味着产品无差异化现象的普遍存在。按照一般经济理论, 这种同质产品之间的竞争是十分激烈的。目前, 山东省农产品品种就存在着结构雷同、普通品种多、优质特色与专用品种少, 因而不可避免会强化了区域内农业经济主体之间的过度竞争, 出现了增产不增收的现象。

其次, 农业产业结构趋同不利于特色产业的形成和主导产业的培育。特色优势产业的形成客观上要求各地根据实际情况, 发挥自己的比较优势, 做大做强优势产业。但如果各地区在农业产业结构调整及农产品的选择上一哄而上、盲目发展, 则会导致主导产业不主导, 支柱产业不支柱。尽管区域间存在竞争, 但区域经济缺乏竞争优势。目前, 山东省中西部地区农业产业结构趋同现象就较为严重, 种植业、畜牧业的产品品种也多有雷同, 没有形成“数村一品”、“数乡一品”和“一县一业”的经济格局, 因而这些地区相对于东部地区缺乏竞争优势。

第三, 农业产业结构趋同不利于区域间农业产业的分工与协作。地区分工在宏观上也要求各地相互依赖, 相互促进, 加强地区间的经济协作。这种协作是打破各种壁垒、消除区域中的矛盾与摩擦、优化产业结构的重要步骤。然而, 产业结构趋同却抹煞了合理的地域分工, 使得地方把有限的资源投入到了“大而全”、“小而全”的结构体系建设中, 导致彼此在经济上的互补性大为削弱, 不能从总体上整合资源优势, 从而阻碍了地区间生产要素的自由流动, 使地区间的资源和要素难以得到合理的配置。这样长此下去, 不仅会浪费资源, 而且还会造成过度竞争。

第四, 农业产业结构趋同不利于区域市场的发育。在市场经济条件下, 合理的区域市场是统一的、开放的、竞争有序的。而产品的过度竞争则会打乱市场秩序, 地方保护主义政策也会成为阻碍农产品流通体制改革和市场体系建设的羁绊。在产业结构趋同的条件下, 各地政府在自身利益驱动下, 必将想方设法保护本地产品, 设置交易壁垒, 排挤外地产品。同时, 由于各地相对独立的生产体系, 容易形成各自为政, 各行其是, 搞自我延伸, 这就当然不利于统一市场体系的发展, 更不利于不同功能、不同层次的市场形成, 也就同时限制了市场功能的发挥。

第五, 农业产业结构趋同不利于农业产业结构升级和农业经济水平的提高。从已有实践来看, 农业产业结构的趋同会使产业结构失衡加剧, 甚至出现国民经济宏观总量的结构性失衡, 同时, 还可能抑制和延缓农业产业结构的升级过程。因为农业产业结构的升级要求以市场为导向, 以提高经济效益为中心, 实现产业化经营, 形成生产、加工、销售、服务的一条龙经营体制。而产业结构的趋同, 既肢解了统一的市场形成, 也没有整合资源优势, 更没有形成良好的分工与协作。形不成特色产业, 发挥不了比较优势, 当然也就不利于农业产业结构的开发和农业经济水平的提高。

五、农业产业结构趋同的成因分析

造成农业产业结构趋同的原因是多方面的, 但其中关键的因素是自然条件和资源禀赋、农业科技进步状况和政府产业布局政策。[4]

首先, 从自然条件和自然资源的状况来看, 由于农业经济对自然条件与自然资源状况的依赖程度比较高。而在农业科技进步和农业生产技术水平比较低下的情况下, 农业布局的原则也只能是“靠山吃山、靠水吃水”。因此, 地理环境和资源环境条件相同或相似的地区, 其农业产业结构就带有相同的地理特征。

其次, 从政府的政策因素来看, 自改革开放以来, 我国的地方政府在农业产业布局和产业结构调整中一直发挥着不可替代的作用。但由于封建小生产思想和计划经济时期形成的政府行政干预惯性影响, 不少基层官员缺乏社会化大生产和市场经济的观念, 因而追求自给自足、自成体系的生产结构;加上政绩意识、地区间相互攀比意识的驱使, 地方政府往往认不清全局利益与局部利益的关系, 不懂得各地经济发展的互补性以及发挥比较优势和地区分工的好处, 因而在制定策略时, 大都把重点放在了自成体系、追求“填空”上, 而这就势必造成了地区间产业结构趋同。

第三, 从农业科技进步状况来看, 农业技术进步是产业结构升级的关键, 是农业摆脱自然环境约束的重要因素。特别是目前农业科技投入不足, 研究力量薄弱, 研究成果相对困乏, 农业技术创新机制、技术推广和扩散机制不健全, 导致农业和农产品创新能力不足, 农产品科技含量低且花色品种少。因而造成产业结构和产品结构同构不可避免。

第四, 制度、文化等软环境因素也是制约农业产业结构调整的重要因素。由于相近地区, 特别是同一省级行政区域中不同地区的农业政策与制度、农业生产文化和习惯基本相同, 而农产品的生产又不可能完全摆脱地方传统文化与习惯的影响。因此, 农业产业结构在地域比较小的范围内必然带有地方文化特点, 具有同构特征。

六、克服农业产业结构趋同的政策建议

1.充分发挥地方政府在农业产业结构调整中的作用

实践证明, 政府在产业发展规划和产业布局、主导产业选择和特色产业培育中具有重要作用。因此, 地方政府必须坚持因地制宜、比较优势的原则, 优化区域结构, 突出地方特色、发展优势产业, 积极推行数乡一品, 一县一个主导产业, 建立大基地, 形成专业化生产、区域化布局、规模化经营的格局, 在此基础上实现农业的产业化经营向纵深发展。

2.建立和完善农业科技服务、科技创新与科技推广体系

农业科技是农业产业结构得到有效调整的基础, 是农业产业布局摆脱自然环境和自然条件约束的关键, 也是形成主打品牌和特色农业、促进农业产业结构优化升级的根本保证。因此, 各地应通过市场引导和政府调控, 调整现有农业科研机构, 形成一批有规模、有优势、有持续创新能力的科研开发基地。根据自然生态、资源优势、经济区划以及当地农业发展的需要, 着重解决本地农业生产中具有区域特色和优势的重大技术问题。此外, 应大力扶持民营科技, 发展各种民营科技企业。同时, 应创建新型、高效、畅通的农业科技推广体系。鼓励农业科研院所和大专院校从事科技开发、技术咨询、技术服务和技术转让, 使他们成为农业科技推广体系的重要组成部分。

3.调整农业生产布局, 建立合理、高效的区域化分工体系

地方政府之间也应加强协调与配合, 加快对区域资源优势的研究, 对自然条件、技术条件相同和相近的地区进行资源整合, 建立资源统一整合下的优势产业区和产业带, 形成合理、高效的区域化分工体系。[5]以山东省为例, 根据区域资源比较优势的原理, 山东省可划分为四大特色农业区:与半岛城市群一致的外向型农业区、黄河三角洲开发型农业区、鲁中南生态农业区、鲁西北基地型农业区。以青岛为中心的半岛地区应发展为外向型农业区, 面向国际大市场, 着重发展高科技含量、高附加值的出口创汇农业, 全面参与国际分工与交换。黄河三角洲开发型农业区, 应重点利用高新技术成果和人才, 发展无公害农业、生态环境旅游业、畜牧业, 创建规模化、企业化的农牧生产基地和高附加值的精深加工业。鲁中南生态型农业区丘陵面积较大, 自然资源丰富, 应重点发展生态林业、名特优果业, 把生态农业和生态旅游业结合起来。鲁西北基地型农业区地势平坦, 土壤肥沃, 应加快优质粮棉品种的开发, 将其建设成国家和省的优质商品粮棉基地。同时, 还应大力发展农产品加工业, 实现产业化经营。特别是利用饲料充足的有利条件, 大力发展养殖业, 建成全省牧业生产基地, 实现种植业、养殖业、畜牧业产品深加工企业的良性循环和链接。由此, 大区域间可以形成合理、高效的区域化产业分工体系, 形成更为广阔的农业市场。

4.加快建立完善的农业市场体系, 发挥市场机制的作用

市场机制是实现资源合理配置的最有效机制, 也是产业结构合理化调整的重要方式。要避免产业结构同构, 就必须发挥市场机制的作用。因此, 应理顺流通体制, 建设不同层次、不同规模、不同功能的农业市场体系。既要有“大基地和大市场连接的大渠道”, 也要有“小产地和小市场连接的小流通渠道”。此外, 还应加快农业信息服务、中介服务等服务行业的建设, 从体制和机制上推动社会化服务体系的建立和运行。建立起下通各农业区、县、乡、镇, 外联国际、国内市场的“农业信息网”, 从而为农业生产的产前、产中、产后提供便捷、及时、准确的信息服务。同时, 大力推进各种中介组织, 特别是农产品物流企业的发展, 使中介组织能够把农户与市场更好的结合起来, 让农民能够根据市场和“龙头”企业的需要组织农产品的生产, 更好的保证自身生产的有效性。

摘要：本文以山东省农业产业产值数据为依据, 通过对不同区域农业产业结构相似程度的比较和实证分析, 认为农业产业结构不仅具有同构特征而且这种同构趋势正在日趋强化。然而, 农业产业结构趋同不利于区域间产业分工与协作, 也不利于农业产业结构升级和农业经济水平的提高。因此, 在农业产业结构调整中, 政府有关部门应高度重视农业产业结构趋同问题, 并制定有效政策, 尽力避免这种趋同现象。

关键词：农业,产业结构,政策建议

参考文献

[1]藏旭恒等主编.产业经济学[M].北京:经济科学出版社, 2005.

[2]山东省统计局.山东统计年鉴 (2006) [M].北京:中国统计出版社, 2007.

[3]山东农村产业结构调整问题研究课题组.山东农村产业结构调整问题研究[J].山东经济战略研究, 2002, (03) .

[4]陈淮.我国地区产业结构趋同的原因及政策建议[J].经济问题, 1997, (05) .

农业产值 篇10

农机购置补贴政策是发展农业机械化, 提高农业综合生产能力, 促进中国传统农业向现代农业转变的重要举措。2004年, 江苏省开始将农机购置补贴上升为重大支农惠农政策, 产生了积极的社会经济效益。表1是江苏省各级财政的农机补贴投入情况, 从2003年开始江苏省有部分中央财政的补贴, 到2009年各级财政补贴总额达到了8亿元。可见政策对农机化发展的支持力度越来越大。

注:江苏省农业机械化信息网各年的《农业机械化管理统计分析》。

我们回顾近年来国家的农业政策, 无论是推进农业现代化、促进城乡统筹、改善农业物质技术装备还是一些列的农村制度的现代化, 归根结底, 都是为了服务三农, 有两个根本的和直接的目标:促进农业增产增效和提高农民收入水平。因此, 为了深入研究江苏省农机购置补贴的政策效应, 本文将通过探究农机购置市场的长期均衡关系, 考察农机数量的短期波动对农业总产值和农民收入水平的影响, 并试图纳入农机购置补贴政策, 考察政策效应的宏观影响。

二、农机购置补贴对农业总产值和农民收入影响的实证分析

1. 模型构建:

本段将以以农机总动力作为解释变量, 以农业总产值和农民人均纯收入作为被解释变量, 利用协整理论方法, 以1978—2009为时间段, 考察农机总动力与农机总动力与农民人均纯收入之间的长期均衡关系。之后再以2004年 (江苏农机购置补贴开始实施的年份) 为分界点, 将整个时段分为两部分, 通过设置虚拟变量分析在农机购置补贴实施前后农机总动力与农民人均纯收入和农业总产值的均衡关系, 并设置误差修正模型测度农机购置补贴对改善农机市场供求均衡的贡献率。

我们知道农业机械的投入是可能引起农业总产值和农民收入增加的, 但显然它们之间并不一定是按同一比例变动。农业总产值和农民人均纯收入是农业机械总动力的函数。为剔除时间序列分析过程中异方差的影响, 对两变量均取自然对数, 这样不会使其协整关系发生改变, 从而建立对数函数模型:

其中, NCZ———农业总产值 (亿元) ;NJ———农机总动力 (万千瓦) ;CSR———农民人均纯收入 (元) 。

2. 变量的单位根检验:

我们在分析两个变量之间的长期均衡时, 为了避免可能产生的“伪回归”现象, 有必要通过对各序列的单位跟检验以判断其平稳性。本段将利用Eviews6.0对农业总产值 (NCZ) 、农民人均纯收 (CSR) 和农机总动力 (NJ) 相应的对数进行单位根检验。在这里我们采用ADF检验法。

从表2中我们可以看出, ln NJ、ln NCZ和ln CSR的变量的ADF检验值值都是大于5%的临界值, 说明它们的非平稳性。但当我们进行一阶差分后, 我们得到的ADF检验值都小于5%的临界值, 此时它们都是平稳的。因此, ln NCZ和ln NJ、ln CSR和ln NJ间都是一阶单整变量, 可以进行协整检验。

3. 协整分析与误差修正模型:

下面我们通过Engle-Granger两步法 (EG检验) 来验证变量ln NCZ和ln NJ、ln CSR和ln NJ是否具有协整关系。我们首先使用Eview6.0进行普通最小二乘法回归, 对上述两个方程 (1) 和 (2) 进行参数估计得到方程:

然后对方称各自的残差项和进行单位跟检验, 检验结果 (见表3) :

从表3中的检验结果我们可以看出, 残差序列是平稳的, 证明了农机总动力与农民人均纯收入、农机总动力与农业总产值之间有着密切的协整关系, 是长期均衡的。根据协整方程 (3) 和 (4) 我们发现, 从长期来看, 江苏省农机总动力每增加1%会使农业总产值增加2.38%, 同时也会使农民人均纯收入增加3.01%, 说明了农机总动力对促进粮食增产和农民增收有着显著的作用, 体现了中国实施农机购置补贴政策正确性。

从前文的分析中, 我们看到在2004年农民人均纯收入和农业总产值比之前都有较大的增幅, 这得益于2004年的各项支农惠农政策。为了更准确的考察2004年开始实施的农机购置补贴制度对农民人均纯收入和农业总产值的影响, 本文在此选择乘法方式引入虚拟变量D, 进一步建立模型如下:

回归后并得到如下误差修正项:

进而得到误差修正模型:

4. 结果分析。

第一, 1978—2009年农业总产值以及农民人均纯收入与农业机械总动力之间存在着长期的均衡关系。因此从长期开来, 农机总动力是影响农业总产值和农民人均纯收入的重要因素之一, 实施农机购置补贴政策, 加大农机总动力的投入会提高农业总产值以及农民人均纯收入。第二, 2004年实施农机购置补贴政策之后的时期与补贴之前相比, 农业总产值的边际收入倾向增加了0.11%, 农民人均纯收入的边际收入倾向增加了0.13%。可见农机购置补贴政策确实对促进农业总产值和农民收入水平的提高起到了一定的作用。第三, 根据误差修正模型 (7) 和 (8) 的结果, 上一期的非均衡误差项分别以92%和91%的比率对本年度的农业总产值和农民人均纯收入进行调整。这说明农机补贴政策促进了市场机制自动对各期农机购置支出进行调整, 这种自动调节机制最终会促进农业机械总动力的供需平衡, 进而推动农机产业市场效率的不断提高。

摘要：中国农业和农村正在发生重大而深刻的变革, 农业正处在由传统向现代转变的关键时期。农业机械化发展是农业现代化的重要内容和主要标志之一。为了推进农业机械化的发展, 中国从2004年开始实施了农机购置补贴政策, 产生了良好的社会和经济效益。以江苏省为例, 具体探讨农机购置补贴政策对农业总产值和农民收入的影响, 为更好地实施该项政策提供很好的科学依据。

关键词：农业机械化,农机购置补贴政策,实证分析

参考文献

[1]白人朴, 刘敏.农业机械购置补贴政策研究[M].北京:中国农业科学技术出版社, 2004.

[2]曹志义, 张铁军.农机购置补贴与农户增收效果分析[J].农机化研究, 2006, (12) .

[3]韩剑锋.中国农机购置补贴政策增收效应实证分析[J].西安电子科技大学学报:社会科学版, 2010, (9) .