提高农业劳动生产率、增加农民收入是党和国家在农村工作的重中之重,是解决“三农”问题的核心。农业劳动生产率的提高和农民收入的增加需要国家的政策支持、加大资金投入和农业科学技术的推广应用,以及农业经济体制改革的进一步深化。江西省作为我国的中部一省,在地理位置上有其优势的一面(起着承东启西的作用) ,也有其劣势的一面(当前国家的政策倾斜度不够) ,在资源禀赋上也有其独特的优势。农业的自然条件与全国大多数省相比较好,但农业的产业结构不甚合理,农业的科技投入力度不够,科技兴农没有真正实现到位。因此我们需要改变目前这种状况,实现“十一五”规划中的目标。
一、模型的建立模型的建立首先是变量的选择,这里我们构造了一个相对简单的实证模型以模拟人均农业产出决定的行为特征和微观机理,它是传统柯布—道格拉斯生产函数的变化形式。在模型中,因变量为劳均农业产出,自变量包括:人均耕地面积;灌溉率,即有效灌溉面积与耕地面积的比重;劳均化肥使用量(实物量) ;成灾率,即成灾面积与实际播种面积的比重;结构调整系数,用林牧渔三业的产值与农业总产值的比率加以表示;代表技术进步的时间趋势变量。考虑到以机械动力为代表的资本投入在农村劳动力就业不充分的情况下仅具有劳动替代的功能,而不影响总产出水平的变动,而且机械动力拥有量与化肥使用量和灌溉率等变量之间存在着很强的相关关系,在实际回归过程中我们舍弃了这一变量。在实际回归方程中,时间趋势采用简单线性形式,其它变量均采用对数形式。以下是设定已经对数据作适当调整后的多元线性回归模型: Y=α+β1X1 +β2X2 +β3X3 +β4X4 +β5X5 +β6X6 +μ其中:Y- 劳均农业产出;X1 - 人均耕地面积;X2 - 灌溉率;X3 - 劳均化肥使用量;X4 - 成灾率;X5 - 结构调整系数;X6 - 时间趋势(代表技术进步)根据江西1990 年- 2005 年相关数据,整理、计算后,运用SPSS 软件进行逐步回归分析,从回归结果来看,最先进入模型的变量是人均耕地面积,以下依次是成灾率、技术进步、结构调整系数。回归结果中直接舍去了灌溉率和劳均化肥施用量两变量,稍后再作解释。结果如下:Y= 7. 144 + 3. 545X1(122. 211) (10. 381)R2 = 0. 900 F = 107. 756 DW= 1. 800Y= 7. 118 + 3. 921X1 - 0. 271X4(166. 392) (14. 598) ( - 3. 484)= 0. 952F = 109. 958 DW= 1. 800Y= - 8. 576 + 2. 886X1 - 0. 288X4 + 0. 008X6( - 1. 638) (7. 191) ( - 4. 847) (2. 998)R2 = 0. 975 F = 129. 517 DW= 1. 800Y= - 16. 655 + 2. 290X1 - 0. 191X4 + 0. 230X5 + 0. 012X6( - 3. 183) (5. 790) ( - 3. 142) (2. 575) (4. 541)R2 = 0. 986 F = 153. 495 DW= 1. 800[page]
二、模型分析运用逐步回归分析法可以看出,T(变量显著性) 检验,从T检验的各数值分析可知,结果令人满意,各变量显著性概率表明各变量与0 有显著性差异,说明变量取舍正确,不存在多大问题。R2 (拟合优度检验) 逐渐增大,说明模型拟合度越来越好,理论上也如此,农业产出不仅受耕地面积的影响,而且还受技术、天灾等因素的影响,考虑的因素越全面,模型模拟现实的程度越好,越能说明问题。F(方程显著性检验) 值也越来越大,说明方程中增加的变量对方程的表达也越来越好。DW= 1. 800 位与2附近,无序列相关性。表(一) Coefficients(a)ModelUnstandardizedCoefficientsStandardizedCoefficientsB Std. Error Betat Sig.1 (Constant) 7. 144 . 058 122. 211 . 000人均耕地面积3. 545 . 341 . 949 10. 381 . 0002 (Constant) 7. 118 . 043 166. 392 . 000人均耕地面积3. 921 . 269 1. 049 14. 598 . 000成灾率- . 271 . 078 - . 250 - 3. 484 . 005宏观管理/ 193 (Constant) - 8. 576 5. 236 - 1. 638 . 132人均耕地面积2. 886 . 401 . 772 7. 191 . 000成灾率- . 288 . 059 - . 266 - 4. 847 . 001技术进步. 008 . 003 . 321 2. 998 . 01344 (Constant) - 16. 655 5. 233 - 3. 183 . 011人均耕地面积2. 290 . 396 . 613 5. 790 . 000成灾率- . 191 . 061 - . 176 - 3. 142 . 012技术进步. 012 . 003 . 491 4. 541 . 001结构调整系数. 230 . 089 . 161 2. 575 . 030 a ,Dependent Variable : lnY由以上分析及结果可知,模型不存在多重共线性和序列相关性问题。以下是异方差检验: (见下图. 标准化后残差散点图) 。由图可知,模型基本上不存在异方差问题。而通过等级相关(Spearman 相关系数) 分析,输出的两两相关系数与显著性检验表(表略) 可知,人均耕地面积、成灾率、技术进步、结构调整系数两两之间的t 统计量的显著性概率均大于0. 05 ,说明不存在显著的相关关系。而化肥施用量、灌溉率与其他变量均存在显著的相关关系(t 统计量的显著性概率小于0. 05) 。因此模型可通过异方差检验。因此,模型的最终结果应该为: Y= - 16. 655 + 2. 290X1 - 0. 191X4 + 0. 230X5 + 0. 012X6而由于常数项为负,与经济意义不符。我们取标准回归方程及其系数: Y= 0. 613X1 - 0. 176X4 + 0. 161X5 + 0. 491X6显然,农业产出与人均耕地面积、成灾率、结构调整系数、技术进步密切相关。其中耕地的贡献率为0. 613 ,技术的贡献率为0. 491。模型结果舍掉了灌溉和化肥施用量两因素,可能是仅取江西的数据不足以说明问题,或是江西的化肥施用和灌溉的作用不大,或是其他原因。我们就模型最终结果进行经济分析。首先,耕地产出弹性较高,说明耕地贡献较大,与理论相符合。但在我国目前人口日渐增多,耕地面积日益减少的情况下,通过扩大耕地面积来增加农业产出,进而提高农业劳动生产率是不可能和不现实的。人均耕地规模的难以扩大已成为农业发展的根本性瓶颈。但我们可以通过另外一种途径来解决问题,也就是通过减少农业劳动力的数量来增加农业人均产出的水平。其次,技术进步始终是增加农业产出,提高农业劳动生产率的最有效途径。但资料显示,江西省农业技术进步发展缓慢,成为农民收入增长的一大阻碍。第三,我们都知道灾害是影响农业产出的一大因素。人类在自然灾害面前始终处于被动的地位。有的灾害我们无法避免,但有的灾害是我们人类自己对大自然的掠夺性索取和毁灭性破坏造成的。这就需要我们保护我们的大自然,实现经济和社会的可持续发展,实现人与自然的和谐发展。第四,结构调整系数也是影响农业产出的一大因素。农业内部生产结构的调整已构成了农业产出的增加和农民收入增长的重要源泉。这种结构调整效应的产生是由市场供求关系的变动所引起的,是农产品市场价格机制作用的结果。[page]
三、提高农业劳动生产率的建议与对策(一) 推进科学技术在农业生产中的应用在推进、应用科学技术进程中,江西省需要:首先, 积极应用科技,加强基础设施建设。强硬的基础设施,是农业发展的前提条件,也是提高劳动生产率的首要环节。针对我省目前状况,应从三个问题着手,解决好基本建设问题(电力建设问题、水利建设问题、道路建设问题) 。其次,科技致富,走高产优质高效之路。江西省要在积极引进、试验、示范和推广新品种的同时,大力推广先进农业适用技术,实现良种、良技、良好相配套。(二) 推进农业结构调整,全面提高农业的素质和效益结构调整是增加农民收入的重要途径。有关研究表明,加入WTO 以后,粮食和油料生产者的收入将会受到较大的不利影响,而其他农作物生产者的收入下降幅度较小,畜产品、水产品和其他农产品生产者的收入有可能提高,非农业部门的收入也将呈上升趋势。但这种“上升”或“下降”的趋势是静态条件下国内外价格整合的结果。如果生产者有能力将资源自由地转用于其他农产品的生产,或者投入到农业以外产业的生产中,农业部门的人均收入不仅不会出现明显的下降,甚至还有可能带来增长。因此,江西省应实行以专业化分工为基础的结构调整,以提高农业劳动生产率,增加农民收入。(三) 深化农业科技体制改革,提高科技贡献率与第一点相似,江西省需要从深化农业科技体制改革着手。科学技术是第一生产力。与欧美发达国家相比,我国的农业科技进步贡献率存在着一定的差距,江西省与全国各发达省相比一样存在着一定差距。因此,深化农业科技体制改革,强化科技创新,将是我国尤其是江西省农业发展的重要方向。在这里,农业科技成果的研究和开发必须和农业产业结构调整紧密结合在一起,以实现技术效率和市场效益的内在统一。
