农业要素（共9篇）
农业要素 篇1
一、引言及文献综述
农业是经济发展的前提和基础,也是国民经济的重要组成部分,而农业气象灾害是制约农业发展的重要因素。2014 年,各类气象灾害共造成我国农作物受灾面积24890.7 千公顷, 其中绝收3090.3千公顷,直接经济损失3373.8亿元。农业保险通过灾后补偿能够转移农业风险,目前农业保险已成为各国政府抵御农业风险、保障农业生产的重要措施。自2005年起我国中央财政加大了对农业保险的补贴力度,我国政策性农业保险发展明显加快,2014年,我国政策性农业保险保费收入达到325.7亿元,较2013年相比农业保费收入规模增长7%,农业保险为我国农业经济发展提供的风险保障额达到1.66万亿元。农业保险已成为我国提高农民福利、加快农村经济发展的重要措施。
农业经济增长的核心在于农业生产率提升。在农业气象灾害日益频繁的背景下,农户由于担心农业气象灾害带来了农业生产风险,约束了农户对农业生产投资的积极性,由此减缓了农业生产率的提升。与此同时,随着我国政策性农业保险承保范围的扩大与农业保险灾后补偿力度的不断增强,农户参与农业保险的积极性也在不断增强,政策性农业保险对农业全要素生产率产生了日益显著的影响。张跃华等研究指出在规模较大的气象灾害风险条件下,农业保险可以补充农民利用传统风险分散的能力,有助于迅速恢复再生产。〔1〕因此,政策性农业保险在农业生产过程中能够起到一定促进作用。庹国柱、王国军、张跃华研究认为农业保险具有农业和农村发展及社会保障的双重功能。〔2〕〔3〕孙香玉、钟甫宁通过实证研究指出由于农业保险业务有最低的参保率限制,〔4〕所以农业保险补贴政策会带来社会经济福利的净增加。王向楠基于中国307个地级城市2005~2009年大样本面板数据,运用动态面板系统GMM估计方法研究发现农业保险的发展显著促进了中国农业产出增长,并且在农业生产风险更大的地区,农业保险对农业产出提升作用更为明显。〔5〕
我国农业经济产业化程度不断提高,农业保险通过将农业产业化生产的风险进行分散与转移,消除了家庭农场等新型农业主体采用新产品生产的后顾之忧,加快了农业新技术的运用与农业产业结构优化升级,与此同时,农民面临融资约束问题也日益明显。农户在申请农业贷款时由于缺乏抵押物,普遍受到农村金融机构的金融排斥,由此阻碍了农业经济的发展。随着农业信贷技术的发展,农户通过农业保险单质押的途径获得金融部门的农业贷款,农业保险与农业信贷的联结有效地缓解农户融资约束问题,而融资约束缓解将有助于农户扩大生产规模、加大农业技术设备投资,从而对农业全要素生产率产生影响。Cai发现农业保险与农业信贷协同能有效提高农户生产积极性,激励农户并扩大生产规模、从而提高农业产出。〔6〕Carter指出生产者在风险厌恶的情况下,农业保险与信贷的联结能够改善农户福利、提高农户收入水平,从而促进农业经济的增长。〔7〕刘祚祥、黄权国基于湖南省岳阳市辖内6县(市)的调查数据,实证结果表明农业保险能够推动农村居民的信贷可获得性,降低农村信贷配给、提升农户的收益。〔8〕张建军、许承明基于江苏、湖北两省的调研数据,采用平均处理效应下的Match模型,比较农户参与互联能否增加农业收入,结果表明:信贷与保险互联能有效改善农户信贷配给,显著提高农户农业收入。〔9〕
目前,关于政策性农业保险对农业全要素生产率的研究还比较缺乏,尤其在农业气象灾害日益频发的背景下,研究政策性农业保险对中国农业全要素生产率的影响更具有现实意义。本文已有研究基础上,基于2005~2013年中国省际面板数据,采用DEA-Malmquist指数测算了中国30个省市的农业全要素生产率及其构成, 并运用两步系统GMM方法,探讨在农业气象灾害日益频繁的背景下,政策性农业保险对中国农业全要素生产率的影响,并按照我国东部以及中西部区域进行分组检验。
二、农业保险发展影响农业全要素生产率的机理
农业全要素生产率(totalfactorproductivity,TFP)由农业技术进步和农业技术效率两部分构成。农业全要素生产率是衡量农业生产率变动的重要定量分析指标,它直接联系着农业经济的可持续发展。目前,关于农业保险对农业产出、农民收入影响的相关研究已经比较充分,而对于农业保险影响农业全要素生产率的机理现有研究较少涉及。农业保险发展对农业全要素生产率的影响主要通过以下三个方面:
1.农业保险通过分散农业风险影响农业全要素生产率
农业保险通过发挥分散风险的职能,能够稳定农业生产者的产出预期,可能会促使部分农户选择具有一定风险性、但更先进的农业生产技术,从而对农业全要素生产率产生影响。同时,在没有农业保险保障的情况下,农户由于担心农业气象灾害对农业生产造成巨大损失,自然灾害约束了农户扩大农业生产规模的积极性,从而导致农业产业难以形成规模经济。随着农业保险保费补贴与灾后补偿力度不断增强,提升了农户参与农业规模生产积极性,从而影响农业生产效率。
2.农业保险通过激励农业科技创新与科研成果转化影响农业全要素生产率
农户通常情况下具有风险规避的特征,在农业生产过程中农户一般不会选择农业科研部门最新的科研成果,这样就减缓了农业科研成果转化率与农业产业结构优化升级。随着我国各地区农业经济的产业化程度不断提高,我国地方政府与保险公司逐步推出了具有地方特色农业保险品种,农业保险通过将农业产业化生产的风险进行分散与转移,消除了家庭农场等新型农业主体采用新产品生产的后顾之忧,由此推动农业新技术的运用与普及,进而影响农业全要素生产率。
3.农业保险提升了农户信贷的可获得性而影响农业全要素生产率
农村居民不同程度的面临融资约束问题,而农户在申请农业贷款时由于缺乏抵押物,普遍受到农村正规金融机构的金融排斥,由此阻碍了农户农业生产、投资与消费。随着农业信贷技术的发展,农户可以通过农业保险单质押的途径获得金融部门的农业贷款,农业保险与农业信贷的联结有效地缓解农户融资约束问题,而融资约束缓解将有助于农户扩大生产规模、加大农业技术设备投资,从而对农业全要素生产率产生影响。
三、模型设定、变量选取及实证分析
1.模型建立与变量选取
本文在实证模型中,被解释变量分别选取农业全要素生产率指标、农业技术进步指标与农业技术效率指标;除了选取农业气象灾害、政策性农业保险这两个关键变量外,实证模型添加了相应的控制变量,本文设定的动态面板数据回归模型如下:
上式中,Prc分别表示农业全要素生产率、农业技术进步、农业技术效率变量;Ins表示农业保险发展水平,Hum表示农村人力资本,K为农业基础设施投资,Fiscal表示政府财政支农;Open、City分别代表农产品贸易与城镇化指标;Disaster代表农业气象灾害状况;下标i、t分别代表省市地区、时间。
农业保险发展指标:本文采用农业保险人均保险额来表示;农业气象灾害:采用各省农作物播种面积中受灾面积所占比重表示。农村人力资本:用农村居民平均受教育年限来衡量,具体算法为:Hum=prim×6+midd×9+high×12+univ×16,其中变量prim、midd、high和univ表示接受小学、初中、高中中专和大专以上教育程度居民占地区总人口的比重情况;农业基础设施投资:采用农业固定资产投资额来衡量;政府财政支农:用农村人均财政支农额度来表示;农产品贸易规模:用各地区农产品进出口总额来表示。城镇化:用各地区城镇人口规模来衡量。相关数据来源于各省统计年鉴及中经网统计数据库。
2.实证结果分析
本文基于2005~2013年省级面板数据,运用两阶段系统GMM估计方法,实证研究农业保险发展水平对我国农业全要素生产率及其构成的影响,具体估计结果见表1。
根据表1全国数据的回归结果来看,一是农业保险对中国农业全要素生产率的正向作用比较明显,其中农业保险发展变量的系数值为0.052,且通过了在5%显著性水平检验,同时,农业保险发展对农业技术进步与农业技术效率提升均具有促进作用,变量分别通过5%与10%显著性检验,估计系数为0.061、0.032。我国农业保险对农业技术进步与农业技术效率的提升均具有促进作用,从而加快了我国农业全要素生产率的增长。二是在农业全要素生产率方程中,农村人力资本禀赋、农业固定资产投资、政府财政支农、农产品对外贸易等都对农业全要素生产率起到了促进作用;但是人口城镇化、农业气象灾害抑制了我国农业全要素生产了的增长。三是在农业技术进步方程中,农业资本投入、政府财政支农、农产品对外贸易、城镇化等变量对农业技术进步起到了促进作用;气象灾害因素对农业技术进步产生了显著的负向作用;农村人力资本水平虽然促进了农业技术进步,但是未通过显著性水平。四是在农业技术效率方程中,农村人力资本、农业资本投入、政府财政支农、农产品对外贸易等对农业技术效率的提升起到了促进作用,城镇化水平、农业气象灾害等因素对农业技术效率的提升产生了负向作用。
注:(1)***、**、*分别表示变量在1%、5%和10%的显著性水平统计显著,括号内为T检验统计概率值;(2)AR(2)P值为对一阶差分后的残差进行二阶段相关检验得到的P值,源统计量渐进服从N(0,1)分布;(3)Sargan X2表示对工具变量的合理性进行过度识别得到的Sargan统计量,渐进服从卡方分布,Sargan P值为对应得到的P值。
从全国面板数据实证结果可知,一是农业保险发展促进了农业技术进步、农业技术效率提升,从而加快了我国农业全要素生产率的增长。从农业保险发展影响农业全要素生产率提升的渠道来看,农业保险主要是通过农业技术进步途径促进农业全要素生产率的提升,而非农业技术效率提升的渠道,这可能与我国当前的农业粗放型生产方式有关。二是总体上看,我国农业资本投入、农村人力资本、政府财政支农、农产品对外贸易等因素都提升了农业全要素生产率,这对增加农民农业收入与提升我国农产品国际竞争力都具有促进作用。三是农业气象气象灾害抑制了我国农业全要素生产率、农业技术进步与农业技术效率的提升。随着气候变化的加剧,气象灾害风险已经成为影响农业增产增收的重要要素。
在全国样本回归模型基础上,本文进一步估计了东部地区与西部地区分样本的实证检验(为了节省篇幅,本文略去了估计结果)实证结果可知:一是在东部地区样本中,农业保险对农业全要素生产率与农业技术进步都具有正向作用且都通过了显著性检验;在中西部地区样本中,农业保险对农业全要素生产率、农业技术生产率影响不显著。二是实证结果表明农村人力资本水平、农业资本投入、政府财政支农、农产品对外贸易等变量促进了农业全要素生产率增长,且主要是通过农业技术进步渠道推动农业全要素生产率的增长。三是气象灾害是影响农业全要素生产率的重要要素。在东部地区样本中,气象灾害因素促进了农业技术进步、抑制了农业技术效率提升,农业气象灾害对农业全要素生产率影响为正,但变量未通过显著性检验;在中西部地区样本中,农业气象灾害因素抑制了农业全要素生产率增长与农业技术进步。
从分组检验结果来看,一是东部地区农业保险发展对农业生产率的影响与全国面板数据回归结果基本一致,但是中西部地区却出现了较大的差异。这可能与我国农业保险发展呈现出明显的区域发展不平衡性相关,我国东部地区农业保险发展水平明显高于中西部地区,因此东部地区农业保险发展对农业生产率的促进作用也就更为显著。二是东部地区农业固定资产投资、财政支农水平、农村人力资本水平等因素对农业全要素生产率、农业技术进步、农业全要素生产率等方面的正向作用更为明显。三是农业气象灾害因素对东部地区农业全要素生产率的影响相对微弱,但是对中西部地区农业全要素生产率发展产生了明显的抑制作用。造成这样差异性的原因,一方面,可能是东部地区本身遭受的农业气象灾害相对较少,由此气象灾害对农业生产带来的破坏性也就相对就较小;另一方面,与东部地区较完备的农业基础设施建设、较高的农业产业化规模化程度、较先进的农业生产管理技术水平等因素密切相关,这些影响因素的叠加效应就大大降低了气象灾害对东部地区农业经济发展的负面作用。
四、结论及政策建议
1.结论
第一,政策性农业保险发展加快了我国农业全要素生产率增长,同时,对农业技术进步和农业技术效率提升均具有正向作用;从农业保险发展影响农业全要素生产率提升的渠道来看,农业保险更多的是通过农业技术进步效应驱动,而农业技术效率渠道作用相对较弱。
第二,政策性农业保险对我国地区间农业全要素生产率的影响存在显著差异。其中,在东部地区农业保险发展对农业生产率的影响与全国面板数据回归结果基本一致,但是中西部地区却出现了较大的差异。东部地区农业保险发展对农业技术进步与农业效率提升具有明显的推动作用。在中西部地区样本中,农业保险发展虽然加快了地区农业技术进步,但是对农业技术效率、农业全要素生产率的影响却未通过显著性检验。
第三,农业气象灾害抑制了我国农业全要素生产率、农业技术进步与农业技术效率的提升。另外,农村人力资本水平、农业固定资产投资、政府财政支农、农产品对外贸易等变量促进了我国农业全要素生产率增长,且主要是通过农业技术进步渠道推动农业全要素生产率的增长。
2.政策建议
第一,政府可以通过将农业保险补贴额度与农业生产技术选择相对接,积极引导、鼓励农民采用低碳农业生产技术,激励农民生产高附加值农产品,从而达到不断优化农产品产业结构、提升农业科技运用能力,提升政策性农业保险对农业全要素生产率的推动效应。
第二,我国政府应该提高中央财政对中西部地区的农业保险补贴扶持力度,同时提升政策性农业保险的灾后补偿幅度,加快我国中西部地区农业保险发展。农业保险保费补贴越多,农民的投保意愿就越高。通过提高中西部农业保险的投保率、保障水平,能够稳定中西部农民农业收入、推动农业经济稳定发展,同时也有助于加快中西部地区农业产业化发展与农业全要素生产率的提升。
第三,我国应该进一步加强农业基础设施建设、农业科技人员培养以及政府财政支农等政策措施,这些措施的实施都有助于提升我国农业生产要素的配置效率与利用效率,从而提升农业可持续发展能力。同时,我国支农惠农政策应该考虑的地区差异,我国农业财政补贴应该加大向资源禀赋相对贫瘠的中西部地区倾斜,加快中西部地区的农业基础设施建设与农业科技技术的推广、应用,从而提升中西部地区农业生产率与农民增产增收绩效。另外,我国也要逐步增强农业气象灾害的预防工作,通过相配套的预防措施来逐步降低农业气象灾害对农业生产带来的不利影响,为提升农民增产增收的打下坚实基础。
参考文献
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[4]孙香玉,钟甫宁.对农业保险补贴的福利经济学分析[J].农业经济问题,2008,(02).
[5]王向楠.农业贷款、农业保险对农业产出的影响:来自2004~2009年中国地级单位的证据[J].中国农村经济,2011,(10).
[6]Cai,Chen Y,Fang H.Micro-insurance trust and economic development:evidence from a randomized natural field experiment[R].NBER Working Paper,2009.
[7]Carter M R,Cheng L,Sarris A.The impact of inter-linked index insurance and credit contracts on financial market deepening and small farm productivity[R].Annual Meeting of the American Applied Economics Association,Pittsburgh PA,2011.
[8]刘祚祥,黄权国.信息生产能力、农业保险与农村金融市场的信贷配给---基于修正的S-W模型的实证分析[J].中国农村经济,2012,(05).
[9]张建军,许承明.农业信贷与保险互联影响农户收入研究---基于苏鄂两省调研数据[J].财贸研究,2013,(05).
农业市场化要素改革蓄势待发 篇2
十八大至今，中央先后出台了21项农村改革方案，涉及扶贫、农村户籍制度等多个方面。《经济参考报》记者获悉，“十三五”期间，为了进一步完善农村多种所有制经济，农村土地制度、集体产权制度、农产品价格形成机制等十余项改革意见将要研究制定，这些改革的共同点在于通过引入市场化要素，达到赋予农民更多财产权利的目的。
土改落实农地承包关系长久不变
农村土地制度改革，在“十三五”期间还将继续深化。据悉，在深化农村土地承包经营制度改革方面，政府将抓紧对《土地管理法》、《农村土地承包法》等法律的修订，适时就第二轮承包期满后耕地延包办法，新承包期限等内容提出具体方案；集体土地方面，在基本完成农村集体土地所有权确权的基础上，加快推进宅基地和集体建设用地使用权确权工作；并将在有条件的地区开展土地承包权有偿退出试点等。
农业部部长韩长赋日前表示，目前已有12个省开展整省推进土地承包经营权确权登记颁证试点，有2160个县开展了整县推进试点。截至今年6月底，全国已完成实测承包地面积3.5亿亩，确权面积2.6亿亩。在为承包地确实权、颁铁证的同时，农民相当于吃了一颗长效定心丸，可以在土地上投入，也可以放心流转，这也是发展多种形式的适度规模经营的基础。
但农地确权颁证工作在推进过程中也遇到了困难。据中央农村工作领导小组副组长、办公室主任陈锡文介绍，目前关于确权登记颁证以后的承包期年限是个很纠结的技术性问题，有些地方的承包证在承包期限一栏写着“长久不变”几个字，而这在法律和制度上都还没有具体规定。
目前，有关部门正在研究制定“关于落实农村土地承包关系长久不变的政策的意见”。据多位专家介绍，“农村土地承包关系要保持稳定并长久不变”这一概念是在十七届三中全会提出的。而随着二轮承包期时间即将到期，根据新的政策，特别是修订后的法律做出的规定来进行相应的制度安排在现阶段是必须优先考虑的课题。
农业部农村经济体制与经营管理司司长张红宇此前在接受《经济参考报》记者采访时也表示，关于什么叫土地承包关系“长久不变”及其法律表述的问题，农业部正在按照中央的要求，会同相关部门形成意见和报告。
产权集体产权将折股量化
作为社会主义公有制的重要形式，农村集体产权制度改革也是中国农村“十三五”期间的一部“重头戏”。
《经济参考报》记者此前获悉，政府正在研究制定“关于推进农村集体产权制度改革的意见”，其重点在于明确集体产权归属、赋予农民更多财产权利。在深化农村土地制度改革的同时，还将分类推进集体资产确权到户以及股份合作制改革，要求将农村集体经营性资产折股量化到每位集体组织成员身上。
在目前国务院部署开展的11项农村改革试点中，集体产权制度改革试点是一项重要内容。据了解，农村集体产权制度的改革从25年前就已开始。上个世纪八十年代，地处改革前沿的珠江三角洲一带，农村社区居民结构日趋复杂，同时集体资产的管理和收益分配矛盾突出，农民群众主动开展了各具特色的产权制度改革探索与实践。上个世纪九十年代后，北京、上海、江蘇、浙江等地也遇到同样的问题，相继进行改革试点。目前，全国范围内约有4.8%的村集体已经进行此类改革。
据悉，在土地制度改革逐渐深化的同时，农村集体产权制度还将分类推进集体资产确权到户以及股份合作制改革。对于集体经营性资产，将折股量化到组织成员，同时将健全农村集体资金、农村集体资产和农村集体资源等“三资”的管理监督和收益分配制度。
中国社科院农村发展研究所研究员李国祥说，价值在数万亿元的农村集体经营性资产是农村集体成员的一笔巨大财富，对这笔财产的处置，目前很多地区虽然已经有分红，但采取集体折股量化做法的并不多。这是考虑到在产权交易市场并不完善的现状下，集体成员一旦出现变动，会发生股权纠纷，而折股时也容易因为村干部权力过于集中产生猫腻。但总体来说，折股量化可以更好地解决集体资产盈利后的分配问题，更好地保障农民个人的财政权利。
价改农产品价格形成机制改革渐进推进
据韩长赋介绍，“十三五”发展方向是推进农业现代化，转变农业发展方式，继续保证粮食安全和主要农产品供给，以保供给、保收入、保生态为主要任务，继续深化改革、开拓创新、完善政策，进一步巩固农业基础地位，保持农业农村稳定发展好势头，为经济社会发展提供有力的基础支撑和保障。而具体而言，拓宽农民增收渠道，促进农民收入持续较快增长是其中一个重大课题，必须千方百计提高农业经营效益，广开农民就业门路，使农民收入年均增幅继续保持“两个高于”的好势头。
而对农业经营效益影响最大的因素就是农产品价格，其形成机制在“十三五期间”也将迎来大改。
据了解，针对下一步农产品价格改革方向，国家确定将用“分品种施策，渐进式推进”的方式完善价格形成机制，对不同品种实行差别化支持政策。其中，改进并继续执行稻谷、小麦的最低收购价政策；按照价补分离的方针，继续实施棉花、大豆两个品种的目标价格改革试点，注重发挥市场形成价格的决定性作用，通过市场价格信号引导生产，调节供求，并完善补贴发放办法；针对目前结余量巨大的玉米，将改革完善其收储政策。
多年来国内粮价因为受到托市收购和临储收购价的支撑，长期维持高位，进口农产品价格倒挂现象严重。2014年中国决定在部分地区试点施行棉花、大豆目标价格改革，而下一步，至少还会有玉米和油菜籽两大品种也将加入到价格市场化改革阵营之中。
对此，社科院世界经济与政治研究所所长助理宋泓表示，前几年我国农产品以收购保护为主，库存增长很快，也带动了国内生产的增长。因为我国一些农产品的国际竞争力以及国外对进口的限制，也很难通过大量出口的方式消化，累积的库存消化压力已经越来越大，放开农产品价格是一个解决问题的途径。不过，要协调好保护农民利益与市场顺畅运转有效运行之间的关系。
做好农业电视节目的要素分析 篇3
一、内容的准确定位是办好农业节目的根本
对农电视节目指的是专门面向广大农村受众,以农村观众为收视对象,从农村受众的视角报道“三农”(农业、农村、农民)及其他问题,力图关照广大农民的兴趣、愿望和呼声的对象性电视节目。该类节目具有强烈的针对性和鲜明的个性特色,在语言运用、题材选择、形式采用、主持人风格等方面都要充分考虑节目的特定收视对象——农民的兴趣、爱好、接受能力和接受习惯。农业节目,它的属性必须姓“农”。它必须定位在为农业服务这个根本宗旨上,牢牢把握正确的舆论导向,服从、服务于农业、农村、农民。
1、及时准确宣传党的对农方针政策
电视作为一种试听兼备、形象生动的现代大众传播媒介,有着其他媒介不可替代的优势。利用电视节目,把党和国家对农业的各项方针、政策,及时、准确的传达给广大农民,把农民的呼声、愿望反馈上来,在农村受众和各级政府间搭建一座沟通的桥梁,使党的农业政策更加深入人心,同时也给予农民以表达心声的机会。普及文化知识更新农民思想观念
2、提供形式多样、内容丰富的文化信息产品
中国地域辽阔,南北差异很大。分析农村受众的收视心理,无外乎求富、求知和求乐三种。由于多种原因,我国农村地区相对封闭,各种基础设施比较落后,农民获得信息资源的渠道相对狭隘。农民对文化信息产品的渴求,对电视从业者来说既是困难,也是机遇。因此,电视从业者要研究农村受众心理,强化服务意识,以内容丰富、形式多样的电视节目来满足不同层次受众的需求。
二、满足农民致富需要是办好农业节目的核心目的
根据国家有关部门的调查,在农村受众的收视心理中,获得信息实现求富梦想的愿望最为迫切。因此,提供丰富信息,满足农民致富需要,是办好农业节目的核心目的。由于农村受众相对较低的文化素质和判断能力,他们更多依赖于以电视为代表的现代大众传媒,在为农民提供相关信息时,应该注意一些问题。
1、政策性
在筛选信息、制作节目时,电视从业者首先应该以准确权威的姿态、通俗易懂的形式向农村受众宣讲国家以及地方政府有关农业、农村、农民的各种政策、方针和规定,使农民在从事生产经营的各项活动在法律法规许可的范围内进行。
2、真实性
真实是新闻的生命,更是农业节目的生命。通过电视媒体播出的实用技术、人物典型和各类致富信息,必须做到客观真实。绝不能把虚假的、未经核实的信息传播给农民。在策划选题、实地拍摄以及后期剪辑合成的各个环节,都要强化责任意识,依托相关涉农职能部门和农业专家,对所发布的信息予以核实认定,确保真实性
3、时效性
农业生产具有季节性很强的特点,所以在对农电视节目的选题策划和拍摄制作时,要充分考虑到季节的变化和农业生产的要求,在农业专家的指导下,根据气候和作物的不同情况,做出科学判断,提供合理的建议,并准确、及时把大量的农业实用信息传播给农民。
4、趣味性
电视传媒具有声画兼备、直观性强的独特优势。电视从业者在做到所办节目政策导向权威准确、涵盖信息丰富真实、服务功能全面广泛的同时,也要着力包装农业节目,增强趣味性,力争把节目办的让农民喜闻乐见、寓教于乐、潜移默化,让节目具有吸引力、凝聚力,引人入胜,不断吸引更多的受众群体。
三、从业者的素质是办好农业节目的前提
电视从业者的政治素质和业务素质的高低,是办好农业节目的关键。特别是节目主持人这个关键岗位,更要把那些热爱农村,乐于服务农民,有强烈事业心、责任感的主持人选用上来。
1、强烈的责任意识
在我国,对农电视节目与其他类型的节目相比,承载了更多的社会责任。因此对农电视节目的从业者包括主持人要有强烈的责任意识,从内心深处热爱农村、关心农村、真心为农民服务。以实际行动为国家早日解决“三农”问题、构建社会主义和谐社会做出独特的贡献。要在政治上无条件的同中央保持一致,遵守新闻纪律,注意职业道德。
2、朴实的工作作风
对农电视节目从业者面向农业、农村、农民,所拍摄的节目内容和采访的对象大多涉农,而现实农村的情况常常是交通不便,条件艰苦,给采访工作带来不便,因此要求经常深入农村的采编人员具有朴实的工作作风,注意倾听农民的意见、建议、呼声和要求,做到同农民兄弟打成一片,想农民之所想,急农民之所急,真正成为农民的贴心人、好朋友。
3、广博的知识基础
与其他类型节目不同,农业电视节目专业性很强。除了在选题策划、实地采访等节目生产环节中,经常涉及到较多的农业知识,对电视从业者提出了专业的要求之外,还要针对农民这类相对特殊的采访对象,在采访中应谙熟农民心理和思维习惯,并加以引导,方能取得较好效果;并且为保证节目的权威性和服务性,还要对国家以及地方各级政府的相关涉农政策等问题予以关注。
农业要素 篇4
关键词：国家现代农业示范区；竞争力；钻石模型；Panel Data模型；影响要素
中图分类号： F324 文献标志码： A 文章编号：1002-1302（2015）10-0569-04
研究国家现代农业示范区竞争力的目的不仅要分析各示范区竞争力评价结果，更重要的是要找出示范区竞争力的构成要素，进而找到提升示范区竞争力的方法。从本质上看，示范区竞争力与农产品竞争力及其他区域竞争力是不同的，这与示范区自身产业发展特点、示范区带动作用等因素具有紧密的联系。本研究在借鉴前人研究的基础上，对示范区竞争力的影响因素进行回归测算，分析其对示范区竞争力的正负向影响及其影响程度。郑会军指出了区域农业竞争力的影响与决定因素，认为农业区域竞争力决定于农业技术创新、农业生产结构与劳动者素质，但同时又受各区域自然资源、生态环境、基础设施与装备等因素的影响[1]。秦丽云对江苏省南京市农业产业竞争力从农业产业结构水平、结构竞争力、比较优势进行分析，将南京与江苏扬州、苏州农业产业结构专业化水平、产业结构相似系数比较，指出优化农业产业结构、加快农业科技成果转化等相关建议[2]。陈卫平等指出了我国农业竞争力综合评价的七大要素（规模竞争力、效益竞争力、基础竞争力、结构竞争力、现代化竞争力、成长竞争力和特色竞争力）和38项指标的评价体系，从不同侧面综合反映农业竞争力水平和态势，同时通过这一指标体系对全国31个省（市、区）的农业竞争力状况进行综合评价，定量描述出各省（市、区）农业在“全国一盘棋”中的位置和优劣势，为了解各省（市、区）农业发展的实际水平，提高其农业竞争力水平提供客观依据[3]。陈长民从生产要素与资源禀赋、市场需求条件、相关产业支持、产品发展结构与战略、同业竞争、政府与金融支持等方面，对西部区域农业综合竞争力进行评价，运用指标标准化与归一化处理等评价方法提出促进西部农业发展的相关对策[4]。
1 示范区竞争力构成要素测算
学者们对产业竞争力的评价一般是找到具有代表性较强、数据易得的指标作为因变量，以相关影响因素为自变量，运用合适的模型、方法进行分析，得出结论。本研究沿用上述分析方法，找到代表国家现代农业示范区竞争力的影响因素及替代指标，对示范区竞争力的影响因素进行分析。
1.1 数据来源
本研究所选用的非示范区数据主要来源于2010—2013年各省（市、区）、县（市、区）统计年鉴。本研究所选用的示范区数据主要是来源于农业部关于国家现代农业示范区申报材料、评审材料，现代农业示范区办公室关于考核示范区建设水平考核评价的相關材料，本示范区发展状况材料及调研材料、各省（市区）、县（市、区）统计年鉴等。
1.2 指标选择依据
对国家现代农业示范区竞争力进行综合评价，关键在于科学、合理、准确地选取评价指标和构建指标体系，本研究尽量选取能最大程度代表国家现代农业示范区竞争力的指标，降低相关系数，裁减掉对示范区竞争力影响程度较小的指标，以最少的数量最大程度代表示范区竞争力。本研究对示范区竞争力评价选取指标，不一定全部都能量化，所以有必要选取一些定性的指标对其中的变量加以控制，通过设定公共因子等方法对定性指标根据方差大小设定权重进行衡量，以达到科学、合理反映指标本身所代表的内容。指标体系的构建也要遵循一定的原则：（1）指标体系要简要、客观、准确。指标体系既要反映示范区当前客观发展状况，又要包括影响示范区竞争力的关键影响因素，全面概括影响示范区竞争力的各种指标，防止出现遗漏和多余，突出重点，使指标体系能从示范区竞争力不同角度，客观准确地体现示范区竞争力的实际状态。（2）指标体系要体现示范区竞争力的动态变化特点和发展趋势。国家现代农业示范区具有先进性、经济性、创新性和示范性，示范区竞争力评价指标体系要充分体现示范区特性，反映示范区竞争力变化趋势。（3）指标体系要体现针对性和可操作性，指标体现生产要素、需求条件、相关与支持性产业、企业战略结构和竞争状态、机遇、政府等钻石模型的基本条件，各部分指标要充分针对其主体竞争力，做到有理有据。评价指标从最大意义上代表示范区农业竞争力，指标统计口径一致，根据这些指标的数值进行相关计算对示范区竞争力进行相关评价。（4）定量指标和定性指标相结合。示范区竞争力的评价指标一般是定量指标和定性指标相结合，本研究尽量选取定量指标对每个指标进行量化，但是由于数据统计口径等原因，一些指标很难统计到，于是选用一些易得的定量指标对其进行替代分析。另外，对指标的处理，本研究设定必要的虚拟变量等定性指标来对示范区竞争力的某些变量进行控制，以便得出更真实有效的测评结果。（5）挑选合适替代指标。本研究选取的评价指标体系是在对波特模型进行修正的基础上，选取相应的替代指标进行分析，这些指标对钻石模型的代表性较强，对示范区竞争力的提升具有一定的促进作用。但相对于机遇指标，很难找到合适的变量进行量化分析，且示范区发展状况、政策变化等状况可视为大体上相同或者相近，在示范区之间的差异不大，所以本研究省略掉机遇对示范区竞争力的影响。
1.3 模型设定
考虑到本研究搜集的数据特点及数据处理的需要，结合国家现代农业示范区自身的发展特点，本研究选用面板（panel-data）数据模型来进行分析。模型设定如下：
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NACit=β1+β2ZONEit+β3NTAit+β4lAFAHFPit+β5PRCNIit+β6TPAMit+β7EIARit+β8CAit+β9AFWEit+β10LEit+β11LAFAHFPCit+εit。
（1）
式中：下标i代表示范区，t代表年份；NACit代表示范区农业竞争力；ZONEit代表示范区区位；NTA代表示范区国土面积；lAFAHFP为农林牧渔业劳动力人数；PRCNI为农村居民人均纯收入；TPAM为农业机械总动力；ELAR为有效灌溉面积占耕地面积比例；CA为耕地面积；AFWE为农林水事务支出；LE为国家级、省级龙头企业个数；LAFAHFPC为农林牧渔业消耗；εit代表随机误差项。
1.4 变量说明
1.4.1 因变量 国家现代农业示范区竞争力是一个极为复杂的综合概念，无论哪一个指标都不能完全代表示范区竞争力。这些因变量指标的选取是在结合示范区农业、工业、服务业综合发展实力，并结合示范区农业发展状况的基础上，选取对示范区农民生活、产业消耗及农业产生影响，体现示范区综合发展实力的代表性指标。
本研究选取农林牧渔业总产值作为代表，此处的农林牧渔业总产值指以货币表现的农、林、牧、渔业全部产品和对农林牧渔业生产活动进行的各种支持性服务活动的价值总量，它反映一定时期内农林牧渔业生产总规模和总成果。本研究的农林牧渔业总产值采用的是现价折算的农业产值。
本研究示范区竞争力的替代指标是选取农林牧渔业总产值，是一个宏观性的规模化指标，为了避免产生较大误差，本研究自变量指标也是选用规模化的宏观性指标进行回归分析。
1.4.2 自变量 自变量的设定主要是依据波特模型为理论基础，再结合示范区竞争力研究的需要，遵循合理、科学、有效的原则，对各影响要素的指标提炼、简化，并保留理论上对示范区竞争力影响较显著的指标进行分析。
1.4.2.1 生产要素 本研究将生产要素主要划分为人力资源和天然资源2个指标。（1）人力资源。示范区的劳动力从事行业较多，而对示范区竞争力产生作用的主要是从事农业的人口数，所以，根据波特模型理论，本研究设定人力资源指标用从事农林牧渔业的劳动力人数来代替，以此更能代表影響示范区农业竞争力的人力资源要素。人力资源用农林牧渔业人口数来代替（万人）。（2）天然资源。本研究假定示范区的耕地资源为示范区的天然资源。由于耕地为农业发展的基础性条件，是国民经济基础的基础。半数以上的示范区为产粮大县，多数示范区的主导产业以种植业或者涉及到种植业，所以，耕地更是种植业不可或缺的基本条件之一，耕地面积也是影响示范区农业发展的必要条件之一。天然资源用耕地面积（103 hm2）来代替。
1.4.2.2 需求条件 需求条件主要分为示范区市场大小和农产品市场化能力2个指标。示范区市场大小反映示范区的农业发展状况，即示范区农业发展市场需求，农林牧渔业每年的消耗值也反映示范区农业发展的需求。因此，示范区农业发展市场大小用示范区农林牧渔业消耗值（亿元）为代表。
示范区农业市场化能力反映示范区农业对其他区域乃至全国农业的影响力，这种影响力是一种潜移默化的力量，在无形与有形之中影响着示范区竞争力。本研究运用示范区国家级、省级龙头企业个数作为影响力的替代指标，因为国家级、省级龙头企业对其他企业、产业、区域具有很深的影响、号召力，具有一定的示范、引导作用，所以，用示范区国家级、省级龙头企业数（个）更能反映示范区农业发展程度与对外的影响力。
1.4.2.3 相关与支持性产业 相关性与支持性产业与波特钻石模型[5]有所区别，本研究对示范区竞争力定义为区域农业竞争力，因为相关支持性产业对其影响可以忽略，将该指标修改为相关性与支持性条件，分为其他产业带动和物质装备状况2个方面。
物质装备方面，本研究运用农业机械总动力（%）来衡量示范区基础设施机械化发展程度。基础设施对农业发展具有至关重要的基础作用，基础设施建设的好坏直接关系到农业发展是否稳定，所以引入该变量是非常必要的。
1.4.2.4 企业战略、结构和竞争状态 本研究将企业战略、结构和竞争状态定义为农业、农村的发展状态及水平，这种水平的评价可以依据农村居民人均收入水平（元）来评估，体现的是农村居民生活水平之间的差异，也是一种竞争和比较。
根据波特钻石模型理论可知，机遇和政府是影响竞争力的主要因素之一，由于制度改变、技术创新、成本突变、需求剧增、金融市场突变要素在示范区内发生变动较少，导致机遇产生的变动影响可以忽略，在此仅考虑政府的作用。
政府对示范区竞争力产生的影响，本研究主要是针对政府对于农业的支持力度和政府政策的鼓励支持等，但政府政策的支持不易量化，所以本研究仅采用政府对农业的财政支持来表示，本研究运用财政支农投入（亿元）来衡量政府对示范区的支持力度。农户自身发展具有一定的局限性，政府对农业的支持与否对示范区农业发展作用也是非常重要的。
此外，本研究对示范区竞争力的分析还考虑到了区位对其产生的影响。所以，本研究将示范区分为东、中、西、东北地区4个区位。其中，东部包括北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南等10个省（市），中部包括山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南等6个省，西部包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆等11个省（市、区，由于西藏自治区的2个国家现代农业示范区是乡镇级单位，本研究将其忽略不计，本研究非示范区的选取中也未列入西藏示范区的对照组县），东北部地区包括辽宁、吉林、黑龙江3个省。不同区位示范区发展水平差距较大，所以引入该变量。其中，东、中、西、东北地区的虚拟变量设定为1、2、3、4。
1.4.2.5 各影响因素描述性分析 对各示范区的各影响因素的描述性统计分析结果如表1所示。
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根据上述统计分析结果（表1）可以看出，示范区统计数据范围是2009—2012年，由于示范区面积等差异，示范区农林牧渔业总产值、农林牧渔业劳动力人数、农业机械总动力、耕地面积、农林牧渔业消耗值等差异较大，由于农业发展基础及农业发展速度的不同，农村居民人均纯收入、有效灌溉面积占耕地面积的比例产生较大差异，示范区国家级、省级龙头企业个数也因为示范区内企业发展状况的不同而不同。除了农林牧渔业消耗值与农业劳动力、农业机械总动力相关系数在0.7以上外，其余相关系数均小于0.7，各影响要素之间的相关性不大。
1.4.2.6 模型处理结果 根据模型（1），通过运用Stata 11.0分析软件，得出以下模型分析结果（表2）。
（1）总体回归结果。由方程的回归和检验结果可知，各解释变量对示范区变化的总体解释程度较高。多数解释变量的回归系数在0.01水平显著。通过上述回归结果和Hausman检验结果可知，拒绝差异是非系统性的原假设，固定效应模型相对较好。
根据面板数据模型的分析结果可以看出，农林牧渔业消耗值、农村居民人均纯收入、农林水事务支出、国家级省级龙头企业个数、农林牧渔业劳动力人数等对示范区竞争力在001水平上影响显著，国家级省级龙头企业个数在混合OLS和随机效应模型中对示范区竞争力影响显著，示范区面积、农业机械总动力在固定效应模型中对示范区竞争力在0.1水平上影响显著，区位、耕地面积和有效灌溉面积比例对示范区竞争力在0.1水平上影响不显著（表2）。
（2）分项回归结果。以示范区的区位和国土面积作为本研究中的控制变量，控制其他总量因素对示范区竞争力的影响，以免仅仅因为规模要素对示范区竞争力产生影响。示范区面积的回归系数为负，说明示范区竞争力随着东、中、西、东北地区顺序有逐渐减弱的趋势，随着示范区面积的增大而减弱。可能是因为示范区竞争力作为一个综合性指标，农业发展基础和农业经济发展水平会随着示范区所在区域的不同而不同。示范区越大，所消耗的基础条件、生产要素等都会有所增加，所产生的农业竞争力可能反而减小，但是这种趋势并非绝对。
从生产要素条件来看，在OLS回归和随机效应模型中，农林牧渔业劳动力人数、耕地面积对示范区竞争力的影响在0.01水平上显著，且影响系数为正值，说明隨着示范区从事农业的劳动力人数的增加，示范区竞争力提升，可能是因为随着现代农业的发展，机械化水平的提高，对劳动力生产要素的需求越来越少，而如今随着劳动力转移人数的增加，对从事农林牧渔业劳动力人数的增加而增加，即示范区竞争力随着劳动力人数的增加而提升。耕地面积的影响系数为正，虽然不显著，但也在一定程度上说明耕地面积对示范区竞争力的影响是正向的，保有一定数量的耕地面积对稳定示范区竞争力具有重要意义。
从需求条件来看，农林牧渔业消耗值和国家级、省级龙头企业数量在0.1水平上显著，且系数为正，说明二者对示范区竞争力的影响都是正作用。农林牧渔业消耗值代表着农业生产总值去掉农业生产中消耗掉的产值，是中间消耗的代表，在最小二乘估计和随机效应中其系数为1.991，说明农林牧渔业消耗增加一个单位，示范区竞争力会提高1.991个单位，说明农林牧渔业消耗对示范区竞争力的影响的重要作用，示范区农业发展在一定程度上依赖资源消耗。国家级、省级龙头企业代表本区域内的企业发展水平和示范区品牌影响作用，是示范区对其他区域影响力的代表性指标，其回归系数为正，说明示范区内国家级、省级龙头企业个数的增加对示范区竞争力的影响为正作用，龙头企业个数越多，示范区竞争力水平越高。
从相关性和支持性条件来看，农业机械总动力和有效灌溉面积比例对示范区竞争力在0.1水平上影响不显著，可能是因为农业机械总动力和有效灌溉面积比例作为农业基础设施的重要组成部分，是农业经济发展的基础，而对示范区农林牧渔业总产值的影响往往是不显著的，但是其对农业竞争力的影响是不容忽视的。
从示范区农业、农村发展状态来看，其对示范区农业竞争力的影响在0.01水平上显著，示范区农村居民人均纯收入的提高1个单位，示范区竞争力会提升0.000 55个单位，说明示范区农村居民生产、生活状态对示范区农业竞争力的影响较大。示范区农村居民生活水平的提高意味着示范区竞争力的提升。
从政府作用来看，示范区农林水事务支出对示范区竞争力的提升作用较大，示范区农林水事务支出增加1个单位，示范区竞争力就会大约提升0.321 2个单位。说明示范区农业竞争力的提升与政府的支持是分不开的，政府对示范区予以必要的支持仍是十分必要的。
2 结论
通过对示范区竞争力构成要素的面板数据模型分析最终得出，在控制了示范区的区位和国土面积的情况下，生产要素、需求条件、农业、农村发展状态政府作用对示范区农业竞争力的影响在0.01水平上显著，说明要提升示范区竞争力，需要从这些方面着手，有针对性地对其提出政策建议。相关性和支持性条件对示范区农业竞争力的影响作用相对不显著，并不能说明其对示范区竞争力的影响不大，农田水利及其他设施建设的好坏对示范区竞争力的提升作用影响也比较大，应找对突破口，为示范区竞争力的提升奠定基础。
参考文献：
[1]郑会军. 湖北省农业区域竞争力研究[D]. 武汉：华中农业大学，2010.
[2]秦丽云. 南京农业竞争力比较研究[J]. 农业与技术，2007，27（6）：1-6.
[3]陈卫平，赵彦云. 中国区域农业竞争力评价与分析——农业产业竞争力综合评价方法及其应用[J]. 管理世界，2005（3）：85-93.
[4]陈长民. 西部农业竞争力评价与发展对策研究[J]. 商业研究，2009（12）：149-151.
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细数农业电子商务的成功要素 篇5
星星之火, 可以燎原。分析当前农业电子商务领域诸多排头兵探索出的成功模式, 可以得出共性的规律:
建立电子商务网络交易平台
网络交易平台是电子商务的基础平台。互联网络已基本覆盖世界的每一个角落, 利用网络交易平台, 不仅能拓展产品的销售渠道, 还能够使服务更加多样化, 使用户享受更加完美的服务。平台可以自行搭建, 也可以借助阿里巴巴、淘宝等现有的主流平台, 当然其中各有利弊。采取自建网络交易平台模式, 可以更好地主导平台的结构、功能和内容, 可以更好地宣传推介自身的产品与服务, 但会在技术、成本等方面面临较高的门槛;相对而言, 加入主流平台更为简便易行, 无需过多的技术支撑和成本投入, 但很容易淹没在同一公共平台上浩如繁星的众多网店之中, “泯然众人矣”, 如何从同类网店中脱颖而出也并非易事。
送货上门, 物流信息全程监控
生鲜产品需要有完善的物流体系来支持, 确保订单下达时, 产品能够在最快的时间内运送到客户手中, 确保产品的鲜食度。生鲜产品对温湿度的要求较高, 所以要求供货商在运输途中全程对温湿度严格监控, 并且采用冷链配送。同时, 要对配送过程实施动态管理, 客户可以通过各种信息平台及时了解、掌控商品的配送动态、配送进度。
建立产品质量安全追溯体系
打造绿色餐桌, 对于日益注重一日三餐的消费者来说, 已经成为一种生活必需。农药残留、添加剂滥用等一个又一个食品安全事件的发生使公众草木皆兵。能够有效保证农产品的质量安全, 就成了电商赖以生存的金字招牌。应用现代信息技术, 可以通过二维码的形式, 为每一件农产品办理身份标识。利用手机扫描二维码或网上搜索, 就可以追溯每一件农产品的来历, 包括生产者、产地位置、品种类型、投入品情况、检验人员信息等等, 从而为消费者提供看得见、查得着、找得到的“食品安全承诺”!
凭借上述模式和手段, 在农业电子商务领域, 已涌现出诸多典型范例。
走进樱桃村
山东省日照市五莲县董家楼村拥有近千亩的樱桃树, 年产大樱桃2万多斤、小樱桃10万多斤。由于交通不便、消息闭塞, 往年樱桃主要靠外地商贩前来收购。商贩将价格压得很低, 大樱桃每斤10元, 小樱桃每斤仅2元左右。由于采摘成本较高, 大量的小樱桃无人采摘, 烂在山上。
2012年, 董家楼村开始尝试通过微博、论坛、QQ群、微信、淘宝等信息手段, 对本村的樱桃大力进行宣传。申请的新浪微博“走进樱桃村”开通不到一年, 粉丝就超过了一万人。村书记通过大众论坛发起的采摘游活动, 为村里引来了众多游客。村里还为本村的合作社开办了“大耳山樱桃店”淘宝网店, 在半年的时间内就达成交易100余次。
海南土鸡蛋
2012年春节后, 家住海南琼海长坡镇黄号村的李会革鼓动父亲负责养鸡, 他负责“养”微博。到了6月份, 鸡养大了, 早有准备的李会革在微博里广泛分享各种旅游、美食信息, 积累了上千粉丝, 之后便将微博更名为“@海南土鸡蛋”。
“能卖掉吗?”父亲很疑惑。出乎意料的是, 仅过了一个月, 他们就不得不发出这样一条微博“…由于近期网友订蛋太疯狂, 土鸡蛋供不应求, 产蛋量接不上来, 从现在起我们将暂停接单…”
土鸡蛋真的是火了。通过微博, 自家数百只鸡所产的蛋天天销售一空。借助微博, 父子两人又找到了一个新的家庭项目, 打开了一条新的致富门路。
农业要素 篇6
改革开放的30 多年里, 我国粮食产量由1978 年的3.05亿吨增长到2014 年的6.07 亿吨, 近年来, 我国粮食总产量更是实现“十一连增”。然而, 这种高增长的背后是农业的高投入, 1978~2013 年, 农业化肥使用量增长5.68 倍, 1991~2012 年, 农药使用量增长了1.36 倍。目前, 中国经济进入新常态, 经济增速换挡回落, 从过去10%左右的高速增长转为7%~8%的中高速增长。在新常态背景下, 作为国民经济基础产业的农业必须解决高投入、高消耗带来的生产效率不高和农业发展不可持续的问题, 全要素生产率可以有效衡量农业经济增长质量。农业综合生产能力的提高包含两部分:一部分是来自农业生产要素投入量的增长, 另一部分来自农业要素生产率的提高。一方面物质要素的投入不可能无限增加;另一方面增加物质投入必然会遇到边际报酬递减, 生产一味依靠增加物质要素投入不可能实现经济的持续增长。要想获得经济的可持续增长, 只能依靠生产率水平的提高。全要素生产率是农业持续发展的决定性因素, 研究中国农业全要素生产率的变动趋势, 探索农业经济持续增长的路径, 就显得十分重要。
二、文献回顾
众多学者从不同层面研究了各因素对农业发展的影响。Lin (1992) 证明家庭联产承包责任制对改革初期农业增长的贡献率高达46.89%。Fan (1991) 指出, 中国农业增长的一半以上是靠要素投入驱动, 并非靠农业全要素生产率增长。Stone (1993) 认为在中国改革开放期间, 主要粮食作物迅速而单一的增长源于对投入的增加。Lin (1992) 、Huang和Rozelle (1996) 都论证了提高购买性投入能解释大部分20 世纪80 年代到90 年代的大米、小麦和玉米产出的增长。Scott Rozelle和黄季焜 (2005) 研究大米、小麦和玉米的投入指数时指出粮食生产的投入变化是导致改革开放后近20 年产出增长的重要原因, 但是中国今后的粮食供给增长不能再像过去一样依赖于投入。赵芝俊和张社梅 (2006) 认为物资投入对农业产出的贡献已经进入平稳发展且增速减缓期, 中国农业以后想要实现持续增长必须从依靠投入转移到依靠全要素生产率提高上来。
不少学者研究了不同因素对农业全要素生产率的影响, Mc Millan et al. (1989) 和Lin (1992) 将改革初期的TFP增长归功于家庭联产承包责任制的实施。Stone (1993) 认为中国农业TFP大部分增长源于对投入的增加。 Benhabib和Spiegel (1994) 、Islam (1995) 、岳书敬 (2006) 等研究了人力资本会对TFP增长产生重要作用。石慧等 (2008) 研究了1985~2005 年中国地区农业生产绩效的动态表现时, 认为20 年来农业生产要素的流动是农业TFP增长波动的主要原因。李谷成、冯中朝和范丽霞 (2009) 考察农户全要素生产率与其耕地规模的关系, 认为农户全要素生产率与其耕地规模基本无关。朱喜、史清华和盖庆恩 (2011) 研究了农业生产的资源配置扭曲与TFP的关系, 得到要素配置扭曲对农业TFP确实存在显著的影响, 在不考虑技术因素条件下, 如果能够有效消除资本和劳动配置的扭曲, 农户的农业总量TFP有望再增长20%以上, 其中东部和西部地区农户改进的空间超过30%。
技术进步和技术效率增进对TFP的贡献上, 李静和孟令杰 (2006) 认为1978~2004 年我国农业TFP的增长主要是由技术进步推动的, 技术效率的下降对TFP的增长造成了不利影响。Haizhi Tong等 (2003) 于20 世纪90 年代中后期中国农业生产率的测算结果表明, 90 年代中期农业TFP增长很快, 之后出现了下降的趋势, 并且农业生产率的正增长得益于技术进步。全炯振 (2009) 运用了SFA方法估算1978~2007 年期间的中国农业全要素生产率年均增长率只有0.7%, 技术进步年均增长率为6.5%;而技术效率则年均增长率为-5.5%, 得到中国农业全要素生产率的增长属于技术诱导型的增长模式, 提高农业技术效率水平是中国未来提高农业全要素生产率的潜在动力。同样, 李谷成 (2009) 运用了DEA方法对转型期中国农业全要素生产率增长的时间演变和省区空间分布进行实证分析时, 认为转型期农业TFP增长较为显著, TFP增长主要由农业技术进步贡献, 技术效率状况改善的贡献很有限。余康 (2011) 研究表明技术效率的贡献率平均占到全要素生产率贡献率的81%, 说明技术效率比技术进步对我国农业劳动生产率地区差异的影响更大。匡远凤 (2012) 在研究1988 年以来的农业劳动生产率时, 认为技术进步、物质性要素投入和人力资本在总体上都促进了中国省份农业劳动生产率的增长, 而技术效率变化却阻碍了大部分省份的增长。
本文基于我国农业1978~2012 年28 个省份的面板数据, 利用DEA-Malmquist方法估算了我国全要素生产率。第一, 本文在考虑变量的选取上, 充分考虑了自然灾害对我国农业的影响, 在播种面积中减去了成灾面积;第二, 利用曼奎斯特指数系统地研究1978~2012 年中国农业全要素生产率的变动趋势和对我国农业经济增长的源泉做简要分析;第三, 本文集中分析各个时期对农业全要素生产率产生影响的主要因素;第四, 分析我国东、中、西部农业全要素生产率、技术进步、技术效率增进是否存在的差异。
三、模型
四、数据来源与变量选取
本文数据主要来自《改革开放三十年农业统计资料汇编》、《新中国农业60 年统计资料》、《中国统计年鉴》 (2007-2013) 以及各省统计年鉴。由于西藏、重庆和海南缺失数据太多而又无法用其他数据进行替代, 因而选取中国28 个省、自治区和直辖市的数据进行分析。本文采用的是广义农业口径, 农业指第一产业。
1、农业生产总值为第一产业实际生产总值, 以1978 年为基期, 用第一产业生产总值指数进行平减, 计算第一产业实际生产总值。
2、农业劳动投入, 准确地讲应该采用劳动者实际的工作时间, 但是对于农业劳动力的实际劳动时间没有准确的数据, 故本文选取第一产业从业人员人数作为衡量农业劳动投入的指标。内蒙古、湖北第一产业从业人员缺1979 年, 用1978 年和1980 年的平均值替代;天津第一产业从业人员缺1978~1984年, 用农林牧渔从业人员替代;黑龙江没用公布2011 年、2012年第一产业从业人员, 本文按照最近几年的下降趋势估计这两年的从业人员;甘肃第一产业从业人员缺1978~1982 年, 用农村劳动者替代 (通过数据比较, 本文发现农村劳动者比农林牧渔从业人员更适合, 1983 年第一产业从业人员为797.1 万人, 农林牧渔从业人员为584.1 万人, 而农村劳动者为802.8 万人) , 农村劳动者缺1979 年数据, 用1978 年和1980 年平均值替代;山东缺1979 年, 用农林牧渔从业人员替代。
3、土地投入, 由于我国复种、休耕、弃耕现象较为普遍, 与耕地面积相比, 农作物总播种面积能更准确地度量农业的土地投入, 因此选取农作物播种面积作为农业土地投入的衡量指标, 又由于我国是一个自然灾害频发的国家, 自然灾害对农业生产危害巨大, 给农业经济造成巨大损失, 所以本文考察了自然灾害对农业生产的影响, 在农作物播种面积上减去了成灾面积, 这样更好地衡量了真实的农业土地投入。
4、机械总动力:主要用于农、林、牧、渔业的各种动力机械的动力总和。
5、化肥投入:指本年内实际用于农业生产的化肥数量, 包括氮肥、磷肥、钾肥和复合肥, 化肥施用量要求按折纯量计算数量。
五、实证分析结果
1、表1 是利用DEA-Malmquist方法测量的1979~2012 年中国农业的全要素生产率及其分解。可以看出, 我国全要素生产率增长率总体呈现涨跌互现的波动情形, 特别是1991~2000年之间, 农业全要素生产率变动比其他时期都要剧烈。1979~2012 年, 农业全要素生产率年均增长3.3%, 技术效率增进年均增长-2.9%, 技术进步年均增长6.3%, 农业技术进步促进了农业的发展, 技术效率在农业生产过程中起的作用很小, 这与大多数专家学者的观点一致。同时也看到, 34 年里规模效率年平均下降1.4%, 中国农业的规模经营整体上没有进步反而出现倒退, 34 个年份中只有13 个年份规模效率为正, 且主要集中在改革开放的头几年和最近3 年。
改革开放以来, 农业全要素生产率变动较为剧烈, 整体上不存在明显的趋势。从变化上来看, 1979~1991 年间, 我国农业全要素生产率指数变化较为频繁;1991~1998 年, 我国农业全要素生产率指数变动幅度相对比较剧烈, 2000 年来, 农业全要素生产率指数依然波动变化, 但是波动幅度都大为降低。技术进步率和全要素生产率的变动方向基本一致, 但是技术进步率的变动幅度大于全要素生产率;1994 年, 技术进步率达到30.4%的顶峰, 全要素生产率和技术进步率在同一时间达到顶峰;2005 年, 技术进步率达到了又一个高峰, 为27%, 1983 年技术进步率最低为-3.5%。我国农业技术效率指数大部分处于1以下, 技术效率指数变化具有向下变动的趋势, 技术效率增进和技术进步变动的方向基本相反;2006 年技术效率增进最高为3.5%, 2005 年技术效率增进最低为-18.3%, 2005~2006 年技术效率增进变动幅度较大;34 年间技术效率增进为负的年份占到了67.6%。这表明我国农业普遍存在技术效率损失, 这与大多数学者的观点一致。 (表1)
2、依据估算结果对1979~2012 年我国农业经济增长源泉对经济增长的贡献做简要分析。从表2 中数据可以看出, 1979~2012 年我国农业TFP年平均增长3.3%, 而农业产值年平均增长6.41%, TFP对农业产值增长的年平均贡献率为51.48%, 农业技术进步和技术效率增进对农业的贡献率分别为98.28%和-45.24%。除1998~2002 年外, 农业TFP对农业的年平均贡献逐渐增大, 2008~2012 年出现稍微下降。关于农业技术效率增进对农业的贡献, 1979~1982 年由于改革农村的基本经营制度激发了农民的生产积极性, 技术效率增进对经济增长的年平均贡献为30.87%, 其余时间段, 技术效率增进对农业的年平均贡献都为负, 这也表明长期来我国农业普遍存在技术效率损失。相对技术效率对农业的影响, 在改革初期的1979~1982 年, 技术进步对农业的年平均贡献率为-5.18%, 此后的各时间段, 技术进步对农业的平均贡献率都为正, 农业技术进步促进了农业的发展。 (表2)
3、变动原因:改革开放初期, 农业TFP的提高是由于中国农村经济体制改革从根本上改变了农业的基本经营制度, 激发了农民的生产积极性, 极大的解放了生产力, 农业产出获得了巨大增长。1979 年, 农业TFP增长率达到3.9%, 可能是由于1980 年自然灾害和通货膨胀的影响, 在1980 年农业TFP增长率达到5.0%之后出现了下降;1979~1982 年技术效率增进的增长率为正, 1979 和1980 年农业技术进步率为正, 之后两年技术进步率转变为负。由于微观激励机制的改革主要改善的是农户的技术效率, 产出增长却是一次性的, 很难成为促进农业增长和增加农民收入的持续的源泉。
1983~1988 年, 由于农业经营体制的改革, 一方面提高了生产效率, 农村产生了大量的隐形剩余劳动力;另一方面农民拥有剩余索取权, 农村有了一定的资本积累, 这就为乡镇企业的发展提供了条件。1983~1988 年是乡镇企业快速发展时期, 乡镇企业吸收了大量农村剩余劳动力, 农民转移到收益更高的乡镇企业。这一阶段, 农业技术效率增进由1983 年的-0.3%下降到1988 年的-4.1%, 技术进步率由1983 年的-3.5%提升至1988 年的19.1% , 而1988 年农业全要素生产率增长率为14.2%。1985~1988 年机械总动力增长率达到9.7%, 说明农业劳动力减少促进了农业技术的进步。这一阶段全要素生产率的增长也要得益于农业经营体制的改革成果。
1989~1994 年, 由于20 世纪80 年代末期的经济过热以及城市经济体制改革的影响, 乡镇企业成为治理整顿首当其冲的对象。由于治理整顿的影响, 乡镇企业的数量和吸纳农业剩余劳动力的能力明显下降。农业TFP增长率由1988 年的14.2%下降到1989 年的-1.1%, 这种局面直到1992 年“南方谈话”后才有了根本改变, 1992 年和1993 年农业TFP增长率分别为1.1%和7.7%, 1994 年猛增到24%, 1992~1994 年农业技术进步率分别为8.8%、12.5%和30.4%。乡镇企业和私营企业的快速发展促进了农村剩余劳动力的转移, 农民的收入提高, 从而促进农业从业人员更多地采用节约劳动力的农业技术, 提升了农业生产的技术水平, 这一时期技术进步最快, 技术进步对农业全要素生产率的贡献巨大。
注:M (*) 表示曼奎斯特生产率指数, 即全要素生产率;TC表示技术进步指数;TEC表示技术效率增进指数;PEC表示纯技术效率增进指数;SEC表示规模效率增进指数。
1995~2004 年, 中国农业全要素生产率的变化可能主要是受到国企改革的影响, 改革中国工业过程中, 中国农业的发展必然受到整个宏观经济变化的影响。郑京海等 (2005) 和郭庆旺等 (2005) 研究全国全要素生产率时, 都表明1995~2000 年的全国的全要素生产率出现了下降, 认为这一时期全要素生产率下降是因为中国经济过早地进入资本深化过程。1995 年开始国企改革, 资本深化超过以往任何时期, 这一时期宏观经济逐步降温并在1998 年出现严重的通货紧缩, 我国经济出现生产能力全面过剩。整个国家的宏观经济也对农业产生了极大的影响, 在这样的背景下农业全要素生产率的出现大幅下降, 从1994 年的24%下降到1998 年的-9.9%, 达到1978 年以来的最低点, 这其中技术效率增进由-4.9%下降到-8.2%, 技术进步率由1994 年的24%下降到1998 年的-9.9%。这一时期全国和农业的全要素生产率都出现下降。郭庆旺等 (2005) 研究的全国全要素生产率和本文测量农业全要素生产率在2000 年都开始复苏。与此同时, 20 世纪90 年代中期国内世行自由化同时也伴随着贸易自由化, 大米和小麦隐形税收和补贴明显下降, 在1995~2000 年取消了农作物的大多数保护。自从2001 年开始, 大米和小麦的名义支持率已经接近于0 (黄季焜等, 2008) , 这也降低了农民的生产积极性, 从而加剧了全要素生产率的下降。而1999~2004 年中国宏观经济逐渐好转, 在这一时期农村又进行了税费改革, 农村税费改革使1999~2002 年期间农民收入增长了约40%以上, 而且也为促进农民增长提供了持续的激励 (周黎安、陈烨, 2005) 。在经济复苏和税费改革的双重作用下, 农业TFP增长率由1999 年的-4.7%增长到2004 年的5%。技术效率增进不断下降, 技术进步率由1999 年的-2.7 增长到2005 年的27%。总的来说, 这一时期为了适应更激烈的国际竞争而对产业进行升级以及减少对我国工业和农业的影响, 而对中国经济做出调整应该是影响全国TFP和农业TFP变化的主要原因。
2005~2012 年, 世界经济和我国经济的变化更加频繁, 通货膨胀和通货紧缩转变更加频繁。针对2003 年宏观经济过热, 2004 年开始紧缩调控, 2005 年经济开始降温, 2006 年、2007 年和2008 年上半年我国经济过热, 2008 年下半年爆发了全球金融危机, 我国2009 年陷入通货紧缩, 随着国家对宏观经济的调整, 2010 年和2011 年我国经济出现了复苏, 在2012 年时, 经济增速进一步回落。频繁的扩张和紧缩对我国的农业产生了巨大的影响, 每当我国经济出现好转时, 我国农业TFP就会出现增长, 经济陷入低谷时, 我国农业TFP增长就出现下降。这一时期年平均全要素生产率为5.4%, 高于34 年来3.3%的平均水平。
六、政策建议
本文运用非参数方法DEA, 测算了中国1978~2012 年28个省、自治区和直辖市的农业全要素生产率, 研究了农业全要素生产率的时序演进和空间分布的基本特征, 得到如下主要结论:
第一, 改革开放以来的34 年里, 中国农业全要素生产率变化波动较大, 但并没有发现其存在增长或下降趋势。1979~2012年我国农业全要素生产率年平均增长3.3 个百分点, TFP对农业年平均增长率的贡献为51.48%, 技术进步率为6.3%, 技术效率增进为-2.9%, 贡献率分别为98.28%和-45.24%, 农业技术进步对我国农业的发展起到了巨大的推动作用, 而技术效率增进对农业发展起的作用则很有限。
第二, 通过研究各时间段农业全要素生产率、技术效率增进和技术进步对农业的年平均贡献率时发现, 农业全要素生产率对农业的贡献逐渐增大, 并稳定在70%左右;农业技术效率只在改革开放初期对农业的贡献为正, 其余各个时期均为负, 而技术进步则相反, 改革初期贡献为负, 其余时期都为正。
第三, 从中国农业全要素生产率的时序演进和空间分布特征可以看出, 中国农业全要素生产率的变化与农业政策和农业经济的变化密切相关, 更是受到了国家宏观经济和世界经济的影响。每当经济繁荣时, 农业全要素生产率就迅速提高, 经济下滑时, 农业全要素生产率就会下降。
政策建议:当前中国经济呈现出新常态, 从高速增长转为中高速增长, 经济结构优化升级, 在要素驱动、投资驱动转向创新驱动的新常态背景下, 一方面粗放型的农业经济增长不可持续;另一方面食品安全越来越受到重视, 中国农业未来发展路径应沿着提高农业技术效率、发展绿色农业和现代产业前进。
参考文献
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兵团农业全要素生产率的测算分析 篇7
一、全要素生产率的概念与测算方法
(一)全要素生产率的相关概念
全要素生产增长率简称全要素生产率(Total Factor Productivity,TFP),是一个余值,最早是由诺贝尔经济学奖得主罗伯特·索洛提出的,所以又叫索洛余值。
经济增长的途径主要通过两种方式:要素投入的增加和提高生产率。一般认为,经济增长由劳动力、资本及广义技术进步推动。全要素生产率(TFP)是分析经济增长源泉的重要工具,是衡量一个地区经济运行状况、反映该地区技术进步或技术效率等方面水平的综合指标,反映在对经济增长的贡献上,表现为不能由要素投入增长来解释的产出增长部分。
(二)全要素生产率的测算方法
本文采用柯布―道格拉斯(Cobb-Douglas)生产函数模型。C—D生产函数在农业经济中基本形式表示为: Y=AKαLβMmNnμ (1)
式中:Y表示农业总产出,K表示资本投入,L表示劳动投入,M表示耕地面积,N表示农业机械总动力,α、β、m和n分别代表资本、劳动、耕地面积的产出弹性系数,A为效率系数,是广义科技进步水平的反映,μ为随机误差,代表了估计的误差水平。
将(1)式两边取自然对数,得到: lnY=lnA+αlnK+βlnL+mlnM+NlnN+μ (2)
对(2) 式进行回归分析可以得到α、β、m和n的估计值,然后用索洛的增长速度方程计算TFP。
全要素生产率增长率计算公式:
全要素生产率对产出的贡献率:
二、各要素数据来源及处理
(一)数据来源
本文选取的数据为1956—2008年,各项数据资料主要来自各年度的《新疆生产建设兵团统计年鉴》和《新中国五十年:新疆生产建设兵团卷》。为分析农业全要素生产率阶段性变动的规律,把研究时间大致分为1956—1970年、1971—1990年、1991—2000年及2001—2008年四个时期。
(二)相关数据的处理
1.产出值(Y)的确定。
本文测算的是农业全要素生产率,因此产出值(Y)选用的是农业总产出(万元)。
2.劳动投入量(L)。
是指农业生产过程中实际投入的劳动要素总量,可以用劳动者收入和劳动力人数两种方式来衡量。但在目前条件下,用收入来衡量劳动投入显然受到多种因素的干扰,数据真实性较差,而用人数来衡量,数据较完整、规范,不存在价格的调整。因此,选择农业(第一产业)从业人员数(万人)作为劳动投入指标。
3.资本投入量(K)。
应该由农业投入生产的固定资产存量+流动资产来表示,但由于我国的统计年鉴中没有反映固定资产存量和流动资产的统计数据,因此有些学者和统计工作者就用当年的固定资产投资额来代替资本投入量,这是不合理的,不能完全反映农业生产过程中投入的资本量。因此,我们用固定资产存量来代替资本投入量,采用永续盘存法测算兵团从1956—2008年以来的固定资本存量(万元)的数值,来进行全要素生产率的测算。 其计算公式为:Kt=(1-δ)Kt-1+It,其中Kt和It分别为t期的资本存量和固定资产投资,δ是几何折旧率。在使用永续盘存法时,几何折旧率和基年资本存量的估计和选用尤为重要。根据我国的情况,一般采用综合折旧率δ=5%,基期年的资本存量按照以下国际常用方法计算:K0=I0/(g+δ),其中g是样本期真实投资的年平均增长率,K0是基期年资本存量。
4.耕地规模(M)。
指农业生产过程中农作物的有效种植面积。考虑到兵团属于干旱区,耕地的质量每年变化较大,因此采用农作物播种面积(千公顷)作为衡量指标。
5.农业机械投入量(N)。
指农业生产过程中投入的农业机械总动力之和。本文采用兵团农业生产每年投入的机械总动力(万千万时)作为衡量指标。
三、兵团农业全要素生产率的测算结果与分析
(一)生产函数中参数的确定
通过对上述指标数据的分析整理,用最小二乘法可得(3)式的回归结果:
lnY=5.5017+0.1689lnK+0.0901lnL+0.5141lnM+0.2073lnN+0.0195t+0.7519AR(-1) (5)
(9.86)***(7.42)***(2.87)***(2.89)***(2.41)**(8.08)***(7.37)***
注:“***”表示1%的显著水平;“**”表示5%的显著水平;“*”表示10%的显著水平。
(二)统计结果的检验
1.R检验。
因为R=0.9915,接近1,通过检验,同时表明回归方程(5)式的拟合优度较好。
2.F检验。
因F值在1%的显著水平下显著,表明回归方程(5)式显著成立,说明可以通过线性方程来描述变量t、LnK、LnL、LnM、LnN与LnY之间的数量关系。
3.t检验。
通过相关参数的T检验值,可见,基本所有参数在1%的显著水平下都是显著的,因此回归方程(5)也通过了变量的显著性检验。
4.其他检验。
因DW=2.008,很接近2,所以回归方程(5)不存在一阶序列相关。另外,通过怀特检验发现回归方程(5)也不存在异方差问题。
因此,回归方程(5)通过了统计检验和计量经济学检验,方程成立。
(三)农业全要素生产率的测算结果
由式(5)得兵团农业生产函数模型为:Y=245.1K0.1689L0.0901M0.5141N0.2073e0.0195t (6)
1.根据各要素生产率的计算公式,计算出不同时期各生产要素的增长率,见表1。
从表1可以看出,1956—2008年兵团的农业全要素生产率有较大的增长,其中1956—1970年年均增长率为1.41%,2001—2008年年均增长率达到5.76%,增长了4倍。在此期间内,产出、劳动、耕地面积以及农业机械总动力都呈现不同程度的先下降后上升的趋势。与此同时,资本的增长率在1956—2000年间增长较大,但2000年以后呈下降趋势。
2.根据各要素贡献率的计算公式,计算出不同时期各生产要素的贡献率,见表2。
整体来看,1956—2008年兵团农业资本、劳动、耕地、农业机械以及TFP对农业产出的贡献率,都有不同程度的变化。
1.兵团农业TFP贡献率表现出明显的递增趋势。1956—1970年兵团农业TFP年均贡献率为10.49%,1971—1990年上升到32.49%,1991—2000年进一步上升到41.33%,到了2001—2008年已达到56.71%。整体上看,1956—2008年兵团农业TFP贡献率为35.02%。
2.兵团农业资本贡献率呈现先升后降的趋势。1956—1970年兵团农业资本年均贡献率仅有8.02%,1971—1990年资本年均贡献率上升到15.84%,1991—2000年资本年均贡献率进一步上升到41.88%。进入“十五” 时期以后,资本贡献率表现出下降趋势,2001—2008年资本年均贡献率下降到17.07%,达到56.71%。整体上看,1956—2008年兵团农业科技进步年均贡献率为35.02%。
3.兵团农业劳动贡献率一直偏低,且在1991—2000年间出现劳动年均贡献率为负的现象。如1956—1970年是农业劳动年均贡献率最高的时期,为8.91%,1971—1990年劳动贡献率下降到0.15%,1991—2000年进一步下降到-2.45%。进入“十五” 时期以后,劳动贡献率有所回升,2001—2008年劳动年均贡献率为1.03%。整体上看,1956—2008年兵团农业劳动年均贡献率仅有3.26%。
4.兵团农业耕地贡献率表现出先降后升的趋势。1956—1970年兵团农业耕地年均贡献率高达48.19%,1971—1990年下降为26.89%,1991—2000年耕地年均贡献率进一步下降到9.49%。进入“十五” 时期以后,耕地贡献率有所回升,2001—2008年资本年均贡献率上升到10.21%。整体上看,1956—2008年兵团农业耕地年均贡献率为23.89%。
5.兵团农业机械动力贡献率基本也呈现为先降后升的趋势。如1956—1970年兵团农业机械总动力年均贡献率为24.39%,1971—1990年农业机械动力年均贡献率为24.63%,基本没发生变化;1991—2000年农业机械总动力年均贡献率下降到9.75%。进入“十五” 时期以后,有所回升,2001—2008年上升到14.98%。整体上看,1956—2008年兵团农业机械总动力年均贡献率为20.38%。
四、结论及建议
从上述5个要素对农业经济增长贡献的变化趋势来看,1956—1970年兵团农业经济增长主要靠耕地面积的扩大来拉动,农业机械水平的提升也起到了较大的拉动作用;1971—1990年兵团农业经济增长主要靠耕地面积扩大、农业机械化水平和全要素三股力量共同拉动,其中全要素的拉动力最大;1991—2000年兵团农业经济增长主要靠资本投资和全要素两股力量共同拉动,其中资本投资的拉动力略强一些;2001—2008年兵团农业经济增长主要靠全要素拉动,农业经济增长一半以上是全要素带来的。
由以上的结论可以看出,兵团近几年的经济增长很大程度上是由全要素的增长带来的。全要素可以理解为技术进步,如果进一步提高技术进步与技术效率,兵团经济会有更大的发展。因此,本文提出一些政策建议来进一步促进兵团农业的发展。
1.努力提高科技创新和制度创新,进一步提升科技进步对经济增长的贡献份额。技术进步不仅体现在新技术的应用,更在于新技术的创造。新增长理论揭示了导致技术进步的源泉是知识的创造和利用,因此兵团要加大科技创新力度,同时提高兵团科技资源的利用效率,防止机器设备等大量闲置的现象发生。
农业气候要素对冬小麦生产的影响 篇8
农业气候是指直接影响农业,包括种植业的气候现象的变化规律的总和,农业气候及其气象要素的年际变化和分配对农、经作物的生产影响巨大。小麦栽培在我国历史悠久且分布地域广阔,由于各地气候条件和栽培机制不同,形成北方冬麦区和南方冬麦区,尤其是以干旱和半干旱为特点的北方冬麦区,温度、降水、日照等气象要素在时空上的分配直接影响这些地区的小麦生产。现就农业气候对冬小麦生产的影响做一些简要分析。
1 温度对冬小麦的影响
温度是描述农业气候中热量资源的基本单位。从农业生产角度讲,温度高度在某一时段的叠加———积温,是刻画农业生产过程中的热量积累程度,热量强度及其时空分布状况。表现在冬小麦生产中,它有几个重要的界限指标。
1.1 农业界限温度
农业界限温度则是在作物生育期内日平均气温稳定通过的主要温度。北方农作物生长的常用界限温度及其生产意义,见表1。
(℃)
常说的一年四季,天文四季是以“立春、立夏、立秋、立冬”四立为起点,各季节时间均等;气候四季通常是以3—5月为春季,6—8月为夏季,9—11月为秋季,12—翌年2月为冬季;而农业四季则是以平均气温0℃和20℃两个界限温度作为指标来划分的。由于各地区的地理位置不同,依次划分的农业四季的长短也就不一。对于农业生产而言,农业四季的优越性在于划分的时段有明确的农业气候意义。
1.2 积温
温度的高低及其在某一界限温度内的累加积温度,即是农作物生长期所需热量的源泉,见表2,是0℃和20℃界限温度期间对北方冬小麦重要生长时期产生的物候意义。
由于近20年来全球气候的诸多变化,北方冬小麦生产区的温度年变化差异也逐现较大,见表3,是长治地区0℃界限温度时段比较。
2 降水对年冬小麦的影响
降水指大气降水,是农业水资源的主要来源,是指未经蒸发、渗透、流失的降水在水平面上的积聚深度,通常以毫米为计量单位。长治地处黄土高原东南部,属季风气候,群山环绕,山脉走向与大气环流的流动方向几乎垂直,所以此地区降水有以下特征:一是降水量的季节分配不均匀;二是降水量的年际变化大;三是喜雨日少,降水强度大。农业上的喜雨日是指降水量大于等于10 mm的降水日,其降水可渗入土壤10 cm左右。但此雨仅占全年降水日的20%,而春季(3—5月)仅为2～3 d。
3 日照对冬小麦的影响
日照时数是指太阳在某一地区实际照射地面的时数。日照百分率是日照时数与可照时数(即太阳中心从出现在东方地平线到进入西方地平线,其直射光线在无任何遮蔽的条件下所经历的时间)的百分比。日照时数的多少,不仅与该地区所在纬度和太阳高度角有关,而且与天空中的云量以及四周遮蔽情况的不同而差异。冬小麦在后期生长中对日照要求较多。
农业要素 篇9
1 农业产出与要素投入之间的相关性分析
相关性分析是指对2个或多个具备相关性的变量元素进行分析, 从而衡量2个变量因素的相关密切程度。表1是江苏三大区域农业生产总值与农业从业人员、农业机械总动力、化肥施用量、农村用电量、农作物总播种面积的相关系数。
注:表中数据根据《江苏统计年鉴 (2004—2012年) 》提供的相关数据计算得出。
1.1 苏南地区要素投入情况
从表1可以看出, 苏南地区农业经济的发展与农业从业人员数、化肥施用量等传统要素投入呈负相关关系, 而与农村用电量等现代要素呈正相关关系, 表明苏南地区农业的生产更加依赖于电力、科技和资本要素, 农业发展模式进入较高水平。此外, 与苏中和苏北相比, 苏南的土地集约利用的程度更高, 苏南地区农业生产总值与农作物总播种面积的相关系数是最低的, 基本上已经摆脱对土地的依赖。
1.2 苏中地区要素投入情况
从表1可以看出, 苏中农业生产总值与农业从业人员数量和化肥施用量都呈负相关关系, 而与农业机械总动力呈正相关关系, 说明苏中的农业生产劳动力和化肥等要素已不是主导因素, 但是还尚未摆脱机器化操作阶段, 机械化的普及正在取代劳动力, 这也是我国东部地区大部分农业生产正在经历的过程。从农业产值与农作物播种面积的相关系数看, 苏中地区农业生产对土地要素投入存在依赖, 但依赖程度偏低。
1.3 苏北地区要素投入情况
从表1可以看出, 苏北地区农业生产总值仅与农业从业人员投入这一要素呈负相关关系, 与农业机械总动力、化肥施用量及农村用电量都呈正相关关系, 这说明农业的发展处于较低级阶段, 虽然摆脱了对劳动力投入的依赖, 但对其他传统要素依赖性比较高, 与机械投入的相关性系数达到0.98, 与化肥施用量的投入相关性也超过了0.7。这种农业生产方式是我国中西部地区农业发展正在经历的过程, 是农业发展方式转变的一个必然阶段。从农业产值与农作物总播种面积的相关系数 (系数值为0.95) 看, 苏北地区农业生产对土地要素投入存在高度的依赖。
2 农业生产要素投入之间的变动趋势分析
苏南、苏中和苏北地区农业发展处于不同的阶段, 要素投入的转变规律存在差异, 下面分区域对其要素投入的变动进行分析。
2.1 三大区域农业生产土地的投入情况
苏南、苏中和苏北地区在2002—2011年的农作物播种面积变动情况显示 (图1) , 土地供给总量几乎不可调整, 只能通过集约化利用, 提高使用效率, 尤其是苏南地区表现的较为明显, 苏中和苏北地区近10年来基本保持不变。
2.2 三大区域农业从业人员变动情况
一般来说, 随着机械化水平的不断提升, 机器的作业会逐步取代手工劳动, 这是专业化分工的必然趋势。传统农业生产更多地是依赖劳动力的投入, 现在农业更多地依赖劳动力以外的要素, 劳动力投入呈现出下降的趋势[2]。苏南、苏中和苏北3个区域的农业发展都表现出这种下降的趋势 (图2) 。
2.3 三大区域农业机械化水平提升情况
2002—2011年, 苏南、苏中和苏北地区的农业机械动力投入变动情况显示 (图3) , 3个区域整体呈上升趋势, 尤其是“十一五”期间, 农业机械动力投入从不足1 500万k W上升到超过2 500万k W。苏中和苏北地区的增长则保持稳定, 投入的后续动力不足。
2.4 三大区域农业农村用电量变动情况
农村用电量最能体现农业生产现代要素投入情况。2002—2011年, 苏南、苏中和苏北地区农村用电量变动情况显示 (图4) , 3个区域在过去10年间总体保持增长的趋势, 但是苏南地区增速要明显高于其他2个区域, 从2002年的300亿k W·h上升到2011年的接近1 150亿k W·h, 增长了约2.8倍。苏中和苏北的增长趋势基本保持一致, 但在电量使用上远低于苏南地区。
3 结论与建议
相关性分析结果表明:苏南地区农业生产要素投入是以电力、科技和资本等现代要素为主导, 较为接近现代农业发展方式;苏中地区农业生产要素是以农业机械投入为主导, 处于传统农业向现代农业过渡的一种发展方式;苏北地区农业生产要素是以土地、化肥等传统要素为主导, 尚处于传统农业阶段。三大区域要素投入的变动趋势分析表明, 苏南地区在现代要素投入增长上要高于传统要素, 农业生产基本上摆脱了劳动力、土地等传统要素的限制, 科技、电力、资本等现代要素的引领作用更加明显。因此, 苏南地区农业发展经验可以为苏中和苏北提供借鉴。对苏中和苏北地区农业发展具体路径有如下建议:首先构建与农业生产总量相匹配的要素投入机制, 在农业产量达到一定水平时, 适当增加现代要素的投入, 提升农业生产效益;其次对苏北地区要提升机械化水平。机械化水平低是目前制约其农业快速发展的重要因素, 对苏中而言, 要提高农业种植的信息化水平;再次三大区域都要提升农业发展科技水平, 采用现代农业培育和生产技术, 摆脱对化肥等有污染性要素的投入, 发展绿色农业, 既能适应新形势下市场需求, 又能保证美丽的生态环境[3,4]。
摘要：发展现代农业, 加快农业现代化的核心在于转变农业发展方式, 而发展方式转变的关键是要素投入方式的转变。基于2002—2011年农业发展数据, 利用相关性方法对江苏境内三大经济区域的农业生产要素投入情况进行分析, 从而得出农业发展不同阶段要素投入方式转变的规律, 以为促进江苏省农业生产提供参考。
关键词：农业发展,要素投入,相关性,区域差异,江苏省
参考文献
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