淮安市建設品牌農業的影響因素分析

摘要:采用庫柏—道格拉斯生產函數對淮安地區農業生產能力進行估測，分析影響淮安市品牌農業發展的主要因素，并提出相應的建議。

關鍵詞：淮安市；庫柏—道格拉斯生產函數；品牌農業

中圖分類號：F320.1文獻標志碼：A文章編號：1673-291X（2010）36-0041-02

農業生產能力的形成，主要是依靠多要素投入的集聚效應，現代經濟學研究的一個重要的領域就是探討何種要素的投入導致農業生產能力的提升。農業生產的多要素包括自然環境要素、物質投入要素和社會投入等。本文利用1999—2008年的統計資料，對影響淮安地區農業能力構成的要素進行估測分析。

一、研究方法

根據Cobb-Douglas生產理論，產出的增長主要取決于投入要素的增長和技術的進步。農業生產同其他產業一樣，其產出也主要是由投入的要素和相應的技術經濟條件所決定的。作為傳統的生產要素是土地、勞動、資本和管理，每個地區擁有的生產要素的數量不同，在產品生產方面的優勢也不同，因此，通過分析各種要素對產品產出的影響，判斷哪些要素能夠使產品具有比較優勢。一般說來，農業生產的投入要素主要包括農業勞動力L，農業資金K，農業土地A等。作為農業生產函數就是表示農業產出量與農業各投入要素之間數量關系的一種函數。利用農業生產函數，可以估測各項投入要素和農業轉換效率對農業產出的影響程度，從而判定各種要素對農業產出的影響。

多要素的農業生產函數形式如下：

Q=AXα11#8226;Xα22…Xαpp

其中，Q為農業產出量；A為農業轉換效率系數，A>0；Xi為第i項農業投入數量，αi為第i項農業投入的彈性系數；P為投入要素的總項數。農業投入的彈性系數通常是指在其他條件不變的情況下，某項農業投入數量變動1%，農業產出量變化的百分數。

二、研究步驟

1.采集實際統計數據，包括各項納入分析范圍的所有指標的基礎數據。

2.利用最小二乘法對農業生產函數進行統計擬合，求解參數αi（i= 1，2，…，p），為了測定農業轉化效率對農業產出的作用程度，我們必須假設生產函數是一階齊次的，使得αi＝1。因此，在估計出參數αi（i=1，2，…，p）之后，求出的參數之和αi，可能有下列三種情形：

αi＞1，具有遞增的比例報酬。

αi＝1，具有固定的比例報酬。

αi＜1，具有遞減的比例報酬。

這是C—D生產函數的一種改進形式，它僅能描述在恒定的技術水平下，農業生產要素與產出量的關系，所以若αi

≠1，則需對參數進行調整，令α′i＝αi／αi＝1，式中α′i作為調整后的參數，其和為1。

3.計算研究期間農業產出年平均增長速度，用Q′表示，計算方法采用累計法，即以各年水平的總和同基期水平對比來計算每年增長（或下降）速度。同期各投入要素的年平均增長速度用X′i（I=1，2，…，p）表示。在此基礎上，利用各投入要素的彈性系數分別乘以相應投入要素的年平均增長速度，求得各投入要素增長對農業產出的貢獻份額，分別表示為α′i#8226;X′i（I=1，2，…p）；最后，利用增長速度方程測定農業轉換效率的提高對農業產出增長的貢獻份額，即:A′=Q′-α′i#8226;X′i。 式中A′i為轉換效率提高對農業產出增長的貢獻份額，它表示除生產要素X1X2…Xp外，其他要素對產出量的貢獻份額；α′i#8226;X′i是所有要素投入對農業產出增長的貢獻份額。

4.為了了解各要素對農業產出增長的相對程度，可以計算各要素對農業產出增長的貢獻份額占農業產出增長的比重指標，通常稱其為作用程度，計算公式如下:

Ｅi=×100%I=1，2，…，pEA= A′/Q′×100%

式中Ｅi為第I項投入要素對農業產出增長的作用程度；EA則是農業轉換效率對農業產出增長的作用程度。

三、淮安地區建設品牌農業主要投入要素的分析

在前述方程中，選取三項因素作為投入要素：分別是農業勞動力，耕地面積和農業機械總動力。分別用X1，X2，X3表示； 產出指標為農業總產值，以Y表示，相應的農業生產函數表示為：Y=AXα11#8226;Xα22Xα33，為了估計模型，兩邊取對數，得 log Y= log A+α1logX1 +α2logX2+α3logX3，由此設計量模型為

log（）=0+1log（x1）+2log（x2）+3log（x3）

根據江蘇省統計年鑒2000—2009年，抽取相應的資料進行分析可知： AR=0.9374 DW=1.9487 F=113.36

由于α1＋α2＋α3＝1.700302＞1，具有遞增的比例報酬，所以需要對參數值進行調整，調整后結果為：

α′1=α1/（α1＋α2＋α3）= 0.128

同理可知：

α′2= 0.139 α′3=0.733

根據上述各表中的統計數據可以計算出，農業投入產出各要素的年平均增長速度分別為：農業總產值年平均增長速度為4.97%，農業勞動力年平均下降速度為3.77%，農業可耕地面積年平均下降速度為0.22%，農業機械總動力年平均增長速度為4.65%。因此，可知農業總產值年平均增長中: 農業勞動力的貢獻份額為0.48%，農業可耕地的貢獻份額0.03%，農業機械總動力的貢獻份額為3.41%，因此農業轉化效率提高對產出要素的貢獻份額為1.05%。各要素對農業產出增長的作用程度分別為: 農業勞動力的作用程度為9.66%，農業可耕地的作用程度為0.6%，農業機械總動力的作用程度為68.61%，農業轉化效率提高對產出要素的作用程度為21.13%。

由上述計算結果可評估淮安地區農業生產的基本狀況:（1）α1＋α2＋α3＝1.700302＞1，說明淮安地區的農業生產處于報酬遞增階段，而且遞增的幅度很大，各要素基本上能夠協調一致發揮作用，農業產出穩定高速增長。（2）α1=0.21735，說明在其他條件一定的情況下，農業勞動力的投入每增加1%，農業產出可增加0.21735%；α2=0.237091說明在其他條件一定的情況下，農業耕地面積每增加1%，農業產出可增加0.237091%；α3＝1.245861，說明在其他條件一定的情況下，農業機械總動力每增加1%，農業產出可增加1.245861%；由于α1和α2均小于1，說明農業勞動力和可耕地的投入處于農業生產函數的第二階段；由于α3大于1，說明農業機械總動力的投入處于農業生產函數的第一階段。（3）1999—2009年期間，淮安地區農業增長主要依靠農業機械總動力的投入和相對較高的農業轉換效率。農業可耕地的增加對農業產出的作用最小，結合實際情況，筆者的理解是農業可耕地的面積實際增加的可能性比較小。農業勞動力的增加對農業產出的作用比較低，勞動力的年平均速度是下降的，說明農動力已不是提高農業產出的主要因素，農業機械總動力作用程度最大，說明目前淮安地區的農業生產需要增加更多的資本投資，提高農業機械化水平。此外，比較大的農業轉換效率的作用，說明當今的農業生產需要增加更多的科技含量，把科學技術物化在生產資料和勞動者身上以及擴大市場意識，品牌意識來增加農產品的價值。

四、結論

綜上所述，淮安地區的農業生產中勞動力的投入和可耕地的增加對農業產出影響不大，需要增加資本投資，擴大農業經營經營和提高農業生產的技術含量，應用科學技術來指導農業的生產與管理，促進淮安地區品牌農業的發展。

參考文獻：

[1]章牧.東南沿海地區特色農業評價與信息技術示范——以閩東南地區為例[D].福州:福建師范大學，2002:103-116.

[2][美]D#8226;蓋爾#8226;約翰遜.經濟發展中的農業、農村、農民問題[M].林毅夫，趙耀輝，譯.北京:商務印書館，2005:45-56.

[3]江蘇省統計局.江蘇省統計年鑒:2000—2009年（電子版）[EB/OL]，2010-01-06.

[4]謝向英.全球化背景下的中國品牌農業發展研究[J].科技與產業，2009，(1).

[5]楊國濤，拜發奎，艾莉.利用C-D函數對寧夏農業綜合生產能力影響因素進行實證分析[J].農業系統科學與綜合研究，2001，(2):103-105.

[6]張曉峒.計量經濟學基礎[M].天津:南開大學出版社，2001.

[責任編輯 劉嬌嬌]