佳木斯市農業結構主要影響因素灰色關聯分析

時悅，奚萌

（黑龍江八一農墾大學經濟管理學院，黑龍江 大慶 163319）

0 引言

農業結構問題是我國現代農業發展的主要問題之一，科學的農業結構對農業經濟發展具有至關重要的作用。農業結構不合理會對農業發展產生諸多不良的影響，包括阻礙農業市場化，影響農業產值提升，使要素配置效率低，以及降低農業生產效率和農民收入等。調整農業結構可以促使農業內部各部門之間的關系日趨合理，提高要素生產率，完善農業制度，減少供給約束和抑制，為市場創造需求，推動農業經濟快速發展。影響農業結構的影響因素有很多，包括自然資源環境、政府政策、勞動力素質等，不同的地區之間，其農業結構的影響因素也不盡相同，要調整好農業結構就要充分了解當地的農業發展現狀，根據當地所處的農業資源環境，抓住問題產生的主導因素，這樣可以更有效地解決問題。

曹永輝認為農民素質提高會更易于接受農業科技[1]。雷瑛認為促進農產品的深精加工對農業經濟發展具有重要的作用[2]。代斌、王萍萍、崔宇明研究發現提高城鎮化水平會促進農業部門內部結構調整，優化配置農業資源和農業產業結構，并證明了山東省城鎮化在農業產業結構調整中起到了促進作用[3]。紀志耿認為市場需求對農業結構調整有重要的引導作用，在消費者需求方面，由于人民的生活水平提高，人們要求市場提供更高品質的農產品，為了迎合市場需求，農民需要調整農業結構以配合人們對高品質農產品的需求，例如提高植物油和畜產品在農產品當中的占比和增加優質大豆的供給[4]。姜長云、杜志雄認為政府在農業結構調整當中起到了重要的作用，制定合理的農業政策會引導農業結構朝正確的方向調整，但由于實施的方法和方式不正確，容易與政府部署的工作和決策行動的初衷相偏離，無法從根本上改變農業結構，由此需要注重建設體制機制[5]。因此，探究佳木斯市在多項影響因素綜合作用下對農業結構影響的尤為重要。故作者根據對以往文獻的研究，結合當地現實狀況，分析影響佳木斯市農業結構的主要影響因素，以及各影響因素與農業總產值之間的關聯度，對佳木斯市農業結構調整方向提出針對性建議，以期對佳木斯市農業結構調整提供參考。

1 相關性分析

1.1 數據來源

根據所選取的影響因素指標，通過對《黑龍江統計年鑒》的查閱，整理出佳木斯市2008～2017年的相關數據進行分析。

1.2 指標體系構建

根據對佳木斯市歷年農業資料統計結果總結，佳木斯農業總產值中種植業和畜牧業總產值占比較大，且未來佳木斯農業發展主要工作方向以種植業和畜牧業為主，所以本文以種植業總產值和畜牧業總產值占農業總產值比例代表農業結構為研究重點。由于影響農業結構的因素比較多，根據對相關參考文獻的總結歸納[6-10]。本文設定10項影響因素（見表1）作為構建灰色關聯模型參考指標。考慮到部分年份耕地面積統計數據欠缺，故本文用農作物播種面積替代耕地面積進行測算。

1.3 灰色關聯度分析

由于指標之間計量單位和數量級不同，使各指標之間數據不可比。為了解決這一問題，首先采用數據標準化，利用標準化后的數據進行分析，本文采用的是初值法，見公式1。

根據標準化后的數據，設種植業和畜牧業總產值占農業總產值比例作為因變量X0，并將其作為參考序列，設10個影響因素為自變量Xi(t)，(i=1，2，3…11，t=2008，2009…2017 年）并作為比較序列進行計算Δi(t)。見公式2。

表1 構建灰色關聯模型的農業結構影響因素的準則層和指標層與編號

利用（公式1）和（公式2）的計算結果，求出二級最小差minimini｜x0(t)-xi(t)｜和二級最大差maximaxi｜x0(t)-xi(t)｜，使minimini｜x0(t)-xi(t)｜ =0，maximaxi｜ x0(t)-xi(t)｜=2.128，在灰色關聯系數計算公式中 是分辨率系數，取值范圍在0＜ρ＜1之間，為了使關聯系數具有顯著性差異，通常取值ρ=0.5，構建如下公式：

由于計算出來的關聯系數多達10個，導致信息比較分散，此時需要取關聯系數的平均值構建關聯度。根據（公式3）得出的10個影響因素的灰色關聯系數，根據關聯系數計算各影響因素與農業總產值之間的關聯度，其中n=10，代表數據采用時間為10年，其關聯度公式如下。

先計算經過初值化后各影響因素與農業總產值的差值絕對值（表略），再根據差值絕對值計算各影響因素的關聯系數以及其與農業總產值之間的關聯度（表2）。

表2 農業總產值與各影響因素的關聯度（ri）

1.4 結果分析

依據灰色關聯度結果顯示，對各影響因素關聯度進行從大到小進行排列：城市化(ri=0.9693)＞農作物播種面積(ri=0.9658)＞化肥施用量(ri=0.8374)＞農林水事務支出(ri=0.7801)＞農村用電量(ri=0.7467)＞勞動力文化水平(ri=0.7099)＞人均可支配收入(ri=0.6512)＞農業機械總動力(ri=0.6478)＞人均GDP(ri=0.6322)＞水資源總量(ri=0.5654)。灰色關聯度ri＞0.85表示關聯非常，處于0.7～0.85之間表示比較高，0.6～0.7表示一般，0.5～0.6表示勉強，小于0.5表示關聯較弱。通常關聯度大于0.7表示自變量與因變量之間影響較大，所以提取關聯度大于0.7的6個影響因素進入多元線性回歸模型進行進一步分析。

2 線性回歸分析

2.1 構建多元線性回歸模型

構建多元線性回歸模型，將農業結構作為因變量，記為Y，城市化（X1）、農作物播種面積（X2）、化肥施用量（X3）、農林水事務支出（X4）、農村用電量（X5）、勞動力文化水平（X6）作為自變量，建立多元線性回歸模型進行實證分析。多元線性回歸模型的一般形式如公式5。

其中β0是常數項，β1、β2…βn為偏回歸系數，n為自變量數目，μ為隨機誤差。

2.2 實證分析

利用spss19.0軟件，將2008～2017年《黑龍江統計年鑒》時間序列數據對農業結構的影響因素用直接進入法進行回歸分析，分析結果顯示R2=0.996，調整過后的R2=0.989，0＜R2＜1，越接近1表示擬合效果越好，結果顯示本文選取的自變量可以解釋因變量99%的變化，表示估計的模型對觀測值的擬合效果非常好。DW值為2.773接近2，表示不存在明顯自相關。根據方差分析結果得出F=132.661，P=0.001＜0.05，通過了F檢驗，表明該模型中各影響因素對農業結構具有顯著的影響。VIF＜10，表明各個影響因素相互獨立，不存在共線性問題。T值檢驗結果中只有農村勞動力文化水平P=0.246大于0.05，沒有通過T檢驗，其余五項指標均在5%顯著水平下通過了檢驗（見表3）。由此得到各影響因素與農業結構之間的函數表達方程：Y=90.025+0.299x1-0.048x2-0.267x3-0.069x4+0.7x5。

表3 模型中各影響因素對農業結構影響T值檢驗結果

2.3 結果分析

通過回歸方程可以看出，城市化和農村用電量與農業結構之間呈正相關，城市化每增加1單位，種植業和畜牧業總產值占農業總產值比例將會增加約29.9%，農村用電量每增加1單位，種植業和畜牧業總產值占農業總產值比例將會增加約70%。農作物總播種面積、化肥施用量和農林水事務支出與農業結構呈負相關，農作物總播種面積每增加1單位，種植業和畜牧業總產值占農業總產值比例將會減少約4.8%，化肥施用量每增加一單位，種植業和畜牧業總產值占農業總產值比例將會減少約26.7%，農林水事務支出每增加一單位，種植業和畜牧業總產值占農業總產值比例將會減少約6.9%。從近些年的成本收益數據來看，農產品的成本升高是農作物總播種面積增加而農業總產值降低的主要原因，政府應適當的降低農產品成本，降低種子價格。注重化肥減施，過度的投入化肥并不能帶來較高的農產品收益，首先不利于土地質量提升，造成土壤板結，其次過度的使用化肥會降低農作物產量和質量，不利于食品安全。最后政府對農業的投入應該適度，過度的資金投入不利于農業經濟良性循環，應該以市場為導向，政府適當的扶持。

3 總結

根據對研究結果的分析發現，由于與農業結構關聯度較高的影響因素是城市化、農作物總播種面積、化肥施用量、農林水事務支出和農村用電量這五個因素，所以調整佳木斯市農業結構需要從這五個方面著手調整。由于城市化和農村用電量與農業總產值呈正向關系，所以要注重建設城市化，促進城鄉一體化發展，提高城市化率拉動農業經濟發展。農村用電量代表的是農業物力投入，適當的增加農業物力投入利于提高農業生產總值，加大農業機械化投入和節水灌溉設備投入，形成規模化生產利于提高農業生產率。降低農業生產成本，降低種子價格，鼓勵農民批量耕作。降低化肥施用量，貫徹落實“三減”政策，保護良好的資源生態環境。以市場經濟為導向，政府作為輔助力量，使農業市場經濟健康發展。這樣才能使農產品供需結構相匹配，減少農產品庫存量，產生不必要的資源浪費，提供更好的市場經濟環境，提高農業總產值，使農產品符合新的高標準、高質量的市場需求。