湘西土家族苗族自治州農業經濟發展影響因素研究

趙雅平

（吉首大學商學院，湖南 吉首 416000）

農業經濟是一個國家發展的基礎。研究影響湖南省湘西土家族苗族自治州（以下簡稱“湘西州”）農業經濟發展的各類因素，有助于實現湘西州政府有效調控當地農業產業發展，進一步提高湘西州農民進行農業生產的積極性，從而增加農民收入、改善農民生活質量的目標，為鄉村振興戰略的進一步實施搭好基礎臺階。“三農”問題一直是國民關注的重點，相關農業發展影響因素研究較多，主要從定性和定量兩方面展開。

在定性研究方面，學者們基于不同的角度對農業經濟增長影響因素進行討論。張德卿從宏觀角度出發探究資源、區位和國際經濟形勢對農業經濟增長的影響，并強調在自然資源、財力資源及人力資源的共同保障下，農業經濟得以發展，同時指出國際形勢會影響農產品出口，進而在一定程度上影響農業生產［1］。謝秀芳則從國家政策方面入手，指出我國在不同的經濟發展階段所采取的相適應的政策均對農業發展產生了深遠的影響，如改革開放之際的家庭聯產承包責任制、集約化生產等，在很大程度上解放了當時的生產力［2］。劉新宇則新穎地提出了非物質因素對農業經濟的影響，如氣候條件、自然災害對農業經濟發展的影響，而且農業生產人員的知識水平在一定程度上影響著農業現代化發展［3］。唐莎則從人力資源和物理資源角度出發，提出應從整體視域調動社會資源，完善農民職業教育，以促進農業經濟增長［4］。關于定量分析，尚豫新等運用拓展的C—D生產函數探究農業機械總動力、化肥施用量與農田有效灌溉面積等因素對喀什地區農業經濟發展水平的影響，并給出相應對策［5］。黃智則采用時間序列數據進行實證分析，得出資本投入依然是農業產值增長的最大動力，而且農作物的成災面積與勞動力過剩等因素制約了農業進一步發展［6］。

以上理論和實踐研究成果為本研究奠定了堅實的基礎，但也存在諸多不足，缺乏對落后地區農業經濟的研究，且研究方法單一，定量研究還有很大的發展空間。下面將借助已有回歸模型的指標體系，通過主成分分析和回歸分析，對湘西州農業經濟增長影響因素進行探討，并就數據分析結果做出相應解釋與總結，同時給出相應的建議。

1 實證分析

1.1 研究方法與數據來源

本文采用主成分分析和回歸分析，對影響湘西州農業經濟增長的因素進行實證分析。在指標選取方面，將農林牧漁總產值作為因變量（Y），將農林水一般預算支出（X1）、農業機械總動力（X2）、有效灌溉面積（X3）、化肥施用量（X4）、農村用電量（X5）、農林牧漁從業人員（X6）及實有耕地面積（X7）作為自變量。其中，農林水一般預算支出表示的是政府財政支出投入，機械總動力、有效灌溉面積和化肥施用量代表農業生產過程中的技術進步水平，農林牧漁從業人員代表勞動力投入，耕地面積代表土地投入，用電量代表基礎設施投入。由于選取影響因素較多，變量之間存在一定的共線性，先對選取的變量進行降維處理，將選取的7個指標進行歸類，用7個變量線性表示綜合變量，再用E-views軟件對降維后的主成分（綜合變量）進行回歸分析。數據來源為2008—2019年《湖南統計年鑒》、湘西土家族苗族自治州國民經濟和社會發展統計公報。

1.2 主成分分析和回歸分析

由于選擇的影響因素較多，因此，需要先估計各影響因素與被解釋變量之間的關系以及因素之間的相關程度。利用SPSS軟件分析得出每一個解釋變量都與被解釋變量高度相關，而且解釋變量兩兩之間存在高度線性相關，即模型存在嚴重的多重共線性，無法直接進行回歸。為解決變量之間高度相關的問題，本文采用主成分回歸進行進一步討論。運用SPSS25.0對2018年湘西州截面數據進行KMO檢驗和Bartlett's球狀檢驗，得到其KMO的值為0.571＞0.5，且Bartlett's球狀檢驗中的近似卡方為47.216，P值為0.001＜0.5，表明研究數據適用于進行主成分分析。

通過對數據進行處理分析得出總方差表，結果顯示前2個主成分的特征值均大于1，按照特征值大于1的原則，選入前2個主成分。另外，這兩個主成分總方差之和的解釋變量（旋轉后）為89.363%＞85.000%，表明這兩個主成分占全部因子方差的89.363%＞85.000%。因此，可以選取以上2個主成分作為提取的綜合變量來替代原來的7個變量。

進一步根據成分得分系數矩陣，可知綜合變量與7個原變量之間的線性關系組合如下：

式（1）（2）中，Z1、Z2是主成分分析后提取的2個綜合變量，X1、X2、X3、X4、X5、X6和X7為標準化后的自變量。

將主成分變量Z1、Z2納入回歸分析模型，結果顯示：常量未通過顯著性檢驗，不應納入回歸模型。綜合變量Z1、Z2的P值均小于0.05，說明兩個變量同時通過顯著性檢驗，且該回歸模型的R2較高，擬合優度高，基本消除了共線性問題。得出線性方程為：

將主成分變量Z1、Z2與X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7之間的關系代入主成分回歸模型可得下述關系式：

1.3 回歸結果解釋

根據回歸方程，每一個因素均與農業總產值成正相關。另外，各因素對湘西州農業經濟增長的貢獻排序依次為農村用電量、農林水一般預算支出、化肥施用量、農林牧漁業從業人員、有效灌溉面積、農業機械總動力，最后是年末實有耕地面積。這說明對湘西州農業經濟增長影響最大的因素是基礎設施建設，其次是資本和勞動投入、技術進步，最后是土地投入。

第一，基礎設施建設是搞好一切生產的根本，尤其對于湘西州這樣基礎建設處于弱勢地位的地區，影響更大。雖然現在湘西州農村和農業電力設施建設水平在很大程度上得到了提升，但總體水平依舊不高，在全國范圍內乃至省內均處于較低水平，因此，改善湘西州電網基礎設施建設對促進農業經濟增長有相當重要的意義。另外，從回歸模型來看，農村用電量對湘西州農業經濟發展的影響程度最大，需要加強重視。

第二，由于歷史原因的影響以及地理環境的限制，湘西州農業發展基礎較為薄弱，政府政策一直向農業傾斜。因此，政府對農業的財政支出對農業經濟增長具有顯著的促進作用。從回歸結果來看，政府財政支出對湘西州農業經濟增長的貢獻率較高。

第三，相對其他因素而言，勞動力屬于較為活躍的因素，而且回歸結果顯示勞動力因素對農業經濟增長的影響較為顯著。湘西州經濟較為落后，現階段大部分農業生產靠手工作業完成，如保靖黃金茶產業，由于機器生產未普及，產量較低，難以形成規模。因此，從根本上增加從事農業生產的人員，必然會在很大程度上促進農業發展。

第四，影響湘西州農業經濟增長的技術因素來自多方面，回歸結果顯示，化肥施用量是一個相對重要的影響因素，但有效灌溉面積和農業機械總動力對湘西州農業經濟增長的影響程度不顯著，可能與節水技術、機械化技術沒有完全覆蓋湘西州有關。此外，回歸結果也說明了湘西州農業技術水平較低。

第五，土地是農業經濟發展的基礎，因此，有效耕地面積對農業經濟發展也有一定的影響。但是，從回歸結果來看，耕地面積變化對湘西州農業經濟發展的影響不顯著。這可能是因為湘西州地處湖南省西北部，生態環境較惡劣，進而影響了耕地的使用效率。

2 建議

根據實證分析結果，對湘西州農業經濟增長有顯著影響的因素有基礎設施建設、財政支出、勞動力投入及技術因素。因此，為了促進湘西州農業經濟增長，應從以下方面采取行動。

第一，推進湘西州農村農業基礎設施建設，加強農村電網基礎建設與改造，重點關注湘西落后地區的電力發展，平衡州內各縣（市、區）電力供應水平，并與相應農業產業、居民生活水平相適應，確保農村電力設施能正常運轉，農業生產用電及居民生活用電有可靠的保障，進一步實現湘西州農業經濟又好又快發展。

第二，在保證政府作為農業投資主體地位的基礎上，廣泛拓展其他投資渠道，以現有的農村合作社為聯結機構。一方面，大力吸引當地龍頭企業投資，提供產業技術支持；另一方面，與當地居民建立深度合作關系，居民或以資金入股，或以土地和人力資本入股，構建一個良性的利益聯結機制。不限于投資形式和投資來源，以形成資本杠桿，從而推動湘西州農業經濟進一步發展。

第三，鼓勵勞動力向農業轉移，提升農業勞動力素質。大力推進農村繼續教育，組織農業人員學習相關農業知識，并鼓勵年輕人繼續深造，進入農業學院學習，為家鄉農業經濟發展貢獻自己的力量。政府應加強對廣大農村勞動力宣傳農業知識，引導農村勞動力提升自身綜合素質，以提高農業從業人員的勞動效率，同時減少農業新技術普及面臨的障礙。

第四，政府應高度關注州內各地的農業機械化水平及其農機使用效率，積極引進先進農業技術和相關人才，科學使用化肥、農藥、農用地膜等生產資料，減少污染發生；加強農業生產節水灌溉基礎工程建設，同時推廣高效節水灌溉技術，以更好地實現農業現代化發展。

第五，保護好現有耕地，完善土地使用過程中的監督機制，堅決防止土地受到破壞和污染；利用先進的耕種技術及方式，提高耕地使用效率和生產收益，加速農業現代化發展。