大農業視角下休閑農業、農業產業升級與農業經濟增長

仇 偉，盧東寧

（延安大學經濟與管理學院，陜西 延安 716000）

近年來，休閑農業正以較快的速度發展，且在農業經濟增長進程中的作用愈發明顯。休閑農業以傳統農業為基礎，兼具農業產業延伸和功能擴展，是第一、第三產業高度融合下的新型產業，也是農業與旅游、生產、消費的有機結合［1，2］?，F階段，休閑農業發展勢頭強勁，對區域內農業經濟增長的貢獻較為明顯［3］。

學術界對于休閑農業及農業產業結構升級與農業經濟發展之間的聯系進行了較為深入的探索，逐步形成了統一的觀點，認為發展休閑農業有利于促進農業產業結構調整和優化，進一步拓寬農業的傳統功能，延長既有的農業產業鏈，助力發展農村旅游服務業，進而加快農村剩余勞動力轉移就業，增加農民收入，從而有效地帶動當地經濟發展，提高農業經濟效益［4，5］。以往研究是將休閑農業置于傳統農業的范疇內，即以種植業為主，農、林、牧、漁業共同發展的農業產業結構，在此基礎上研究農業產業結構調整與農業經濟增長關系，這主要是考量農、林、牧、漁業之間產值的變動如何影響農業經濟發展。然而，隨著農業經濟的發展，農業產業分工越來越明細，現代農業已經超越傳統農業的外延，逐漸演化成為大農業［6］。分析既有的研究，很少有學者在大農業范疇內分析三者之間的關系?；诖筠r業的概念，休閑農業具有農業第三產業性質，按照農業經濟發展的基本規律，農業產業結構在優化升級的過程中逐步向高級化方向發展，也就是由農業第一、二產業占主導地位逐漸向農業第三產業占優勢地位的趨勢發展。因此，將休閑農業置于大農業范疇內，分析休閑農業的發展如何促進農業產業升級，進而如何影響農業經濟的發展。

1 理論分析與模型構建

休閑農業的產業融合特性使各相關產業之間的橫向合作和縱向聯系的可能性增加，從而在區域內形成產業集聚。由于產業聚集具有知識和技術的溢出效應，基于內生增長理論，經濟增長是知識、技術、資本等要素投入的結果，由此可以得出，產業聚集與經濟增長之間具有較為明顯的關聯性［7］。再次，基于產業集聚理論，休閑農業發展能夠實現農業產業在地域空間上的聚集，同時促進相關產業之間的相互融合，以實現區域內資源優化配置，從而促進地區農業經濟增長［3］。借鑒葛新元等［8］、官愛蘭等［9］的經濟增長貢獻因素研究方法，提出休閑農業、農業產業結構升級與農業經濟增長相關性的實證研究模型：

式中，被解釋變量AGDP表示農業經濟增長，核心解釋變量LA表示休閑農業發展，AW表示農業產業結構層級，控制變量AER表示農業領域環境規制，AEP表示農業人力資本。t表示第t年，β1、β2、β3、β4分別為自變量系數值，表示對農業經濟增長的影響程度，α0為常數項，εt為隨機誤差項，ut為殘差項。

2 變量及數據說明

本研究數據主要來自2001—2018年中國相關部門發布的數據信息。為了方便比較，各時序數列都以2001年作為基期，計算可價比，然后做自然對數處理，以消除時序數列的異方差，利用EViews 7.2軟件進行實證檢驗。

2.1 被解釋變量

農業經濟增長（AGDP）以第一產業產值占國內生產總值的比重進行核算，通過第一產業的占比變化來衡量農業經濟增長的水平，數據來源于《中國農業年鑒》（2001—2018年）、《中國統計年鑒》（2001—2018年）。

2.2 核心解釋變量

休閑農業發展（LA）按照大農業的概念，以農業第三產業產值占農業生產總值的比重進行核算，通過農業第三產業的占比變化來衡量休閑農業的發展水平，數據來源于《中國休閑農業年鑒》（2015—2018年）、《中國農業年鑒》（2001—2018年）。

農業產業結構層級（AW）借鑒靖學青［10］的產業結構層次系數計算公式，假設某個區域有n 個產業，將這些產業的層級由高到低進行排列，得出的比值分別記為q（j），則該區域產業結構層次系數記為：

2.3 控制變量

農業環境規制（AER）的制度本身和制度變遷對經濟增長具有一定的促進作用，在諸多影響經濟增長因素中，上述兩者對經濟增長起到關鍵性作用，是影響經濟長期走向的重要因素［11］。采用農村飲用水安全改造工程投資作為環境規制的替代指標，以農村飲用水安全改造工程投資占農業生產總值的比例進行核算，該指標反映農業環境規制的強度，數據來源于《全國水利發展統計公報》（2001—2018年）。

農業人力資本（AEP）的人力資本水平是經濟增長過程中非常關鍵的變量，伴隨著經濟增長方式的轉變，勞動力素質水平在經濟增長中的作用已愈發明顯。另外，基于內生增長理論，人力資本也是促進經濟增長的重要因素之一［12］。基于數據的可得性，選擇農業勞動者的平均受教育年限作為農業人力資本的參考指標，并將其與中國勞動者的平均受教育年限的比值進行計算，數據來源于《中國農村統計年鑒》（2001—2018年）。

3 實證結果分析

3.1 單位根檢驗

理論上檢驗時序數列的平穩性及階數通常運用單位根檢驗確定，一般采用ADF 檢驗。運用此方法時，需要確定檢驗方程中是否包含常數項和時間趨勢項，根據本檢驗數據的特點，認為檢驗方程中有常數項，但沒有趨勢項。采用此方法檢驗原始時序數列及其一階差分序列是否平穩，得出的實證結果如表1 所示。從表1 可以得出，原序列數據的各檢驗統計量T檢驗值都大于5%顯著水平下的臨界值，這表明原序列是非平穩的，而經過一階差分之后，各檢驗統計量的T檢驗值至少小于5%顯著水平下的臨界值，說明經過一階差分后的序列沒有單位根，是平穩序列。由此可以證明時序數列LnAGDP、LnLA、LnAW、LnAER、LnAEP都為一階單整序列，記為I（1），可以進行下一步的協整檢驗。

表1 單位根檢驗結果

3.2 協整分析

根據模型（1），以農業經濟增長作為因變量，以影響農業經濟增長的相關因素作為自變量建立回歸模型，分析各變量的長期均衡關系。由于各變量都已通過了單位根檢驗，且同為一階單整數列，可以進行協整檢驗，檢驗結果如表2 所示。

表2 協整檢驗結果

由表2 可知，回歸方程的P值通過了5%水平的顯著性檢驗，從統計檢驗數據來看，方程的擬合優度檢驗值R2為0.867 2，調整后的擬合優度檢驗值AR2為0.789 9，說明該方程本身具有一定的統計顯著性和可靠性。

3.3 殘差分析

對長期均衡方程的殘差序列進行平穩性檢驗，如果殘差平穩，則說明長期均衡模型有效，具體檢驗結果如表3 所示。

表3 殘差的單位根檢驗結果

回歸殘差的單位根檢驗結果顯示，T檢驗值為-4.083 6，對應的檢驗概率為0.009 7，小于1%水平下的臨界值，說明殘差不存在單位根，即殘差是平穩的，因此可以證明模型（1）的具體形式如下：

社會養老保險的個人收入公平感知效應強于社會醫療保險的個人收入公平感知效應，可能是因為社會養老保險是直接涉及投保人退休之后經濟水平和生活能力，而醫療保險是對疾病傷害的報銷和補助，對投保人經濟能力的作用是間接的，因此對于個人收入公平感知而言社會養老保險的影響力大于社會醫療保險。

從式（3）中可以看出，LAt與AGDPt呈正相關，表明休閑農業發展對農業經濟增長具有正向促進作用，休閑農業每增加1%，農業經濟增長約0.042 1%；AWt與AGDPt呈正相關，體現出農業產業結構升級與農業經濟發展的同向關系，農業產業結構升級每增長1%，農業經濟增長0.187 2%；AERt與AGDPt呈負相關，說明農業領域的環境規制對農業經濟增長起到一定約束作用，環境規制的強度每增加1%，農業經濟減少0.045 2%；AEPt與AGDPt呈正相關，表明農業人力資本的增加對農業經濟增長起到一定的促進作用，農業人力資本每增加1%，農業經濟增長0.066 7%。

綜上，從長期來看，農業產業結構升級對農業經濟發展的促進作用較為明顯，休閑農業和農業人力資本對農業經濟增長具有一定的正向影響，而農業環境規制可能抑制農業經濟增長。

3.4 VAR 模型及脈沖響應函數分析

基于上述對農業經濟增長影響因素的檢驗，運用VAR 模型中的脈沖響應函數來模擬系統受到來自各自變量沖擊時的動態響應機制和長期發展趨勢。

實證檢驗得出VAR 模型的擬合優度檢驗值R2=0.896 8，說明該模型擬合優度較好，具有一定的代表性；另外，根據單位圓曲線以及VAR 模型全部特征根的倒數值位置圖（圖1），此模型全部特征根的倒數值都在單位圓之內，表明該模型是平穩的系統。

圖1 VAR 模型的平穩性檢驗

將模型中各個解釋變量對被解釋變量施加一個標準差的脈沖，得到滯后期為1 至10 期的脈沖響應系數，輸出結果如圖2 至圖5 所示。

圖5 農業人力資本對農業經濟增長的脈沖響應

由圖2 可知，對于休閑農業給定的一個正向沖擊，農業經濟增長累積系數均為正值。可見，在中國當前農業產業市場供給條件下，休閑農業的發展對農業經濟增長會產生正向影響。但隨著時間推移，其累積系數從第2 期的高位期逐漸下降至一個平穩水平，之后基本平行于水平值。這說明，長期來看，休閑農業的發展對農業經濟增長起到正向的促進作用，且具有持續性。

圖2 休閑農業對農業經濟增長的脈沖響應

由圖3 可知，農業產業結構升級對農業經濟增長的影響也為正值，說明農業產業升級對農業經濟增長具有促進效應，長期來看，其累計系數值逐漸趨近于水平值，且居于高位值，說明經過農業產業結構升級，其對農業經濟增長的促進作用較強，但未來這種促進作用會逐漸減弱。

圖3 農業產業結構升級對農業經濟增長的脈沖響應

由圖4 可知，農業領域的環境規制對農業經濟增長的影響并不明顯，累計系數值在第2 期之前為負值，之后呈緩慢遞增趨勢，在第4 期之后為正值，基本與水平值持平。這說明農業領域環境規制的效果并非立竿見影，而是具有一定的時滯效應，長期來看，其對農業經濟增長的促進作用不明顯。

圖4 農業環境規制對農業經濟增長的脈沖響應

由圖5 可知，對于農業人力資本給定的一個正向沖擊，農業經濟增長累積系數在第6 期之前均為正值，但隨著時間推移，其累積系數從第6 期之后逐漸下降至水平值以下，即使后期會緩慢上升，但是增長率相對較低。這說明，短期來看，農業人力資本規模擴大，對農業經濟增長起到正向的促進作用，但是長期來看，農業人力資本紅利會逐漸降低。

總體而言，上述脈沖響應函數都呈收斂趨勢，說明模型總體上是有效的。從各時期脈沖響應系數大小來看，休閑農業和農業產業結構升級對農業經濟增長都存在較為明顯的正向影響，農業人力資本對農業經濟增長的促進作用相對不明顯，而環境規制對農業經濟增長的影響較為有限，基本處于水平值，存在時滯效應。

4 結論及政策措施

基于2001—2018年農業經濟發展的面板數據，在大農業視角下，通過對農業經濟增長影響因素的研究，驗證了休閑農業、農業產業結構升級、農業環境規制和農業人力資本對農業經濟的貢獻，得出相關結論并提出相應的政策措施。

1）休閑農業對農業經濟的提升呈現出持續正向影響的態勢，這說明政府調控對于休閑農業的惠民利農作用應持續強化。因此，相關部門應在休閑農業經營環境、政策制定、農產品營銷、農業稅費減免、農業金融幫扶、農用土地租賃及從業技能培訓等方面發揮主導作用。同時，注重統籌協調各部門行動及利農惠農政策的持續性，進一步釋放休閑農業的經濟紅利。

2）農業產業結構升級對農業經濟增長的貢獻顯著，表現出了較強的拉動作用，但后期呈緩慢減弱趨勢。為此，應該進一步推進農業產業結構升級進程。在保證農產品產量穩步提升的前提下，加大質量監督力度，并注重農產品品牌的塑造，繼續穩固農業第一產業的優勢地位。提高農業資金、技術的投入力度，擴展農業產業鏈，著力發展農業第二產業。創新發展農業第三產業，結合區域特色，發展與當地資源相適應的生態農業、觀光農業等休閑農業新形態。

3）農業環境規制對農業經濟增長的正向影響相對較弱，甚至表現出時滯效應。這可能是由于環境規制引起的農業企業環境治理成本增加，難以促進農業產業結構升級，進而影響農業經濟增長。因此，應當繼續保持農村地區環境保護優先，經濟發展次之的良性發展模式，加大環境治理補償力度以降低農業企業治污成本，逐步實現農業經濟的內涵式發展。

4）農業人力資本對農業經濟增長具有一定的促進作用，但后期表現出明顯的遞減趨勢。為此，政府應當加大農業領域的政策傾斜和投資力度，尤其是在廣大農村地區，應繼續深化農村教育體制改革，逐步完善新型農村醫療合作制度，加強農民職業技能培訓，以提升農業勞動者的文化水平、健康水平和技能水平，從而提高農業人力資本的整體水平，實現農業經濟持續穩定的增長。