大农业视角下休闲农业、农业产业升级与农业经济增长

仇 伟，卢东宁

（延安大学经济与管理学院，陕西 延安 716000）

近年来，休闲农业正以较快的速度发展，且在农业经济增长进程中的作用愈发明显。休闲农业以传统农业为基础，兼具农业产业延伸和功能扩展，是第一、第三产业高度融合下的新型产业，也是农业与旅游、生产、消费的有机结合［1，2］。现阶段，休闲农业发展势头强劲，对区域内农业经济增长的贡献较为明显［3］。

学术界对于休闲农业及农业产业结构升级与农业经济发展之间的联系进行了较为深入的探索，逐步形成了统一的观点，认为发展休闲农业有利于促进农业产业结构调整和优化，进一步拓宽农业的传统功能，延长既有的农业产业链，助力发展农村旅游服务业，进而加快农村剩余劳动力转移就业，增加农民收入，从而有效地带动当地经济发展，提高农业经济效益［4，5］。以往研究是将休闲农业置于传统农业的范畴内，即以种植业为主，农、林、牧、渔业共同发展的农业产业结构，在此基础上研究农业产业结构调整与农业经济增长关系，这主要是考量农、林、牧、渔业之间产值的变动如何影响农业经济发展。然而，随着农业经济的发展，农业产业分工越来越明细，现代农业已经超越传统农业的外延，逐渐演化成为大农业［6］。分析既有的研究，很少有学者在大农业范畴内分析三者之间的关系。基于大农业的概念，休闲农业具有农业第三产业性质，按照农业经济发展的基本规律，农业产业结构在优化升级的过程中逐步向高级化方向发展，也就是由农业第一、二产业占主导地位逐渐向农业第三产业占优势地位的趋势发展。因此，将休闲农业置于大农业范畴内，分析休闲农业的发展如何促进农业产业升级，进而如何影响农业经济的发展。

1 理论分析与模型构建

休闲农业的产业融合特性使各相关产业之间的横向合作和纵向联系的可能性增加，从而在区域内形成产业集聚。由于产业聚集具有知识和技术的溢出效应，基于内生增长理论，经济增长是知识、技术、资本等要素投入的结果，由此可以得出，产业聚集与经济增长之间具有较为明显的关联性［7］。再次，基于产业集聚理论，休闲农业发展能够实现农业产业在地域空间上的聚集，同时促进相关产业之间的相互融合，以实现区域内资源优化配置，从而促进地区农业经济增长［3］。借鉴葛新元等［8］、官爱兰等［9］的经济增长贡献因素研究方法，提出休闲农业、农业产业结构升级与农业经济增长相关性的实证研究模型：

式中，被解释变量AGDP表示农业经济增长，核心解释变量LA表示休闲农业发展，AW表示农业产业结构层级，控制变量AER表示农业领域环境规制，AEP表示农业人力资本。t表示第t年，β1、β2、β3、β4分别为自变量系数值，表示对农业经济增长的影响程度，α0为常数项，εt为随机误差项，ut为残差项。

2 变量及数据说明

本研究数据主要来自2001—2018年中国相关部门发布的数据信息。为了方便比较，各时序数列都以2001年作为基期，计算可价比，然后做自然对数处理，以消除时序数列的异方差，利用EViews 7.2软件进行实证检验。

2.1 被解释变量

农业经济增长（AGDP）以第一产业产值占国内生产总值的比重进行核算，通过第一产业的占比变化来衡量农业经济增长的水平，数据来源于《中国农业年鉴》（2001—2018年）、《中国统计年鉴》（2001—2018年）。

2.2 核心解释变量

休闲农业发展（LA）按照大农业的概念，以农业第三产业产值占农业生产总值的比重进行核算，通过农业第三产业的占比变化来衡量休闲农业的发展水平，数据来源于《中国休闲农业年鉴》（2015—2018年）、《中国农业年鉴》（2001—2018年）。

农业产业结构层级（AW）借鉴靖学青［10］的产业结构层次系数计算公式，假设某个区域有n 个产业，将这些产业的层级由高到低进行排列，得出的比值分别记为q（j），则该区域产业结构层次系数记为：

2.3 控制变量

农业环境规制（AER）的制度本身和制度变迁对经济增长具有一定的促进作用，在诸多影响经济增长因素中，上述两者对经济增长起到关键性作用，是影响经济长期走向的重要因素［11］。采用农村饮用水安全改造工程投资作为环境规制的替代指标，以农村饮用水安全改造工程投资占农业生产总值的比例进行核算，该指标反映农业环境规制的强度，数据来源于《全国水利发展统计公报》（2001—2018年）。

农业人力资本（AEP）的人力资本水平是经济增长过程中非常关键的变量，伴随着经济增长方式的转变，劳动力素质水平在经济增长中的作用已愈发明显。另外，基于内生增长理论，人力资本也是促进经济增长的重要因素之一［12］。基于数据的可得性，选择农业劳动者的平均受教育年限作为农业人力资本的参考指标，并将其与中国劳动者的平均受教育年限的比值进行计算，数据来源于《中国农村统计年鉴》（2001—2018年）。

3 实证结果分析

3.1 单位根检验

理论上检验时序数列的平稳性及阶数通常运用单位根检验确定，一般采用ADF 检验。运用此方法时，需要确定检验方程中是否包含常数项和时间趋势项，根据本检验数据的特点，认为检验方程中有常数项，但没有趋势项。采用此方法检验原始时序数列及其一阶差分序列是否平稳，得出的实证结果如表1 所示。从表1 可以得出，原序列数据的各检验统计量T检验值都大于5%显著水平下的临界值，这表明原序列是非平稳的，而经过一阶差分之后，各检验统计量的T检验值至少小于5%显著水平下的临界值，说明经过一阶差分后的序列没有单位根，是平稳序列。由此可以证明时序数列LnAGDP、LnLA、LnAW、LnAER、LnAEP都为一阶单整序列，记为I（1），可以进行下一步的协整检验。

表1 单位根检验结果

3.2 协整分析

根据模型（1），以农业经济增长作为因变量，以影响农业经济增长的相关因素作为自变量建立回归模型，分析各变量的长期均衡关系。由于各变量都已通过了单位根检验，且同为一阶单整数列，可以进行协整检验，检验结果如表2 所示。

表2 协整检验结果

由表2 可知，回归方程的P值通过了5%水平的显著性检验，从统计检验数据来看，方程的拟合优度检验值R2为0.867 2，调整后的拟合优度检验值AR2为0.789 9，说明该方程本身具有一定的统计显著性和可靠性。

3.3 残差分析

对长期均衡方程的残差序列进行平稳性检验，如果残差平稳，则说明长期均衡模型有效，具体检验结果如表3 所示。

表3 残差的单位根检验结果

回归残差的单位根检验结果显示，T检验值为-4.083 6，对应的检验概率为0.009 7，小于1%水平下的临界值，说明残差不存在单位根，即残差是平稳的，因此可以证明模型（1）的具体形式如下：

社会养老保险的个人收入公平感知效应强于社会医疗保险的个人收入公平感知效应，可能是因为社会养老保险是直接涉及投保人退休之后经济水平和生活能力，而医疗保险是对疾病伤害的报销和补助，对投保人经济能力的作用是间接的，因此对于个人收入公平感知而言社会养老保险的影响力大于社会医疗保险。

从式（3）中可以看出，LAt与AGDPt呈正相关，表明休闲农业发展对农业经济增长具有正向促进作用，休闲农业每增加1%，农业经济增长约0.042 1%；AWt与AGDPt呈正相关，体现出农业产业结构升级与农业经济发展的同向关系，农业产业结构升级每增长1%，农业经济增长0.187 2%；AERt与AGDPt呈负相关，说明农业领域的环境规制对农业经济增长起到一定约束作用，环境规制的强度每增加1%，农业经济减少0.045 2%；AEPt与AGDPt呈正相关，表明农业人力资本的增加对农业经济增长起到一定的促进作用，农业人力资本每增加1%，农业经济增长0.066 7%。

综上，从长期来看，农业产业结构升级对农业经济发展的促进作用较为明显，休闲农业和农业人力资本对农业经济增长具有一定的正向影响，而农业环境规制可能抑制农业经济增长。

3.4 VAR 模型及脉冲响应函数分析

基于上述对农业经济增长影响因素的检验，运用VAR 模型中的脉冲响应函数来模拟系统受到来自各自变量冲击时的动态响应机制和长期发展趋势。

实证检验得出VAR 模型的拟合优度检验值R2=0.896 8，说明该模型拟合优度较好，具有一定的代表性；另外，根据单位圆曲线以及VAR 模型全部特征根的倒数值位置图（图1），此模型全部特征根的倒数值都在单位圆之内，表明该模型是平稳的系统。

图1 VAR 模型的平稳性检验

将模型中各个解释变量对被解释变量施加一个标准差的脉冲，得到滞后期为1 至10 期的脉冲响应系数，输出结果如图2 至图5 所示。

图5 农业人力资本对农业经济增长的脉冲响应

由图2 可知，对于休闲农业给定的一个正向冲击，农业经济增长累积系数均为正值。可见，在中国当前农业产业市场供给条件下，休闲农业的发展对农业经济增长会产生正向影响。但随着时间推移，其累积系数从第2 期的高位期逐渐下降至一个平稳水平，之后基本平行于水平值。这说明，长期来看，休闲农业的发展对农业经济增长起到正向的促进作用，且具有持续性。

图2 休闲农业对农业经济增长的脉冲响应

由图3 可知，农业产业结构升级对农业经济增长的影响也为正值，说明农业产业升级对农业经济增长具有促进效应，长期来看，其累计系数值逐渐趋近于水平值，且居于高位值，说明经过农业产业结构升级，其对农业经济增长的促进作用较强，但未来这种促进作用会逐渐减弱。

图3 农业产业结构升级对农业经济增长的脉冲响应

由图4 可知，农业领域的环境规制对农业经济增长的影响并不明显，累计系数值在第2 期之前为负值，之后呈缓慢递增趋势，在第4 期之后为正值，基本与水平值持平。这说明农业领域环境规制的效果并非立竿见影，而是具有一定的时滞效应，长期来看，其对农业经济增长的促进作用不明显。

图4 农业环境规制对农业经济增长的脉冲响应

由图5 可知，对于农业人力资本给定的一个正向冲击，农业经济增长累积系数在第6 期之前均为正值，但随着时间推移，其累积系数从第6 期之后逐渐下降至水平值以下，即使后期会缓慢上升，但是增长率相对较低。这说明，短期来看，农业人力资本规模扩大，对农业经济增长起到正向的促进作用，但是长期来看，农业人力资本红利会逐渐降低。

总体而言，上述脉冲响应函数都呈收敛趋势，说明模型总体上是有效的。从各时期脉冲响应系数大小来看，休闲农业和农业产业结构升级对农业经济增长都存在较为明显的正向影响，农业人力资本对农业经济增长的促进作用相对不明显，而环境规制对农业经济增长的影响较为有限，基本处于水平值，存在时滞效应。

4 结论及政策措施

基于2001—2018年农业经济发展的面板数据，在大农业视角下，通过对农业经济增长影响因素的研究，验证了休闲农业、农业产业结构升级、农业环境规制和农业人力资本对农业经济的贡献，得出相关结论并提出相应的政策措施。

1）休闲农业对农业经济的提升呈现出持续正向影响的态势，这说明政府调控对于休闲农业的惠民利农作用应持续强化。因此，相关部门应在休闲农业经营环境、政策制定、农产品营销、农业税费减免、农业金融帮扶、农用土地租赁及从业技能培训等方面发挥主导作用。同时，注重统筹协调各部门行动及利农惠农政策的持续性，进一步释放休闲农业的经济红利。

2）农业产业结构升级对农业经济增长的贡献显著，表现出了较强的拉动作用，但后期呈缓慢减弱趋势。为此，应该进一步推进农业产业结构升级进程。在保证农产品产量稳步提升的前提下，加大质量监督力度，并注重农产品品牌的塑造，继续稳固农业第一产业的优势地位。提高农业资金、技术的投入力度，扩展农业产业链，着力发展农业第二产业。创新发展农业第三产业，结合区域特色，发展与当地资源相适应的生态农业、观光农业等休闲农业新形态。

3）农业环境规制对农业经济增长的正向影响相对较弱，甚至表现出时滞效应。这可能是由于环境规制引起的农业企业环境治理成本增加，难以促进农业产业结构升级，进而影响农业经济增长。因此，应当继续保持农村地区环境保护优先，经济发展次之的良性发展模式，加大环境治理补偿力度以降低农业企业治污成本，逐步实现农业经济的内涵式发展。

4）农业人力资本对农业经济增长具有一定的促进作用，但后期表现出明显的递减趋势。为此，政府应当加大农业领域的政策倾斜和投资力度，尤其是在广大农村地区，应继续深化农村教育体制改革，逐步完善新型农村医疗合作制度，加强农民职业技能培训，以提升农业劳动者的文化水平、健康水平和技能水平，从而提高农业人力资本的整体水平，实现农业经济持续稳定的增长。