农业增长事关三农全局，决定着“全面建成小康社会的总目标”和“两个一百年奋斗目标”能否全面实现。我国历年来对农业农村发展问题都高度重视，习近平总书记在2016年12月中央农村工作会议上强调，要始终重视“三农”工作，持续强化重农强农信号。与此同时，中央1号文件连续14年聚焦“三农”问题，2017年该文件指出优化产品产业结构，着力推进农业提质增效成为农业经济发展的基本目标。积极推行绿色生产方式，增强农业可持续发展能力，促进农业农村发展由过度依赖资源消耗、主要满足量的需求，向追求绿色生态可持续、更加注重满足质的需求转变。

湖北省作为我国中部地区农业大省，其农业经济的持续发展对全国农业增长有着重要的影响。近年来，湖北省农业经济得到了快速的发展，生产实现了“十二连增”。农业总产值从2000年的615.74亿元增加到2015年的1 139.56亿元（以2000年为基期，对后续数据进行了处理以消除通货膨胀的影响），年均增长幅度为5.67%，为湖北省农业经济持续稳定发展做出了重要的贡献。但是，湖北省农业在取得较大成绩的同时，农业生产要素的使用量也在逐步增加。其中，农药的使用量从2000年的11.54万吨增加到了2015年的12.07万吨，增幅为0.31%；化肥的使用量从2000年的247.1万吨增加到了2015年的333.9万吨，增幅为2.34%。虽然在传统要素中，农药、化肥投入对农业经济增长具有重要贡献[1-2]，但是农药化肥的不合理使用也对水体、土壤、大气造成了不同程度的污染。湖北省农业经济增长增加了污染物的排放量，对环境产生明显过度的负面影响。因此，探究湖北省农业增长的影响因素，对于转变农业生产方式，从而实现经济与生态环境的协调发展具有深远的现实意义。

影响农业增长的因素有很多，诸多学者对农业增长的影响因素进行了广泛而深入的研究。宋山梅等[3]利用我国1990-2005年统计数据，对我国农业机械化与农业经济增长的内在联系进行分析，通过运用Ganger因果检验和协整分析，进一步验证农业机械化在我国农业经济增长中的巨大作用。漆雁斌等[4]在探讨低碳农业增长的影响因素时发现化肥相比于农业机械总动力、农作物总播种面积对农业总产值的影响更大。苏发金[5]运用协整分析、误差修正模型分析和Granger因果关系检验，对城镇化发展和农业经济增长的关系进行实证研究。研究表明，两者之间存在长期的动态均衡关系；二者相互影响强度在长期与短期不同；两者分别在不同滞后期具有单向因果关系。李鹏等[6]在农业生产与生态环境协调发展的视角下，采用统计分析、逐步回归、异方差和序列相关检验等计量方法，综合分析了农业生产资源投入与农业经济增长之间的关系。有关研究表明，农村小额信贷支农在一定程度上也能促进地方产业的发展。小额信贷支农的作用是通过扶持地方农业发展,进而促进农业在地方产业结构中的优化调整来实现。刘杰等[7]根据C-D生产函数建立了农业信贷资金的投入与农业经济增长的关系模型，结果显示，中部大部分省份农业信贷资金的投入与农业经济增长的关系具有正相关性，但是促进作用不明显。胡金炎等[8]采用2009-2013年山东省试点的小额贷款公司的面板数据检验小额信贷实现支农目标的情况。回归结果表明,小额信贷确实能促进农民收入的增长,并且这一作用在相对贫困的地区更为明显。

以往学者对湖北省农业增长的影响因素研究主要体现在以下几个方面：余凌[9]以湖北省为例，通过对农业总产值与财政支农资金之间的关系进行实证分析，得出湖北省财政支农效率并不高，对农业增长不是特别显著。理论上来讲财政支出一定的情况下，农业支出比重越高，越有利于农业增长，但事实上并非如此，财政支农确实在一定程度上能够促进经济增长，但还涉及执行效率与结构问题。王静等[10]以湖北省1981-2008年的相关数据为样本，运用统计分析与计量分析方法，研究农产品进出口贸易与农业经济增长的关系。结果表明，农产品出口对于湖北省农业经济增长具有显著的促进作用，农产品进口对湖北省农业经济增长具有一定的抑制作用。杜伟岸等[11]运用1990-2008年湖北省的数据,对湖北农村金融发展与农业增长的关系进行回归分析。研究发现，两者之间存在正相关关系，但湖北的农村金融相关比率远低于全国水平。湖北省农村金融发展存在金融抑制，未能对农村经济增长做出应有的贡献，可见金融体制有待进一步改善。随着研究的深入，经济增长的结构主义观点逐步得到认同，国内外大量文献对产业结构与经济增长之间的互动关系进行了实证分析。研究有关农业产业结构和基础设施建设对农业产出增长影响的文章比较缺乏，所以本文从这一方面入手。

互惠原则在中国执行外国法院判决中的适用研究——兼论中国废除互惠原则的可能性………………………………………………………连俊雅（1）：68

产业结构调整与经济增长之间的相互关系，一直是国内外学者关注的重要内容。与以往研究不同的是，本文除了探讨传统要素投入的影响外，还考虑了农业产业结构变动、农业基础设施建设两个影响因素对农业增长的影响。文章选取1990-2015年的相关数据,通过建立计量模型来实证考察农业各投入要素、产业结构和基础设施建设对湖北省农业产出增长的影响，挖掘对农业经济增长不利的影响因素，以期提出政策建议，更好地促进湖北省农业现代化发展。

1 数据说明及模型构建

1.1 数据说明和模型构建

统计1999～2016年新疆地区水资源总量和降水量数据，由Pearson相关分析可知，水资源总量和降水量的Pearson相关系数为0.622（强相关），相关系数绝对值越大，相关性越强，两变量在0.01水平（双侧）上显著相关。

对于外行人来说，神经突触的图像看起来就像密密麻麻的星图。将所有突触进行分类超出了任何人类研究者的能力和所能承受的时间付出，因此该研究团队利用了新的机器学习分类技术，开发出了一种算法，该算法无须人类监督即可自动解析这些数据——超过10万亿字节的数据。

 

1.2.1 指标

1.1.2 预测试对象 采用目的抽样，拟选取2017年11月～2018年1月某综合性医院127名护士进行预测试。纳入标准：目前在职工作并取得资格证书的护士；工作时间至少满1年；知情同意。排除标准：1年内在2家及以上医院工作的护士；不愿意参加本次调研。预测试对象127名，男1名(0.8%)、女126名(99.2%)；年龄22～49(31.14±5.24)岁；初始学历：大专78名(61.4%)，本科47名(37.0)%，研究生2名(1.6%)；工作年限1～20(7.71±6.47)年。

1.2 变量的选择与说明

以上计量模型中xi包括了不同方面可能影响农业经济增长的各个因素，但是在实际研究中由于条件的限制不可能列出所有的影响因素，所以有必要结合模型和研究意义对模型中具体的要素变量进行统一说明。

加强学术交流，把握学术前沿发展动态。教师可充分利用国内外著名高校的公开课等网络资源拓展专业知识、掌握先进技术，多渠道获取有价值的学术交流信息并适时参加，还可通过社交工具加入各类学术讨论群，及时掌握学科发展动态，并适时更新教材和教学内容。案例教学也对教师的教学和科研提出了更高要求，教师可根据自己的科研成果开发教学案例，针对不同的教学内容设定相应的计量模型，通过对模型估计结果的探讨，逐步引入计量模型理论和方法，从而达到教学的学术性和科研的教育性的完美统一，教师在课堂中将科研成果转化为教学成果，将前沿、流行的学术知识传授给学生[4]。

其中，y表示农业总产值，单位为亿元；x1、x2、x3、x4、x5、x6、x7、x8分别代表我国农药使用量、化肥施用量、塑料薄膜使用量、有效灌溉面积、农业机械总动力、农业产业结构、农村用电量、乡村办水电站个数；εi是随机误差项。

在反映农业经济发展状况的指标上，选取历年农业总产值作为统计指标，并以2000年为基期，对后续数据进行相关处理，以消除通货膨胀的影响。

1.2.5 农业产业结构

在农业生产中，自然资源的代表要素主要是农业灌溉用水，也是农业生产最基本的组成要素。结合《中国统计年鉴》《中国农村统计年鉴》《中国环境统计年鉴》中的相关数据，文章选取有效灌溉面积来表征农业生产中的自然资源。

1.2.3 生产要素

在实际农业生产中，生产要素具有多样性。文章选取农业机械总动力、化肥施用量、农药使用量、农用塑料薄膜等指标来表征农业生产中生产要素的投入。

从表1看出，各变量间存在较强的共线性，故采用传统的最小二乘法回归不能准确地测算出湖北省各影响因素对农业总产值的影响。因此，需对模型中各变量间的多重共线性问题给予修正。通常情况下变量间的多重共线性问题修正方法有增加样本容量法、更改解释变量形式法和逐步回归法等。本文选择利用逐步回归法对各变量进行修正，得到各要素与农业总产值的逐步回归结果见表2。由表2可知，剩余变量之间的相关性比较小，即变量之间不存在较强的共线性问题。

农业基础设施建设虽然不能直接促进农产品产量增加，但是农业基础设施建设是农业生产的基础。通过间接提升农业生产条件来影响农业生产，结合相关数据本文选取农村用电量和乡村办水电站个数两个指标来衡量农业基础设施建设。

1.2.2 自然资源

农业产业结构变动用种植业产值占农林牧渔业总产值比重来衡量。农业产业结构调整对农民增收的效应问题是中国农业结构战略性调整中最关键的问题，也是进行农业结构调整的根本目的所在[12]。通过调整农业产业结构来达到产业结构优化升级的目的，从而不断影响农业生产。农业产业结构调整不断推动农业生产要素从生产效率较低的部门持续向生产率较高的部门流动，进而使生产要素达到重组和转移，如从种植业向畜牧业、渔业等转移。同时产生部门联动效应、生产优化效应以及区域布局效应,使得农业结构更加合理化和高度化，继而农业总产出大幅增长。

2015年以来，她在全市首创“村级食品安全信息员制度”，聘请了54名村级食品安全信息员，充当农村食品安全监管的“千里眼”和“顺风耳”，不仅有效地解决了基层食品安全监管执法力量薄弱等问题，还将监管重心下移，将监管触角由区、乡向村延伸，实现了区、乡、村三级监管和信息网络。这项工作得到新华社等中央、省、市各大媒体的关注。2016年9月，国家食品药品监管总局“走基层”采访组，专门对仙女湖区村级食品安全信息员工作制度进行了深入采访和报道。

2 结果与分析

2.1 农业各生产要素投入对农业总产值增长的贡献

由表3可得nR2=14.688，χ20.05（14）=23.7，χ20.01（14）=21.1，nR2＜χ2（k-1）,接受原假设，即模型回归方程的随机误差不存在异方差。除此之外，由于经济现象所固有的惯性、模型设定偏误或数据处理的影响等原因，还会引起多元回归方程序列相关性等问题，此时无法就模型结果给出合理的解释。因为如果序列存在相关性，那么显著水平、拟合优度、F统计量将会失去意义。本文采用拉格朗日乘数（Lagrange Multiplier，LM）检验序列是否存在相关性，该方法不仅可以检验一阶序列相关，还可以检验高阶序列相关。LM检验原假设为：直到p阶滞后不存在相关性，p为预先定义的整数；备择假设为：存在p阶自相关。从LM统计量检验结果可知，nR2=0.829 5＜χ20.05(2)=5.99，模型不存在序列相关性。说明以上回归结果具有较高的可信度。

 

表1 农业生产要素投入间的相关系数

  

相关系数 lnx1 lnx2 lnx3 lnx4 lnx5 lnx6 lnx7 lnx8 lnx1 1.000 000 lnx2 0.785 223 1.000 000 lnx3 0.333 509 0.764 739 1.000 000 lnx4 0.330 486 0.581 447 0.596 422 1.000 000 lnx5 0.735 252 0.946 495 0.770 393 0.651 8 1.000 000 lnx6 -0.251 63 -0.271 73 -0.180 01 -0.160 1 -0.315 03 1.000 000 lnx7 0.669 967 0.923 29 0.823 003 0.778 338 0.948 481 -0.366 44 1.000 000 lnx8 0.592 101 0.795 217 0.667 23 0.818 203 0.772 097 -0.237 22 0.834 699 1.000 000

1.2.4 农业基础设施建设

 

表2 农业生产各影响因素与农业总产值的逐步回归结果

  

注：回归模型R2为0.993，F统计量概率值为0.000，极显著。⋆⋆⋆，⋆⋆分别表示系数在1%、5%的显著水平下显著。

 

变量 系数 标准误 t值 概率值C 2.625 251⋆⋆⋆ 0.400 873 6.548 829 0.000 000 lnx7 0.448 949⋆⋆⋆ 0.050 112 8.958 996 0.000 000 lnx2 0.314 358⋆⋆⋆ 0.098 307 3.197 710 0.008 500 lnx3 0.368 344⋆⋆⋆ 0.084 718 4.347 872 0.001 200 lnx8 0.053 880 0⋆⋆ 0.017 665 -3.050 010 0.011 000

2.2 异方差与序列相关性检验

在实际的社会经济要素生产计量模型中，由于模型中解释变量的缺失、数据误差、模型函数形式设置错误或者异常值的出现等原因，容易使多元线性回归模型存在异方差，从而使得用传统的最小二乘法得到的参数估计量不是最有效估计量，在这种情况下也无法对模型参数进行有关显著性检验。异方差的常用检验方法有作图分析法、怀特检验、其他异方差检验方法。本文选择对异方差做怀特检验，检验中原假设为：回归方程的随机误差不存在异方差；被择假设为：回归方程的随机误差存在异方差。判断依据为：如果nR2＞χ2（k-1），（式中n代表样本容量，k代表参数数量，k-1代表自由度，χ2值可由查表所得），则拒绝原假设，模型存在异方差。

在相关测算指标的选取和数据处理的基础上，利用Eviews7.2统计软件对农业各生产要素投入与农业总产值的多元线性模型作最小二乘法（OLS）回归估计。为了提高回归的真实性，首先考察各变量间的相关系数以检验各变量间是否存在多重共线性问题，见表1。

本文选取湖北省2000-2015年的时间序列数据来实证分析农业经济增长的影响因素，数据来于《中国统计年鉴》《中国农村统计年鉴》《中国环境统计年鉴》。数据包含2000-2015年我国农业总产值、化肥施用量、农药使用量、塑料薄膜使用量、有效灌溉面积、农业机械总动力、农业产业结构、农村用电量、乡村办水电站个数，由于本文主要探讨农业增长影响因素，所以此处农业为狭义农业即种植业。考虑到选取时间序列数据的平稳性较差，所以选择先对相关数据取对数后再分析，因为对相关系数取对数后会提高平稳性，而且不会改变时间序列数据的特征。基于此，文章构建以下农业生产要素投入与农业经济增长关系的多元回归模型为：

 

表3 逐步回归模型的异方差检验

  

0.164 713 0.104 607 1.574 582 0.360 2 lnx7×lnx2 -0.019 97 0.112 21 -0.177 95 0.887 9 lnx7×lnx3 -0.404 69 0.295 685 -1.368 66 0.401 7 lnx7×lnx8 -0.089 7 0.051 446 -1.743 48 0.331 5 lnx2 0.067 137 0.761 323 0.088 185 0.944 lnx2变量 系数 标准误 t值 p值C -0.206 87 1.839 825 -0.112 44 0.928 7 lnx7 -0.022 07 0.521 572 -0.042 32 0.973 1 lnx72 0.026 092 0.085 555 0.304 972 0.811 6 lnx2×lnx3 -0.071 76 0.289 686 -0.247 73 0.845 4 lnx2×lnx8 -0.014 89 0.035 104 -0.424 12 0.744 6 lnx3 -0.123 95 1.043 628 -0.118 76 0.924 7 lnx32 0.253 425 0.148 264 1.709 279 0.337 lnx3×lnx8 0.199 627 0.131 741 1.515 296 0.371 4 lnx8 0.027 554 0.070 609 0.390 237 0.763 1 lnx82 0.007 669 0.008 696 0.881 977 0.539 9 R-squared 0.979 272 Mean dependent var 0.000 267 Adjusted R-squared 0.689 077 S.D. dependent var 0.000 418 S.E. of regression 0.000 233 Akaike info criterion -14.787 9 Sum squared resid 5.43E-08 Schwarz criterion -14.063 6 Log likelihood 133.303 Hannan-Quinn criter.-14.750 8 F-statistic 3.374 53 Durbin-Watson stat 3.310 335 Prob（F-statistic） 0.405 248 2

3 回归结果分析

从实证分析的结果看，农业生产要素的投入、农业基础设施建设对湖北省农业总产值有着重要的作用。化肥、塑料薄膜的投入对湖北省农业经济增长的弹性系数分别为0.314 358、0.368 344，且均具有显著的正向促进作用。农村用电量、乡村办水电站个数对湖北省农业经济增长的弹性系数分别为0.448 949、0.053 88且均对农业发展起着显著的促进作用。农药使用量、有效灌溉面积、农用机械、农业产业结构4个要素在实证分析过程中偏回归系数未能通过显著性检验，其中农药使用量属于常规性农业生产要素且其使用主要是为了改善农作物生长的环境，偏回归系数未能通过显著性检验的原因可能是现阶段这些要素的不合理使用导致其总量的增加，造成资源的浪费却未能促进农业经济的增长。改革开放以来，国家强农、支农、惠农力度不断加大，中国农业综合开发投入逐年增加，这极大地改善了农业生产经营条件，扩大了农业基础设施建设、农业机械拥有量的规模，确保了农业劳动生产率的提高，为农民增收奠定了基础。2014年“中央一号文件”指出要加快推进农业现代化的进程和水平，农业现代化的重要标志正是高水平的农业机械化。机械拥有量、有效灌溉面积未能通过显著性检验可能原因是目前湖北省农业机械化程度、灌溉水平已经达到很高，但是其规模效益尚未显现出来，有待进一步的研究。文章最重要的一个变量产业结构未通过显著性检验，说明目前湖北省在调整产业结构时存在诸多问题，如结构不合理、政策制定存在滞后性等。湖北省种植业从2000年的615.7亿元增加到2015年的2 780.4亿元，林业、牧业、渔业分别从2000年的40.2亿元、338.8亿元、130.9亿元增加到2015年的180.6亿元、1 503.3亿元、922.8亿元。农林牧渔业总产值变化趋势见图1，农林牧渔业各产值占总产值比重变化见图2。农林牧渔业总产值总体上均呈现不断上升趋势，种植业依然是最高的，其次依次为牧业、渔业、林业。

  

图1 2000-2015年农林牧渔业产值变化趋势

  

图2 2000-2015年农林牧渔业产值占总产值比重变化趋势

由图2可知，2010-2015年，湖北省种植业所占比重呈现不断下降的趋势，牧业呈现波动增长的趋势，林业和渔业所占比重均有所增加，但三者所占比重均低于种植业。2015年湖北省种植业、林业、牧业所占比重分为48.54%、3.15%、26.24%，均低于全国53.84%、4.14%、27.81%的平均水平，渔业所占比重为16.11%，高于全国的10.16%的平均水平，可见湖北省渔业发展势头良好。总的来讲，种植业所占比重偏高，林业和渔业发展势头良好，从长远来看，湖北省农业发展的产业结构优化目标是种植业所占比重不断下降，林业和渔业所占比重不断上升，以使产业结构达到最优。

4 结论与建议

由以上分析可知，农业生产要素的投入、农业基础设施建设对湖北省农业总产值均具有显著的正向促进作用，且弹性系数分别为0.314 358、0.368 344。农村用电量、乡村办水电站个数均对湖北省农业发展起着显著的促进作用，且弹性系数分别为0.448 949、0.053 88。农药使用量、有效灌溉面积、农用机械、农业产业结构4个要素在实证分析过程中偏回归系数未能通过显著性检验，有待进一步的深入研究。

湖北省大部分地区都以种植业为主，林业主要分布在山区，牧业主要分布在较为发达的城市地区，渔业主要分布在河湖广布的江汉平原和鄂东地区。虽然化肥、塑料薄膜能够显著地促进农业经济增长，但是我们要摒弃农业发展的老路，走向从依靠要素投入转向依靠产业结构优化升级的新路。湖北省农业发展迅速，农业产业结构日趋优化但仍存在一定的问题。种植业所占比重偏高，渔业增长缓慢，作为千湖之省的湖北尚未发挥其地域优势，农业产业结构所处层次较低，农业内部结构调整优化任重而道远。

这就是爸妈养的好女儿。践踏着他们的真心，再捧着自己的心去给别人践踏；视而不见他们的劳苦，只对小伤小悲念念不忘。当年，爸妈辛苦工作供养我，大学毕业后，为了能让我在大城市安家，少受一些苦，卖了家里的一切、抛弃了家里的安稳生活在这里买了房子。大城市的消费太高了，他们那点儿退休金无力承受也不想拖累我，于是一把年纪还出来做工。被人歧视，受人欺负，但回家只字不提。而我呢，享受着他们给我带来的一切便利，享受着他们的宠爱，却不知，没有爸妈我其实什么都不是，我会像其他外地同龄人一样，拿着微薄的工资，租着破旧的筒子楼，算计着一日三餐。爸妈倾尽全力让我成为贫穷贵公主，但我根本不是公主。

4.1 加强农业基础设施建设

农村用电量、乡村办水电站个数能够显著地促进农业经济增长，在十三五时期农业发展过程中，湖北省要继续加大对农业水利基础设施的建设投入。一方面要加大对农村用电量的供给，降低农业用电的价格，另一方面要制定出更多的支农惠农政策。强化农业基础设施建设是推动农村经济发展、促进农业和农村现代化的重要途径之一。基础设施建设具有“乘数效应”，在增加农业基础设施建设投入的同时能够带来更大规模的经济增长。

4.2 合理优化农业产业结构

合理优化湖北省农业产业结构，促进其种植业结构多样化，提升林业、牧业、渔业所占比重。湖北省素有“鱼米之乡”之称，应根据其独有的资源优势大力发展渔业，合理开发渔业资源。加快发展水产养殖业，采用先进的养殖技术发展集约化、无公害化养殖，在保证质量的前提下达到一定的市场规模，进而利用有利的地理环境发展新兴渔业，扩大市场规模。政府应当积极鼓励和引导发展城郊型休闲渔业，拓宽渔业内涵，满足市场需求，最终达到因地制宜、彰显地方特色的效果。

第三季度，木马和僵尸网络程序受控主机IP数量最多的三个设区市分别是南昌、赣州和吉安，占到全省受控主机IP总量的46%。地域分布情况如图6所示：

参考文献

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