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资源富集区以工促农的实证分析——以陕西省定边县为例-论文网

时间:2013-12-11  作者:王亚军,孔荣

论文摘要:论文选取1978年以来的时间序列数据和2008年的截面数据,以农业总产值、农民人均纯收入、粮食总产量为农村经济度量指标,实证分析工业发展对农村经济的影响。
论文关键词:资源富集区,以工促农,定边县

一、引言

定边县地处陕西省西北部,是典型的资源富集地区:其所处的陕甘宁气田是我国最大的陆上整装气田,已探明储量2300亿立方米;县境内八大油区储藏面积80平方公里,储量近1亿吨,已探明具有开采价值的三块油田总储量2500万吨;此外,原盐、无明粉、粉洗清盐、碘盐、芒销、硫酸镁、氯化镁、粘胶土的储量也很丰富。

改革开放以来,该县国民经济保持较快增长,自1978年以来工农业总产值的年平均增长额为20264.52万元,平均增速为39.6%。据统计,1978年全县工农业总产值为5057万元,其中,工业生产总值2032万元,占地区工农业生产总值的比重为40.2%,而农业生产总值3025万元,在地区工农业生产总值中的比重超过一半,达到59.8%;2008年全县工农业总产值达136.9913亿元,其中,工业生产总值124.2381亿元,占地区工农业生产总值的比重为90.7%,而农业生产总值为12.7532亿元,只占地区工农业生产总值的9.3%。显然,工业产值和农业产值的相对比例发生了巨大变化,由1978年的40.2:50.8变为2008年的90.7:9.3。综上,在工业迅速增长的带动下,农业虽然也取得了长足发展,但农业在整个经济中的比重明显大幅下降。

农村经济增长问题一直受到国内外经济学家的关注。18世纪以来,国外出现了诸多有关农村经济增长的理论,其中主要有:1、以格雷格、哈罗德、英尼斯、赫拉·名特等人为代表的农业资源开发增长理论,他们认为:从历史来看,耕地和牧场的扩大是增加农业生产的主要途径,自然资源的不断开发是农业增长的主要源泉;2、土壤肥力的保持理论,其基本观点为:有三个方面可以大力促进农村经济增长:一是在农业中发展一套可以综合利用土地的劳动密集型的作物种植制度,二是强调有机肥的生产和利用,三是强调发展更有效地利用土地和水资源的物质设施;3、研究地理位置对农村经济增长影响的农业发展的区位理论等。在我国,对农村经济增长因素较早进行分析的是朱希刚。他采用柯布-道格拉斯生产函数模型为主,测算我国“九五”期间农业技术进步贡献份额。王伟、赵艳娟则在理论上分析了投资、消费、出口、科技进步等对我国农业发展的影响。吴方卫把影响我国农业发展的因素归为耕地、农业资本投入、农产品市场化程度、农业劳动力投入、家庭联产责任承包制等五个因素,比较系统的考察了建国后我国农业发展的情况。但是只有学者讨论资源富集地区工业产值对农村经济发展的影响,以定边县为切入点进行研究的更是少之有少。

1978年以来农业统计方法和统计数据已经相当完善,并且1978年以后定边县油气资源得到大力开采,工农村经济发生了深刻的变化。因此,本文选取1978年以来的时间序列数据和2008年的截面数据,通过工业总产值对农业总产值、农民人均纯收入、粮食总产量等3个指标的计算分析,揭示改革开放以来定边县工农村经济发展的进程及现状、工业增长对农业发展的影响,进而提出一些促进资源富集区农村经济发展的对策建议。

二、农村经济各指标对工业总产值的实证分析

(一)农村经济各指标对工业总产值的短期效应回归分析

表1各指标对工业总产值的回归结果

农业总产值

农民人均纯收入

粮食总产量

常数

15765.547(4.116 )

748.397(4.931 )

97620.196(6.114 )

工业总产值

0.104(11.627 )

0.002(6.371 )

0.133(3.571 )

R

0.958

0.879

0.718

R

0.918

0.772

0.515

修正后的R

0.912

0.753

0.475

标准差

11984.564

474.934

49965.697

F

135.193

40.585

12.754

注:括号内数值为该系数的t值

由表1可见,工业总产值与农业总产值、农民人均纯收入、粮食总产量都有显著的相关性(相应的t值均大于临界值),相关度R和修正后的R均大于临界值,拟合度很好。F值都超过临界值,说明方程整体显著,各系数均在0.01水平上通过显著性检验,整个方程具有很强的解释功能。

由短期效应回归分析的结果可知,工业总产值对三个指标都有一定的正向促进作用。工业总产值每增长1%,农业总产值、农民人均纯收入、粮食总产量分别增长0.104%、0.002%和0.133%。但是这种促进作用并不显著,特别是对农民人均纯收入的影响更是微乎其微。

(二)农村经济各指标对工业总产值的长期效应回归分析

表2滞后一期的回归结果

农业总产值

农民人均纯收入

粮食总产量

常数

18359.890(3.653 )

856.859(5.150 )

105633.330(5.945 )

工业总产值

0.158(8.742 )

0.003(5.525 )

0.187(2.936 )

R

0.935

0.857

0.663

R

0.874

0.735

0.439

修正后的R

0.863

0.711

0.388

标准差

14993.645

496.365

53009.809

F

76.428

30.524

8.621

注:括号内数值为该系数的t值

表3滞后两期的回归结果

农业总产值

农民人均纯收入

粮食总产量

常数

20298.934(3.843 )

960.959(6.133 )

113953.544(6.285 )

工业总产值

0.154(8.446 )

0.003(5.722 )

0.170(2.729 )

R

0.937

0.875

0.653

R

0.877

0.766

0.427

修正后的R

0.865

0.743

0.370

标准差

14853.061

440.599

50988.99

F

71.331

32.738

7.447

注:括号内数值为该系数的t值

由表2和表3可见,工业总产值与滞后一年和滞后两年农业总产值、农民人均纯收入、粮食总产量都有显著的相关性(相应的t值均大于临界值),相关度R和修正后的R均大于临界值,拟合度很好。F值都超过临界值,说明方程整体显著,各系数均在0.05水平上通过显著性检验,整个方程具有很强的解释功能。

由滞后一年的回归分析结果可知,工业总产值对三个指标都有一定的正向促进作用。工业总产值每增长1%,农业总产值、农民人均纯收入、粮食总产量分别增长0.158%、0.003%和0.187%。根据滞后两年的回归分析结果可知,工业总产值对三个指标也都有一定的正向促进作用。工业总产值每增长1%,农业总产值、农民人均纯收入、粮食总产量就分别增长0.154%、0.003%和0.170%。

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