資源富集區(qū)工業(yè)發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟的影響分析-以陜西省定邊縣為例

1、資源富集區(qū)工業(yè)開展對農(nóng)村經(jīng)濟的影響分析以陜西省定邊縣為例論文摘要：陜西省定邊縣擁有豐富的自然資源，是典型的資源富集地區(qū)，既具備工業(yè)實力強、土地資源豐富等優(yōu)勢，又存在生態(tài)較脆弱、貧富懸殊等劣勢。在定邊縣通過提高工業(yè)產(chǎn)值以促進其農(nóng)村經(jīng)濟的開展具有重要的意義。論文關鍵詞：資源富集區(qū),工業(yè)開展,農(nóng)村經(jīng)濟,定邊縣引言定邊縣地處陜西省西北部，是典型的資源富集地區(qū)：其所處的陜甘寧氣田是我國最大的陸上整裝氣田，已探明儲量2300億立方米；縣境內(nèi)八大油區(qū)儲藏面積80平方公里，儲量近1億噸，已探明具有開采價值的三塊油田總儲量2500萬噸；此外，原鹽、無明粉、粉洗清鹽、碘鹽、芒銷、硫酸鎂、氯化鎂、粘膠土的儲量也很豐

2、富。改革開放以來，該縣國民經(jīng)濟保持較快增長，自1978年以來工農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的年平均增長額為20264.52萬元，平均增速為39.6%。據(jù)統(tǒng)計，1978年全縣工農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值為5057萬元，其中，工業(yè)生產(chǎn)總值2032萬元，占地區(qū)工農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的比重為40.2%，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值3025萬元，在地區(qū)工農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值中的比重超過一半，到達59.8%；2021年全縣工農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值達1369913億元，其中，工業(yè)生產(chǎn)總值1242381億元，占地區(qū)工農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的比重為90.7%，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值為127532億元，只占地區(qū)工農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的9.3%。由此可見，在工業(yè)迅速增長的帶動下，農(nóng)業(yè)雖然也取得了長足開展，但農(nóng)業(yè)在整

3、個經(jīng)濟中的比重明顯大幅下降。農(nóng)村經(jīng)濟增長問題一直受到國內(nèi)外經(jīng)濟學家的關注。18世紀以來，國外出現(xiàn)了諸多有關農(nóng)村經(jīng)濟增長的理論，其中主要有：1、以格雷格、哈羅德、英尼斯、赫拉-名特等人為代表的農(nóng)業(yè)資源開發(fā)增長理論，他們認為：從歷史來看，耕地和牧場的擴大是增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的主要途徑，自然資源的不斷開發(fā)是農(nóng)業(yè)增長的主要源泉；2、土壤肥力的保持理論，其根本觀點為：有三個方面可以大力促進農(nóng)村經(jīng)濟增長：一是在農(nóng)業(yè)中開展一套可以綜合利用土地的勞動密集型的作物種植制度，二是強調(diào)有機肥的生產(chǎn)和利用，三是強調(diào)開展更有效地利用土地和水資源的物質(zhì)設施；3、研究地理位置對農(nóng)村經(jīng)濟增長影響的農(nóng)業(yè)開展的區(qū)位理論等。在我國，對農(nóng)

4、村經(jīng)濟增長因素較早進行分析的是朱希剛。他采用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型為主，測算我國九五;期間農(nóng)業(yè)技術進步奉獻份額。王偉、趙艷娟那么在理論上分析了投資、消費、出口、科技進步等對我國農(nóng)業(yè)開展的影響。吳方衛(wèi)把影響我國農(nóng)業(yè)開展的因素歸為耕地、農(nóng)業(yè)資本投入、農(nóng)產(chǎn)品市場化程度、農(nóng)業(yè)勞動力投入、家庭聯(lián)產(chǎn)責任承包制等五個因素，比擬系統(tǒng)的考察了建國后我國農(nóng)業(yè)開展的情況。但是只有學者討論資源富集地區(qū)工業(yè)產(chǎn)值對農(nóng)村經(jīng)濟開展的影響，以定邊縣為切入點進行研究的更是少之有少。1978年以來農(nóng)業(yè)統(tǒng)計方法和統(tǒng)計數(shù)據(jù)已經(jīng)相當完善，并且1978年以后定邊縣油氣資源得到大力開采，工農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)生了深刻的變化。因此，本文選取1978

5、年以來的時間序列數(shù)據(jù)和2021年的截面數(shù)據(jù)，通過工業(yè)總產(chǎn)值對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、農(nóng)民人均純收入、糧食總產(chǎn)量等3個指標的計算分析，揭示改革開放以來定邊縣工農(nóng)村經(jīng)濟開展的進程及現(xiàn)狀、工業(yè)增長對農(nóng)業(yè)開展的影響，進而提出一些促進資源富集區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟開展的對策建議。一、工業(yè)開展對農(nóng)村經(jīng)濟影響的表象分析一定邊縣工農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的歷史演化二各農(nóng)業(yè)指標對工業(yè)總產(chǎn)值的相對變動率分析相對變動率是指同一年度某一變量Y的增加額與其影響因素X的增加額的比值，即第T年Y對X的變動率=第T年Y的增加額/第T年X的增加額。1、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值對工業(yè)總產(chǎn)值的相對變動率分析圖3農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值相對于工業(yè)總產(chǎn)值的變動率2、農(nóng)民人均純收入對工業(yè)總產(chǎn)值的相對變動

6、率分析圖4農(nóng)民人均純收入相對于工業(yè)總產(chǎn)值的變動率二、農(nóng)村經(jīng)濟各指標對工業(yè)總產(chǎn)值的回歸分析一農(nóng)村經(jīng)濟各指標對工業(yè)總產(chǎn)值的短期效應回歸分析表1各指標對工業(yè)總產(chǎn)值的回歸結(jié)果 農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值 農(nóng)民人均純收入 糧食總產(chǎn)量 常數(shù) 15765.547(4.116 ) 748.397(4.931 ) 97620.196(6.114 ) 工業(yè)總產(chǎn)值 0.104(11.627 ) 0.002(6.371 ) 0.133(3.571 ) R值 0.958 0.879 0.718 R 值 0.918 0.772 0.515 修正后的R 值 0.912 0.753 0.475 標準差 11984.564 474.934 4

7、9965.697 F值 135.193 40.585 12.754 注：括號內(nèi)數(shù)值為該系數(shù)的t值由表1可見，工業(yè)總產(chǎn)值與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、農(nóng)民人均純收入、糧食總產(chǎn)量都有顯著的相關性相應的t值均大于臨界值，相關度R和修正后的R均大于臨界值，擬合度很好。F值都超過臨界值，說明方程整體顯著，各系數(shù)均在0.01水平上通過顯著性檢驗，整個方程具有很強的解釋功能。由短期效應回歸分析的結(jié)果可知，工業(yè)總產(chǎn)值對三個指標都有一定的正向促進作用。工業(yè)總產(chǎn)值每增長1%，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、農(nóng)民人均純收入、糧食總產(chǎn)量分別增長0.104%、0.002%和0.133%。但是這種促進作用并不顯著，特別是對農(nóng)民人均純收入的影響更是微乎其微。

8、二農(nóng)村經(jīng)濟各指標對工業(yè)總產(chǎn)值的長期效應回歸分析表2滯后一期的回歸結(jié)果 農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值 農(nóng)民人均純收入 糧食總產(chǎn)量 常數(shù) 18359.890(3.653 ) 856.859(5.150 ) 105633.330(5.945 ) 工業(yè)總產(chǎn)值 0.158(8.742 ) 0.003(5.525 ) 0.187(2.936 ) R值 0.935 0.857 0.663 R 值 0.874 0.735 0.439 修正后的R 值 0.863 0.711 0.388 標準差 14993.645 496.365 53009.809 F值 76.428 30.524 8.621 注：括號內(nèi)數(shù)值為該系數(shù)的t值表3滯

9、后兩期的回歸結(jié)果 農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值 農(nóng)民人均純收入 糧食總產(chǎn)量 常數(shù) 20298.934(3.843 ) 960.959(6.133 ) 113953.544(6.285 ) 工業(yè)總產(chǎn)值 0.154(8.446 ) 0.003(5.722 ) 0.170(2.729 ) R值 0.937 0.875 0.653 R 值 0.877 0.766 0.427 修正后的R 值 0.865 0.743 0.370 標準差 14853.061 440.599 50988.99 F值 71.331 32.738 7.447 注：括號內(nèi)數(shù)值為該系數(shù)的t值由表2和表3可見，工業(yè)總產(chǎn)值與滯后一年和滯后兩年農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、

10、農(nóng)民人均純收入、糧食總產(chǎn)量都有顯著的相關性相應的t值均大于臨界值，相關度R和修正后的R均大于臨界值，擬合度很好。F值都超過臨界值，說明方程整體顯著，各系數(shù)均在0.05水平上通過顯著性檢驗，整個方程具有很強的解釋功能。由滯后一年的回歸分析結(jié)果可知，工業(yè)總產(chǎn)值對三個指標都有一定的正向促進作用。工業(yè)總產(chǎn)值每增長1%，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、農(nóng)民人均純收入、糧食總產(chǎn)量分別增長0.158%、0.003%和0.187%。根據(jù)滯后兩年的回歸分析結(jié)果可知，工業(yè)總產(chǎn)值對三個指標也都有一定的正向促進作用。工業(yè)總產(chǎn)值每增長1%，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、農(nóng)民人均純收入、糧食總產(chǎn)量就分別增長0.154%、0.003%和0.170%。但是也可看

11、出這種促進作用并不明顯，特別是對農(nóng)民人均純收入的影響更是微乎其微。三各指標的變動差額對工業(yè)總產(chǎn)值變動差額的回歸分析表4各指標變動差額對工業(yè)總產(chǎn)值變動差額的回歸結(jié)果 農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值變動差額 農(nóng)民人均純收入變動差額 糧食總產(chǎn)量變動差額 常數(shù) 4322.627(1.184) 146.461(1.661) 12720.094(0.800) 工業(yè)總產(chǎn)值變動差額 0.055(2.738 ) 0.001(2.421 ) 0.004(0.050) R值 0.637 0.590 0.015 R 值 0.405 0.348 0.000 修正后的R 值 0.351 0.288 -0.091 標準差 11195.955

12、270.499 48797.858 F值 7.499 5.860 0.002 注：括號內(nèi)數(shù)值為該系數(shù)的t值由表4可見，工業(yè)總產(chǎn)值變動差額與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值變動差額、農(nóng)民人均純收入變動差額都有顯著的相關性相應的t值均大于臨界值，前兩個指標對應的相關度R和修正后的R均大于臨界值，擬合度較好。F值都超過臨界值，說明方程整體顯著，各系數(shù)均在0.05水平上通過顯著性檢驗，整個方程具有很強的解釋功能。但是，工業(yè)總產(chǎn)值變動差額對糧食總產(chǎn)量變動差額的回歸分析中，t、R和F都未通過檢驗，說明工業(yè)總產(chǎn)值變動差額對糧食總產(chǎn)量變動差額并不具備很強的解釋作用，二者之間的相關性也很弱。三、結(jié)論及對策建議由統(tǒng)計數(shù)據(jù)可直觀的發(fā)現(xiàn)，

13、改革開放以來定邊縣整體經(jīng)濟取得了快速穩(wěn)定地增長，在工業(yè)迅速增長的帶動下，農(nóng)村經(jīng)濟的絕對值雖然也取得了長足開展，但農(nóng)業(yè)在整個經(jīng)濟中的比重大幅下降；通過對定邊縣19782021年工業(yè)總產(chǎn)值對農(nóng)村經(jīng)濟影響的表象分析說明，在絕大多數(shù)年份工業(yè)總產(chǎn)值對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、農(nóng)民人均純收入、糧食總產(chǎn)量都有一定的正向作用，只有個別年份會出現(xiàn)負相關；對定邊縣19782021年工農(nóng)業(yè)數(shù)據(jù)的短期效應回歸分析和長期效應回歸分析說明，當年的工業(yè)總產(chǎn)值和超前兩年的工業(yè)總產(chǎn)值對所選取的三個農(nóng)村經(jīng)濟指標都有一定程度的正向影響，但是影響的幅度都很小，特別是對農(nóng)民人均純收入這一關鍵指標的影響更是微乎其微；通過各指標的變動差額對工業(yè)總產(chǎn)值變

14、動差額的回歸分析說明，工業(yè)總產(chǎn)值變動差額對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值變動差額、農(nóng)民人均純收入變動差額也有微弱的正向促進作用，只是對糧食總產(chǎn)量變動差額的相關性和解釋作用并不顯著。綜上，資源富集地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值對地區(qū)的農(nóng)村經(jīng)濟和農(nóng)民收入有一定的的帶動作用，但是這種促進作用還有待進一步提高。因此合理而有效地利用資源優(yōu)勢和工業(yè)的領頭作用，促進農(nóng)村經(jīng)濟增長，實現(xiàn)工業(yè)與農(nóng)業(yè)協(xié)調(diào)開展，成為資源富集地區(qū)亟待解決的重要問題。針對以上問題，本文提出以下對策建議：1、工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)，加快農(nóng)業(yè)開展定邊縣工業(yè)開展速度遠遠高于農(nóng)業(yè)開展，使得農(nóng)業(yè)成為短腿產(chǎn)業(yè)，制約了縣域經(jīng)濟的整體開展水平，因此需要將局部工業(yè)收入通過各種途徑反哺農(nóng)業(yè)，用于提高農(nóng)業(yè)科技含量、調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構、農(nóng)業(yè)機械化和扶貧開發(fā)等。開展以工促農(nóng)、以城帶鄉(xiāng)，不僅可以加快農(nóng)業(yè)農(nóng)村開展，提高農(nóng)民收入，而且可實現(xiàn)一、二產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)開展，有利于整體經(jīng)濟持續(xù)增長。2、重視生態(tài)環(huán)境，建立現(xiàn)代農(nóng)業(yè)園區(qū)資源富集和環(huán)境脆弱已成為該市資源環(huán)境的兩大重要特征定邊縣礦產(chǎn)資源十分豐富,地處國家級能源重化工基地。但由于地處毛烏素沙地和黃土高原過渡地帶,生態(tài)環(huán)境極為脆弱,水土流失和荒漠化擴展均十分嚴重。在資源開發(fā)和開展工業(yè)的過程中，要注意保護生態(tài)環(huán)境，為農(nóng)業(yè)開展提供自然環(huán)境的保障。此外還要利用現(xiàn)代科學技術，開展高新農(nóng)業(yè)，提高農(nóng)產(chǎn)品科技含量，從而提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，增加農(nóng)民