西藏生态农业生产技术研究

　　一、研究背景

　　西藏高原地处世界屋脊，拥有世界上最特殊的生态系统，是我国和亚洲其他国家共同的生态安全屏障，在亚洲地区和全球生态环境保护中具有重要的战略地位。同时，受特殊的高原气候影响，西藏生态系统非常脆弱，一旦被破坏，将严重影响西藏人民的生产生活环境，威胁到国家的战略生态安全。

　　中央第五次西藏工作座谈会指出，坚持把生态环境保护作为西藏经济建设的基础，正确处理生态环境保护和经济发展的关系，促进生态保护和农业生产的协调发展，实现西藏生态环境的良性循环。

　　《西藏自治区“十二五”时期国民经济和社会发展规划纲要》指出，必须按照优质、高产、高效、生态、安全的原则，推进西藏生态农业的发展。

　　因此，西藏生态农业发展怎样利用本地区独特的资源要素禀赋优势来跨越自然资源消耗大和生态环境破坏严重的发展阶段，怎样在加快现代科学技术推广的同时加强西藏高原特有的传统农业经验技术的传承和利用是很重要的研究课题。

　　二、理论分析和研究假设的提出

　　( 一) 理论分析

　　在如何推动我国农业从传统农业向现代生态农业转型的研究中: 李文华( 2003)［1］认为，中国生态农业应该是在吸收中国传统农业生产经验技术精华的同时，因地制宜地导入现代农业科学技术的优点而形成的一种具有中国特色的农业发展模式。尚正永( 2005)［2］提出，现代生态农业的发展要重视生态系统的整体协调性，要使环境保护和农业生产同步发展，要保证经济效益、社会效益和生态效益的全面提升。因此，在推动西藏农业的生态化发展中，必须按照西藏的高原生态环境特点来建立稳定长效的生态农业发展机制，必须遵循经济效益和生态效益同步提高的规律。

　　生态农业发展问题，实质上是一个新型产业的发展问题。在近年的产业发展理论研究中，内生经济增长理论成为主流。其中，罗默( Ｒomer: 1986)［3］提出的中间生产要素种类的扩大所带来的技术外溢效应能推动经济持续增长，而卢卡斯( Lucas: 1988)［4］认为人力资本的积累能提高劳动生产率。此外，White andWade( 1988)［5］指出政府的扶持和指导对加快新型技术的推广和利用有一定的积极作用。

　　因此，加强从内生经济增长的角度来分析西藏生态农业发展是很有必要的。但是，这方面的研究、特别是实证研究很少，本文将填补这方面的研究。

　　( 二) 研究假设的提出

　　本文根据以上理论和模型的分析提出以下研究假设:

　　研究假设 1: 传统农业经验技术的合理利用能有效地提高现代农业科学技术成果的生产效率。

　　研究假设 2: 现代化的农业生产工具的使用和推广对提高西藏农牧户的农业生产技术水平起到积极作用。

　　研究假设 3: 现代农业生产方式的推广能有效地提高西藏农业的生产力水平。

　　三、计量分析模型的建立

　　根据以上理论分析和研究假设，考虑到西藏生态农业发展受多种因素的影响，本文把卢卡斯模型和罗默模型的特点结合起来，在重视中间生产要素的技术外溢效应和人力资本积累效应等因素对保持经济持续增长作用的内生经济增长理论的基础上，同时考虑到现代农业科学技术、传统农业经验技术、现代农业生产方式、生态环境保护和政府的扶持政策等因素对经济增长的作用，建立以下研究西藏生态农业发展的理论模型。

　　假设西藏生态农业发展的计量分析模型适合科布－道格拉斯生产函数，则农作物的生产可以表示为:【1】

　　
　　模型( 1) 中，Qit表示 i 农牧户 t 年的农作物总产量，用青稞、小麦、玉米、高原油菜、马铃薯和其他蔬菜的产量之和表示; Lit表示i 农牧户t 年的农业生产的劳动力投入量，用农牧户的农业劳动力人数表示; Kit表示i 农牧户 t 年的农业生产的资本投入量，用农作物的种植总面积表示。在此，对模型 1 两边取自然对数可以得到以下线型计量分析模型( 2) :【2】

　　
　　由于农作物产量增长是许多因素共同作用的结果，在西藏农业生产领域中现代农业科学技术和传统农业经验技术是影响农业生产的重要因素。同时，现代农业科学技术和传统农业经验技术的合理使用对农业生产和生态环境保护的影响更为深远。

　　在此，把西藏传统农业生产中使用最多的「粪类肥料」( Dit) 作为传统农业经验技术的代理变量，把中间生产因素的「化学肥料」( Cit) 使用量作为现代农业科学技术的代理变量，把传统农业经验技术的合理使用对现代农业科学技术的使用效率提高用lnCit和 Dit的交叉项( lnCit·Dit) 来表示。在以上的线型计量模型( 2) 中加入 lnCit、Dit和 lnCit·Dit项以建立线型计量分析模型( 3) ，模型( 3) 可以表示为:【3】

　　
　　此外，现代农业科学技术的推广能有效地提高农牧户对现代农业科学技术的掌握程度，农业技术掌握程度的提高将推动农业生产的发展。本文把「农业技术掌握程度」( Tit) 作为农牧户的农业生产技术水平的代理变量进行分析，现代农业生产工具的「农用机械」( Mit) 作为现代农业科学技术的代理变量，现代农业生产工具的使用对农业生产技术水平的提高用「农业技术」( Tit) 和「农用机械」( Mit) 的交叉项( Tit·Mit) 来表示。在以上的分析模型( 2)中加入这项交叉项( Tit·Mit) 建立线型计量分析模型( 4) ，模型( 4) 可以表示为:【4】

　　
　　另一方面，在西藏农业生产领域中，政府的农业扶持政策对现代农业生产方式的发展起到重要的推动作用，同时考虑到现代农业生产方式的推广对经济社会效益和生态效益的提高，本文把的「大棚种植( lnHit) 」作为现代农业生产方式的代理变量来进行分析。在以上的分析模型 ( 2) 中，作者加入( lnHit) 项建立线型计量分析模型( 5) ，模型( 5) 可以表示为：【5】

　　
　　在以上计量模型中，表示随机扰动项，β1、β2、β3、β4、β5为估计参数，被解释变量和解释变量的含义说明如表 1 所示。【6】

　　
　　四、问卷调查的实施与数据的说明

　　为了使用以上模型分析对研究假设进行论证，需要相应的数据; 而西藏由于独特的地理条件和自然环境，加之统计工作落后，相关统计数据严重不足。为此，本文采用广范围的问卷调查以获取相关数据。

　　问卷调查起始于 2012 年 7 月，调查范围分布西藏 5 个地区 21 个县共计 41 个村，被调查的农牧户为 193 户。这 21 个县分别是: 拉萨市的 2 个县( 尼木县、曲水县) ，昌都地区的 1 个县( 芒康县) ，林芝地区的 2 个县( 林芝县、米林县) ，山南地区的 4 个县( 乃东县、曲松县、洛扎县、琼结县) ，日喀则地区的 12 个县( 日喀则市、江孜县、谢通门县、仁布县、南木林县、昂仁县、康马县、萨迦县、白朗县、拉孜县、亚东县、定日县) 。在这些被调查的 193 户农牧民家庭中，藏族农牧民为 189 户，占被调查农牧户总数的 97． 93%; 珞巴族等其他少数民族农牧民为 4 户，占被调查农牧户总数的 2． 07%。

　　参与此次问卷调查的调查员均为藏族和珞巴族学生，他们出生于西藏不同区县，精通汉语和藏语，具有大学本科以上学历( 含在读本科生) ，熟悉当地的风俗习惯和农业生产情况，与被调查的农牧户有着良好的合作关系，所获得的数据真实可信。而且，在问卷调查实施之前，作者对调查员进行了系统的培训，对问卷内容进行了详细说明和填写指导，使调查员对问卷内容充分理解，调查结果可信高。

　　此次问卷调查涉及上述地区农牧户的农作物产量、农作物种植面积和农业劳动力人数等 20 项关于农牧户一年中的农业生产情况; 具体包括: 有反映西藏农牧户的农业劳动力投入量的“农业劳动力人数( 人) ”，有说明农作物产量的“青稞产量( 公斤) ”、“小麦产量( 公斤) ”、“玉米产量( 公斤) ”、“高原油菜产量( 公斤) ”、“马铃薯产量( 公斤) ”和“其他蔬菜产量( 公斤) ”，有说明农作物种植面积的“青稞种植面积( 亩) ”、“小麦种植面积( 亩) ”、“玉米种植面积( 亩) ”、“高原油菜种植面积( 亩) ”、“马铃薯种植面积( 亩) ”和“其他蔬菜种植面积( 亩) ”，有代表农业生产技术水平的“农牧户的农业技术掌握程度( 高，中，低) ”，有表示现代农业生产工具的“农牧户拥有农用拖拉机( 台) ”、“农牧户拥有播种机( 台) ”和“农牧户拥有收割机( 台) ”，有说明化学肥料使用情况的“化学肥料使用数量( 公斤) ”，有代表传统农业经验技术的“粪类肥料使用( 多，少，无) ”。

　　从以上被调查的 5 个地区共计 41 个村、193 户的抽样调查结果中获得了其中 38 个村 162 户的完全对称样本数据，样本数据跨度期为 3 年( 2009 年－2011 年) ，共计 486 组。样本数据具有显着的差异性和代表性，能够满足实证研究的要求。

　　五、计量分析结果及解释
　　
　　为了对以上研究假设进行论证，本文使用计量分析模型 3、4 和 5 对本次问卷调查取得的样本数据进行分析。由于样本数据为完全对称的面板数据，本文使用面板数据模型分析法对这些数据进行计量分析，同时使用 Hausman 检验来验证个体效应是随机的还是固定的。

　　使用计量模型 3 对以上样本数据进行 Hausman检验，检验结果表明( 如表 2 所示) : 卡方统计量「CHISQ ( 5) 」为 10. 196，接 受 原 假 设 的 概 率 为0. 067，因此在 10% 的显着性水平下拒绝原假设，即固定效应模型的检验结果被利用; 回归判定系数的修正 Ｒ2 等于 0. 943，因此计量模型 3 整体拟合程度处于高水平。【7】

　　
　　此外，lnLit的系数值具有正的实际意义且在10% 的显着性水平下有统计显着性，lnKit的系数值为正且在 1%的显着性水平下有统计显着性。

　　但是，lnCit和 Dit的系数值都不具有实际意义的统计显着性，交叉项 lnCit·Dit的系数值也没有实际意义的统计显着性。这表明粪类肥料的使用对提高化学肥料的生产效率影响不强，即传统农业经验技术的利用对现代农业科学技术成果的生产效率的提高影响有限。如何推动西藏传统农业经验技术因地制宜地使用，以提高现代农业科学技术成果的生产效率是今后应加强研究的课题。因此，在这里研究假设 1 不成立。

　　使用计量模型 4 对以上样本数据进行 Haus-man 检验的结果表明( 如表 3 所示) : 卡方统计量「CHISQ ( 5) 」为 6. 467，接 受 原 假 设 的 概 率 为0. 167，因此在 10% 的显着性水平下不能拒绝原假设，即计量模型 4 应当接受原假设，使用随机效应模型的检验结果; 回归判定系数的修正 Ｒ2 等于0. 501，因此计量模型 4 整体拟合程度处于相对合理水平。

　　模型 4 的解释变量 lnLit和 lnKit的系数值分别在 5%、1%的显着性水平下具有正的实际意义的统计显着性。另一方面，Tit的系数值没有显现正的实际意义的统计显着性; 然而，Tit·Mit项的系数值在1% 的显着性水平下显现了正的实际意义的统计显着性。这表明在西藏农业生产领域中，农用机械的推广对农牧民的农业生产技术水平的提高起到积极作用，研究假设 2 成立。【8】

　　
　　模型 5 的 Hausman 检验结果表明( 如表 4 所示) : 卡方统计量「CHISQ( 5) 」为 1． 981，接受原假设的概率为0．576，因此在10%的显着性水平下不能拒绝接受原假设，即随机效应模型的检验结果被采用。【9】

　　
　　模型 5 的解释变量 lnLit和 lnKit项的系数值均为正，且在 1% 的显着性水平下具有统计显着性。

　　此外，lnHit项的系数值具有正的实际意义，且在10% 的显着性水平下显现了统计显着性，这表明在西藏农业生产领域中政府对大棚种植等现代农业生产方式的推广和指导对提高农业生产力水平有积极的作用。因此，研究假设 3 成立。

　　总结以上分析结果，模型 3、4、5 的 lnLit和 lnKit项的系数符号均具有实际意义的统计显着性; 这些结果表明在政府的支持和帮助下，西藏农业生产中的单位劳动力和单位耕地面积对经济成长的贡献率得到了有效的提高。与此同时，模型 4 的 Tit·Mit项和模型5 的 lnHit项的系数值也显现了正的实际意义的统计显着性; 这表明在西藏农业生产领域中，政府对现代农业生产工具和现代农业生产方式的推广有效地提高了农牧民的农业生产技术水平和生产效率。但是，模型3 的 lnCit·Dit项的系数值没有显现实际意义的统计显着性，这表明在西藏农业生产领域中传统农业经验技术没有得到充分利用; 因此，进一步挖掘和传承西藏传统农业经验技术是很有必要的。

　　六、政策建议

　　根据以上分析，本文对西藏生态农业的发展提出以下建议:

　　( 一) 注重传统农业经验技术的有效运用，因地制宜地利用传统农业经验技术。西藏地区面积辽阔，各地自然资源、自然环境各异，农业生产条件与社会发展水平差异较大; 因此，在西藏的农业生产领域中有着很多地域特点的传统农业经验技术。这样自然环境决定了西藏在发展生态农业时，必须充分吸收本地区特有的传统农业经验技术的精华，以保证高原生态农业的合理发展。但是，以上的分析结果表明传统农业经验技术的影响不明显，这说明了西藏传统农业经验技术没有得到充分运用; 为此，加大挖掘和提高西藏各地不同的传统农业经验技术的利用和传承是很有必要的。

　　( 二) 注重现代农业科学技术和现代农业生产方式的利用和推广。以上分析结果表明，现代化的农业生产工具和现代农业生产方式的推广对提高农业的生产力水平起到了积极作用; 因此，有必要加大对西藏农业技术的改造力度，健全现代农业科学技术的推广体系和实用型农业生产技术的推广与应用制度。本文建议从结构与总量两个方面加大对西藏农业生产技术的投入，同时加快对适应高原生态环境的实用型农业技术的推广，提高西藏高原农业资源的产出率和农业综合生产能力。

　　( 三) 加大对生态农业发展的政策扶持。自中央第四次西藏工作会议以来，中央把西藏的生态环境保护提高到国家战略地位。因此，加大对生态农业发展的政策扶持很有必要。

　　［参考文献］
　　
　　［1］李文华． 生态农业———中国可持续农业的理论与实践［M］． 北京: 化学工业出版社，2003: 251－268．
　　［2］尚正永． 河西地区生态农业产业化研究［J］． 干旱区资源与环境，2005( 19) : 47－50．
　　［3］Paul M． Ｒomer． Increasing Ｒeturns and Long Ｒun Growth［J］． Journal of Political Economy，1986，94( 5) : 1002－37．