余子鵬，趙 瑋

(1．武漢科技大學(xué) 文法與經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430065;2．湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院 工商管理學(xué)院，湖北 武漢 430081)

一、引言

自1978年以來，我國農(nóng)業(yè)取得了長足的發(fā)展，各種農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量大幅度增長。根據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)，在1978 ～2010年間，糧食總產(chǎn)量由1978年的30476．5 萬噸，增長到2010年54647．7 萬噸，增長了0．793 倍;油料由521．8 萬噸增長到3230．1 萬噸，增長了5．19 倍;水產(chǎn)品由1978年的359．5 萬噸增長為2010年的5373 萬噸，增長了近14 倍;水果總產(chǎn)量由1978年的657 萬噸增長為2010年的21401．4 萬噸，增長了31．57 倍;肉類總產(chǎn)量由1979年的1062．4 萬噸增長到2010年的7925．8 萬噸，增長了6．46 倍。農(nóng)業(yè)巨大發(fā)展有利于維持我國經(jīng)濟(jì)、社會發(fā)展秩序穩(wěn)定，保障了我國工業(yè)化、城鎮(zhèn)化建設(shè)順利推進(jìn)，提高了人民生活水平。

但是，現(xiàn)代環(huán)境變化如人口的增長和食物數(shù)量、質(zhì)量要求提高等對農(nóng)業(yè)發(fā)展提出了重大挑戰(zhàn)，傳統(tǒng)生產(chǎn)要素邊際收益遞減，能源和化肥價格上升，土地肥力減弱等生態(tài)退化，氣候變化降低某些產(chǎn)品產(chǎn)量，耕地、淡水供給和其他自然資源可獲得性下降等，這些挑戰(zhàn)使農(nóng)業(yè)繼續(xù)發(fā)展愈加困難，依靠技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率進(jìn)步將越來越重要。許多研究認(rèn)為，研發(fā)投入是促進(jìn)生產(chǎn)率進(jìn)步最有驅(qū)動力的因素。通過減少投入和保護(hù)自然資源等途徑應(yīng)對各種挑戰(zhàn)，研發(fā)投入促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率進(jìn)步。Songqing Jin 等運(yùn)用隨機(jī)生產(chǎn)力前沿函數(shù)分析了我國農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的效率和技術(shù)改變［1］，Yanjie Zhang and Bernhard Brümmer 研究了30年來改革對我國農(nóng)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步的影響［2］，Anthony Chin Theng Heng 研究了化肥等投入對巴基斯坦農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響［3］。但是，專門探討研發(fā)投入對我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率影響的文獻(xiàn)較少。本文在假定改革后我國農(nóng)業(yè)經(jīng)營制度因素保持不變，其他要素投入以資本和勞動變量變化表示，探索農(nóng)業(yè)研發(fā)投入對我國農(nóng)業(yè)進(jìn)步的內(nèi)在規(guī)律，為持續(xù)發(fā)展、加強(qiáng)研發(fā)投入實(shí)踐具有實(shí)際意義。由于農(nóng)業(yè)具有多種產(chǎn)品，且不同產(chǎn)品生產(chǎn)所耗用的資源數(shù)量、勞動力時間等存在差異。這里，從農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的價值角度，以可比價格核算我國農(nóng)業(yè)歷年產(chǎn)值，以資本、勞動力和土地等主要投入要素為自變量，核算我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，分析研發(fā)投入對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率效應(yīng)。

二、理論框架和生產(chǎn)率模型

基于生產(chǎn)函數(shù)理論，以農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)表示生產(chǎn)率，即投入生產(chǎn)要素增長率不能解釋的產(chǎn)出增長率［4－5］，包括知識增長或技術(shù)進(jìn)步在內(nèi)的效應(yīng)［6］。假定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的主要決定因素變量是農(nóng)業(yè)研發(fā)投入，其他經(jīng)濟(jì)和非經(jīng)濟(jì)因素等為控制變量，即農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率模型為:

其中，R 表示農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的研發(fā)投入總量;ST 為農(nóng)業(yè)規(guī)模、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、貿(mào)易等結(jié)構(gòu)變化;D 為其他啞變量。

被解釋變量TFP 與解釋變量之間的關(guān)系如下:農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的研發(fā)投入不斷地創(chuàng)造新的知識和技術(shù)，提高了農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的知識和技術(shù)存量，促進(jìn)了農(nóng)業(yè)知識應(yīng)用和新技術(shù)產(chǎn)生［7］，因而，研發(fā)投入極大提升了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模擴(kuò)大有利于技術(shù)應(yīng)用和產(chǎn)品商業(yè)化，產(chǎn)品多樣化和質(zhì)量提升有利于實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品價值，對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化有利于在更大范圍里配置生產(chǎn)要素和銷售產(chǎn)品，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品生產(chǎn)與市場需求銜接，有效地配置資源，促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率進(jìn)步。

三、數(shù)據(jù)來源及變量計(jì)算

通過《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國農(nóng)業(yè)年鑒》、《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》等收集農(nóng)業(yè)資本投入、勞動力和農(nóng)業(yè)種植土地等1991 ～2011年的數(shù)據(jù)，構(gòu)造農(nóng)業(yè)產(chǎn)出函數(shù)計(jì)算我國農(nóng)業(yè)TFP。這里，采用柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)及對應(yīng)計(jì)量模型具體如下:

對式(2)取對數(shù)得到:lnYt=lnA0+αTt +αklnKt+αLBlnLabort+μt，或者根據(jù)實(shí)際需要，選擇對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)還是超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)，其中，Y，K，Labor 分別表示歷年農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、農(nóng)業(yè)資本存量和勞動力數(shù)，t 為時間。農(nóng)業(yè)資本存量通過核算歷年農(nóng)業(yè)固定資本投資并取折舊率6%進(jìn)行核算歷年資本存量，基期資本存量的計(jì)算方法參見有關(guān)文獻(xiàn)［8］。通過回歸分析估算產(chǎn)出彈性系數(shù)，確定各要素的產(chǎn)出彈性，如αK及αLB。

在式(3)中，TFPt為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的增長率，μt為擾動項(xiàng)，服從期望值為0 的正態(tài)分布。

借助式(3)可以計(jì)算出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的增長率為:

下面，運(yùn)用上述公式核算的被解釋變量TFPt并分析其影響因素。借助農(nóng)林牧漁生產(chǎn)總值、歷年農(nóng)業(yè)固定資本投資、農(nóng)業(yè)勞動力和農(nóng)業(yè)耕地面積，利用消費(fèi)者、固定資產(chǎn)價格指數(shù)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)值和投資進(jìn)行折算實(shí)現(xiàn)不同時期的產(chǎn)出、投資的可比性。通過檢驗(yàn)函數(shù)是否滿足規(guī)模收益不變性和選擇函數(shù)的最佳對數(shù)形式，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)函數(shù)滿足規(guī)模收益不變，回歸得到的生產(chǎn)函數(shù)模型方程:

n=21，Adj．R．sq．=0．884，D．W．=2．265。

注:* 表示1%的顯著水平，括號中數(shù)值為對應(yīng)系數(shù)的t 統(tǒng)計(jì)值，下文同。

根據(jù)式(4)、(5)，可計(jì)算得到TFP 增長率。設(shè)1990年的指數(shù)為1，可計(jì)算歷年的TFP 指數(shù)(如圖1)，tfpgrowth、tfpindex 分別為TFP 增長率和TFP 的指數(shù)，其中有:

對tfpindex 和tfpgrowth 進(jìn)行相關(guān)分析，其相關(guān)系數(shù)接近于1。因此，在分析生產(chǎn)率的影響因素時，只需選取其中一個指標(biāo)設(shè)置回歸方程。

圖1 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率指數(shù)和增長率

收集解釋變量數(shù)據(jù)為:歷年農(nóng)業(yè)研發(fā)投入、農(nóng)業(yè)耕種面積、貿(mào)易產(chǎn)品結(jié)構(gòu)等數(shù)據(jù)。根據(jù)式(1)，可引入計(jì)量模型分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的研發(fā)投入影響，對于其他因素則作為控制變量進(jìn)入模型。RRD 為農(nóng)業(yè)研發(fā)投入與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的比值，lnland 為農(nóng)業(yè)耕種面積的對數(shù)值，在進(jìn)行回歸分析前，分別將被解釋變量與潛在解釋變量進(jìn)行相關(guān)分析和Granger 因果分析，發(fā)現(xiàn)TFPt分別與RRD，REXt－2正相關(guān)，其相關(guān)系數(shù)分別為0．45和0．52，但TFPt與lnland 呈負(fù)相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為－0．35，且RRDt－1，lnlandt，REXt－2分別對TFPt存在因果關(guān)系，由于RRD、REX 與lnland 同時作為解釋變量回歸方程不理想，運(yùn)用Eviews5．0 對TFPt和解釋變量RRD、REX 與lnland 進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)各變量呈一階協(xié)整關(guān)系，經(jīng)過多次回歸分別得到如下方程:

通過分析農(nóng)業(yè)經(jīng)營結(jié)構(gòu)，發(fā)現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品出口比例(REX)(滯后2 期)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長具有因果關(guān)系，回歸得到方程:

分析回歸方程(7)、(8)可以發(fā)現(xiàn):第一，在其他條件不變時，農(nóng)業(yè)研發(fā)投入比例越高，對后期的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高具有較強(qiáng)的正向效應(yīng)。第二，在其他條件不變時，農(nóng)產(chǎn)品出口比例越高，對滯后兩期的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率具有明顯的正向影響。第三，在其他條件不變時，農(nóng)業(yè)耕種面積擴(kuò)大，反而對同期的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率帶來負(fù)向效應(yīng)。農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的研發(fā)投入可以促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提升，農(nóng)產(chǎn)品對外出口可以拉動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高，但農(nóng)業(yè)耕種面積擴(kuò)大卻導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率降低，其原因在于耕種面積擴(kuò)大，農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量增大，引起市場農(nóng)產(chǎn)品供給擴(kuò)大，供求渠道流通不暢，導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品滯銷和價格大大下降，反而引起農(nóng)業(yè)收益降低，最終導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率下降。

四、結(jié)論及政策

通過核算1990年以來我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率指數(shù)并分析農(nóng)業(yè)研發(fā)投入對其產(chǎn)生的影響，得到的結(jié)論如下:

第一，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長出現(xiàn)明顯的波動。在1990 ～1995年間，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率出現(xiàn)正增長，在1996 ～2003年間，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率出現(xiàn)連續(xù)負(fù)向增長，在2004 ～2010年間，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率出現(xiàn)正向增長兩年后出現(xiàn)一年負(fù)向增長的波動。這個結(jié)果基本上符合我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的實(shí)際，在上世紀(jì)90年代初期，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)仍具有較大改革制度能量激勵，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率表現(xiàn)為連續(xù)增長，但在90年代中期至2003年，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境逐漸惡化，農(nóng)業(yè)承擔(dān)的稅費(fèi)負(fù)擔(dān)重，城鄉(xiāng)差距拉大，農(nóng)業(yè)資源大量外流，極大地制約了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高，以致出現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率連續(xù)降低。自2004年以來，我國農(nóng)業(yè)稅費(fèi)減免，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境逐漸改善，但是，與其他產(chǎn)業(yè)相比，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有周期性和調(diào)節(jié)緩慢性，市場機(jī)制對農(nóng)業(yè)產(chǎn)生明顯的作用，致使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率出現(xiàn)兩年正一年負(fù)的周期性波動，市場波動已明顯地影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率了。

第二，我國農(nóng)業(yè)領(lǐng)域研發(fā)投入對其后的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率具有正向效應(yīng)，農(nóng)產(chǎn)品出口對滯后兩期的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率具有正向影響。農(nóng)業(yè)耕種面積的增加，反而導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收益略有下降，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率具有負(fù)向效應(yīng)。

農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)和農(nóng)村社會的發(fā)展，有利于農(nóng)民收入提高和促進(jìn)農(nóng)業(yè)勞動力素質(zhì)提升，這些是我國現(xiàn)代化建設(shè)的重要內(nèi)容。在社會主義市場機(jī)制作用下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)應(yīng)對市場機(jī)制的能力比較微弱。但是，基于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)正外部性，農(nóng)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長、社會穩(wěn)定發(fā)揮了不可忽視的作用。結(jié)合上文實(shí)證分析，為了促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步，建議從以下幾個方面加強(qiáng)農(nóng)業(yè)研發(fā)投入:

一是加大對農(nóng)業(yè)研發(fā)投入，促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)研究和試驗(yàn)，依靠技術(shù)進(jìn)步彌補(bǔ)農(nóng)業(yè)資源的不足。伴隨我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和城鎮(zhèn)化進(jìn)程加深，農(nóng)村優(yōu)質(zhì)勞動力在不斷外流，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)剩余積累的資本也轉(zhuǎn)移到其他產(chǎn)業(yè)，一部分農(nóng)業(yè)土地流轉(zhuǎn)為非農(nóng)用途，農(nóng)業(yè)土地肥力下降且遭受污染，水利等基礎(chǔ)設(shè)施投入不足，相對于工商業(yè)，農(nóng)業(yè)經(jīng)營環(huán)境相對惡化。為克服農(nóng)業(yè)資源轉(zhuǎn)移和抑制農(nóng)業(yè)生態(tài)不斷惡化，要逐漸轉(zhuǎn)向依靠技術(shù)進(jìn)步提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。

二是開拓國際市場，擴(kuò)大我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)品對外貿(mào)易，拉動農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步。我國農(nóng)業(yè)雖說地少人多，但勞動力密集型農(nóng)業(yè)以及園藝產(chǎn)品具有較強(qiáng)競爭力，促進(jìn)這些農(nóng)產(chǎn)品出口，有利于發(fā)揮勞動力優(yōu)勢，促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步。

三是加強(qiáng)對農(nóng)業(yè)勞動力的培訓(xùn)，培養(yǎng)農(nóng)民的市場經(jīng)營技能，積極應(yīng)用科研成果于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。農(nóng)業(yè)技術(shù)的應(yīng)用需要高素質(zhì)的勞動力?，F(xiàn)有農(nóng)業(yè)勞動力，無論是流出到城鎮(zhèn)工商業(yè)就業(yè)，還是留在農(nóng)業(yè)內(nèi)部就業(yè)，都需要通過技術(shù)培訓(xùn)使他們成為合格的勞動力。整體上，農(nóng)民市場意識較弱，不熟悉市場運(yùn)作。因此，各級政府和市場管理部門應(yīng)承擔(dān)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、產(chǎn)品流通渠道的信息收集和發(fā)布，引導(dǎo)農(nóng)業(yè)經(jīng)營者的生產(chǎn)和經(jīng)營行為，提高農(nóng)業(yè)經(jīng)營者的市場駕馭能力，克服市場機(jī)制盲目性致使農(nóng)業(yè)產(chǎn)品供求過度波動對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)造成的負(fù)面沖擊。加強(qiáng)市場建設(shè)和信息傳播，引導(dǎo)農(nóng)業(yè)經(jīng)營者利用市場規(guī)律進(jìn)行生產(chǎn)和銷售產(chǎn)品，提高農(nóng)業(yè)經(jīng)營收益率。

［1］Songqing Jin，Hengyun Ma，Jikun Huang，Ruifa Hu，Scott Rozelle．Productivity，efficiency and technical change:measuring the performance of China＇s transforming agriculture［J］．J Prod Anal，2010(33)．

［2］Yanjie Zhang，Bernhard Brümmer．Productivity change and the effects of policy reform in China＇s agriculture since 1979［M］．Canberra:Crawford School of Economics and Government，The Australian National University and Blackwell Publishing Asia Pty Ltd．2011．

［3］Anthony Chin Theng Heng．Determinants of Agriculture Productivity Growth in Pakistan［J］．International Research Journal of Finance and Economics，2012(95)．

［4］Solow，R．M．Technical change and aggregate production function［J］．Review of Economics and Statistics，1957(39)．

［5］Jorgenson，D．W．Productivity Volume 2:International Comparisons of Economic Growth［M］．London:The MIT Press，1995．

［6］Denison，E．F．Why Growth Rates Differ:Postwar Experience in Nine Western Countries［M］．Washington DC:Brookings Institution，1967．

［7］Ruttan，V．W．Productivity growth in world agriculture:sources and constraints［J］．Journal of Economic Perspectives，2002(16)．

［8］余子鵬，劉 勇．我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與要素效率關(guān)系分析［J］．經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2011(8):19－26．