河南省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長影響因素實證分析

郭 震

（河南財經(jīng)政法大學(xué)，河南 鄭州 450002）

河南省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長影響因素實證分析

郭 震

（河南財經(jīng)政法大學(xué)，河南 鄭州 450002）

基于柯布—道格拉斯生產(chǎn)模型，利用1980—2009年河南省農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出的時間序列資料，首先分析了農(nóng)村固定資產(chǎn)投資、農(nóng)業(yè)機械總動力、農(nóng)村勞動力、農(nóng)作物播種面積、耕地面積等諸要素對河南省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響程度；其次，測算和分析了此階段性的要素增長率及要素貢獻率。研究結(jié)果表明，資本投入、科技進步是河南省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的主要動力，勞動力及土地對河南農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻率較低。

農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長；C-D生產(chǎn)函數(shù)；農(nóng)業(yè)技術(shù)進步；貢獻率

一、文獻綜述及問題提出

經(jīng)濟增長是一個國家（地區(qū)）國民收入或國民生產(chǎn)總值的總量或人均量的上升，是眾多因素綜合作用的結(jié)果。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長既與經(jīng)濟改革的諸多政策相聯(lián)系，也和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中投入要素和科技進步的變化緊密相關(guān)。研究者們對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長源泉與要素效率進行了較為系統(tǒng)的分析，但遺憾的是，還沒有研究將農(nóng)業(yè)技術(shù)進步、要素投入產(chǎn)出效率納入一個統(tǒng)一的分析框架［1］。關(guān)于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長要素貢獻率的測算主要有兩種方法：一是索洛余值法，二是參數(shù)估計法[1]。一般以C-D生產(chǎn)函數(shù)或超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)為起點進行計量估算。

河南資源稟賦和農(nóng)業(yè)發(fā)展條件、農(nóng)業(yè)發(fā)展水平與全國相比有所不同。河南省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展具有勞動力充足的優(yōu)勢，但勞動力充足是否就能有效推動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長？本文使用參數(shù)估計法避免了索洛余值法苛刻的前提假設(shè)，采用1980—2009年農(nóng)業(yè)發(fā)展的時間序列數(shù)據(jù)，以廣義C-D函數(shù)為基礎(chǔ)建立線性的生產(chǎn)函數(shù)模型，并在農(nóng)業(yè)基本投入要素的基礎(chǔ)上，分別引入代表資本和土地的不同指標(biāo)，對比分析影響河南省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的因素，并估算資本、勞動力、土地的產(chǎn)出彈性，同時建立計量經(jīng)濟模型實證分析技術(shù)進步、資金、勞動力、土地等要素對河南省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響。

二、研究方法

（一）選擇生產(chǎn)函數(shù)，確定彈性系數(shù)

本文應(yīng)用詹恩·丁伯根改進的廣義C-D函數(shù)：

其中Y為農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值，K為資本投入，L為勞動力，M為土地。A0為常數(shù)項，t為時間變量，α、β、γ分別是資本產(chǎn)出彈性、勞動力產(chǎn)出彈性、土地產(chǎn)出彈性，δ是科技進步率，利用歷年的指標(biāo)及數(shù)據(jù)需要把（1）變成線性關(guān)系，以估算α、β、γ、δ的值。將（1）式取對數(shù)得：

（二）選擇統(tǒng)計數(shù)據(jù)，測算要素年增長率和貢獻率

年增長率的公式采用水平法：

P為年增長率，Pt為計算期的數(shù)值，P0為基期的數(shù)值，t為間隔年數(shù)。

資本投入對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻率為：EK=α k/y×100%。

勞動投入對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻率為：EL=β l/y×100%

土地投入對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻率為：EN=γ m/y×100%

農(nóng)業(yè)技術(shù)進步對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻率為：EA=δ/y×100%

α β γ分別是資本產(chǎn)出彈性、勞動力產(chǎn)出彈性、土地產(chǎn)出彈性，δ是科技進步率，y為農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值年增長率，k為資本年增長率，l為勞動力年增長率，m為土地年增長率，其中y、k、l、m的值可以利用年增長率的公式得到。

三、模型及變量選取

（一）模型

基于文章在模型中引入的資本投入與土地指標(biāo)不同，建立兩個線性模型。

模型1：ln Y=ln A+αln K+βln L+γln M+δt。其中Y為農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值，K為農(nóng)村固定資產(chǎn)投資，L、M分別為勞動力及播種面積。A為常數(shù)項，t為時間變量①。α、β、γ分別是資本產(chǎn)出彈性、勞動力產(chǎn)出彈性、土地產(chǎn)出彈性，δ是科技進步率

模型2：ln Y=ln A′+α′ln K′+β′ln L+γ′ln M′+δ′t。其中Y、L、t與模型1的概念相同，K為農(nóng)業(yè)機械總動力，M′為年底常用耕地面積，A′為常數(shù)項，α′、β′、γ′分別是資本產(chǎn)出彈性、勞動力產(chǎn)出彈性、土地產(chǎn)出彈性，δ′是科技進步率。

（二）Y：農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值

選用《河南統(tǒng)計年鑒2010》和《河南六十年》農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值年末數(shù)，樣本年份區(qū)間為1980—2009年，由于在模型2中要素投入指標(biāo)中農(nóng)業(yè)機械總動力屬能源消耗且價格指數(shù)是1989年以后編制，不易按基期價格計算，為了統(tǒng)一口徑，在模型1和2中，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值使用當(dāng)年價格進行計算。

（三）K：資本投入

在模型1中，選用《河南統(tǒng)計年鑒2010》和《河南六十年》農(nóng)村固定資產(chǎn)投資年末數(shù)，取當(dāng)年價格進行計算。

由于固定資本投入以農(nóng)業(yè)機械為主，因此在模型2中，選用《河南統(tǒng)計年鑒2010》和《河南六十年》農(nóng)業(yè)機械總動力，樣本年份區(qū)間為1990—2009年。

（四）L：勞動力

勞動投入指標(biāo)應(yīng)該取生產(chǎn)過程中實際投入的勞動量，由于數(shù)據(jù)不易得到，本文選取1990—2009年第一產(chǎn)業(yè)人數(shù)代表。從數(shù)據(jù)來看，河南勞動力投入呈現(xiàn)不同時段交替遞增遞減的狀態(tài)，與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的變化不同，因此，預(yù)期勞動力變量對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的影響會不顯著或者為負(fù)。

（五）M：土地

鑒于非農(nóng)業(yè)建設(shè)占用耕地和“撂荒”現(xiàn)象，在模型1中，本文采用《河南統(tǒng)計年鑒2010》和《河南六十年》農(nóng)作物播種面積代表。在模型2中，本文采用《河南統(tǒng)計年鑒2010》和《河南六十年》年底常用耕地面積代表。

四、實證分析

（一）模型回歸及結(jié)果分析

模型1：

模型1結(jié)果如表1所示②。總體來看，各解釋變量均能較好地解釋其對被解釋變量的影響。D.W.值為1.942，說明回歸方程的殘差不存在序列相關(guān)。

從經(jīng)濟學(xué)意義上看，農(nóng)村固定資本投資產(chǎn)出彈性為0.22，說明農(nóng)村固定資本投資增加1%，使農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增長0.22%；由于農(nóng)村固定資產(chǎn)投資作用時間具有一定的滯后期，資金的自身積累能力相對匱乏，因此資金要素投入產(chǎn)出彈性不高，低于農(nóng)業(yè)部科技與質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)司的全國彈性系數(shù)0.55。農(nóng)業(yè)勞動力的影響沒有通過檢驗，符合中國經(jīng)濟增長呈現(xiàn)出典型的資本投入推動性特點，勞動力投入對推動經(jīng)濟增長的作用不明顯的結(jié)論［2］。播種面積的影響為負(fù)數(shù)，可能的解釋是播種面積盡管每年有所擴大，但土地效率不高。從三者產(chǎn)出彈性比較來看，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的邊際產(chǎn)出處于絕對優(yōu)勢地位，說明保證河南農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增長的最有效的方式是增加資本投資。

表1 模型1回歸結(jié)果

表2 模型2回歸結(jié)果

模型2結(jié)果如表2所示。各解釋變量均能較好地解釋其對被解釋變量的影響。D.W.值為1.777，說明回歸方程的殘差不存在序列相關(guān)。

從經(jīng)濟學(xué)意義上看，機械總動力產(chǎn)出彈性為0.630，顯著高于農(nóng)村固定資本投資的產(chǎn)出彈性，說明機械總動力增加1%，使農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增長0.63%；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的客觀實踐要求提高農(nóng)業(yè)機械化程度，因此政府應(yīng)更重視農(nóng)業(yè)機械化水平對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的促進作用。勞動力產(chǎn)出彈性為負(fù)，其原因在于河南省是人口大省，勞動力相對過剩，其負(fù)值也符合劉易斯所提出的農(nóng)業(yè)勞動無限供給下的勞動邊際產(chǎn)出等于零或負(fù)值；勞動力彈性為負(fù)，也說明勞動者素質(zhì)不高，不能適應(yīng)經(jīng)濟快速發(fā)展的要求。耕地面積影響為負(fù)數(shù)，說明人多地少的矛盾尖銳，耕地總體質(zhì)量不高，土地產(chǎn)出效益較差。從三者產(chǎn)出彈性比較來看，機械總動力對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的邊際產(chǎn)出處于絕對優(yōu)勢地位，因此政府可以進一步加大對農(nóng)業(yè)機械的投資力度，促進河南農(nóng)業(yè)經(jīng)濟快速增長。

（二）要素增長率及貢獻份額

1.年增長率測算及分析

圖1 河南省1980—2009農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、資本、勞動力、土地年增長率趨勢變動圖

總體來看，不同時間階段的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值年增長率、資本年增長率存在明顯差異。勞動力年增長率在1997—1998年有較大變動，土地年增長率較為平穩(wěn)。以機械動力為代表的固定資本增長在2006年之后較為緩慢，而農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增長有較大幅度的變動，表明盡管機械化對農(nóng)業(yè)增長的貢獻較大，但隨著技術(shù)進步的發(fā)展，其對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的作用呈遞減的趨勢。

勞動投入的增長率在2000年以后處于較低的水平，科技進步貢獻率也在2006—2008年急速下降。勞動投入增長率在1997—2000年達到高峰階段，而科技進步貢獻率在2000—2003年達到了高峰階段。從兩條圖線的走勢來看，兩者之間存在正相關(guān)的關(guān)系，但兩者之間存在一至兩年的滯后期。資本投入的增長引起科技進步的增長不是呈現(xiàn)一個絕對的比例。這也說明了政府在制定刺激經(jīng)濟和技術(shù)進步的政策時，應(yīng)更加注重對資本投入的作用。

2.要素貢獻率的測算及分析

總體來看，資本貢獻率在1997年之前走勢較為平穩(wěn)，其中1997—2005年有較大漲幅，以后又趨于平穩(wěn)。與其他三個要素的貢獻率相比，資本貢獻率最高。

圖2 河南省1980—2009年資本、勞動力、土地、科技進步的貢獻率變動趨勢圖

30年來，以農(nóng)業(yè)機械為代表的固定資本投入在河南省農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的增長中所作的貢獻率高達51.37%，說明農(nóng)業(yè)資本投入對河南省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長起到?jīng)Q定性作用。從1997—2006年曲線變化趨勢來看，資本貢獻率較高的階段，科技貢獻率也較高，由此可見，隨著科技的不斷進步，以農(nóng)業(yè)機械為代表的固定資本投入要素在經(jīng)濟增長中的重要性與日俱增。

農(nóng)業(yè)科技進步貢獻率較高，但并不會連年上升，這說明農(nóng)業(yè)科技對經(jīng)濟增長的貢獻具有滯后性、長期性和周期性，科技自身的發(fā)展需要有一個儲備過程，科技對經(jīng)濟增長的貢獻有一個積累過程［3］。

勞動力貢獻率大多數(shù)年份是負(fù)值，說明盡管勞動力是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主要投入要素之一，但這種勞動投入型的生產(chǎn)不利于農(nóng)業(yè)科技進步提升，勞動力相對減少（如1999—2003年期間），其對農(nóng)業(yè)科技進步的正面影響就大一些。

土地貢獻率在1997年之前走勢較為平穩(wěn)，但1997年之后貢獻率為負(fù)而且急速下降，說明我們不能增加土地面積來促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展，而應(yīng)該在現(xiàn)有耕地上精耕細(xì)作，充分利用現(xiàn)有耕地以提高技術(shù)效率。

五、小結(jié)及進一步的研究

首先本文利用參數(shù)估計的方法測算了河南省1980—2009年農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的要素貢獻率，并以此為基礎(chǔ)分析了影響河南農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的因素。由于采用回歸分析確定系數(shù)，參數(shù)值會過重依賴于樣本數(shù)據(jù)，難以避免數(shù)據(jù)誤差的影響。其次，本文是在C-D生產(chǎn)函數(shù)基礎(chǔ)上進行測算和分析的，隨著時間的推移，生產(chǎn)函數(shù)的形式會發(fā)生變動，因而對于如何在不同歷史時期得出不同的總量生產(chǎn)函數(shù)，以便分別測算不同時期的要素增長率和貢獻率，需要我們進行更深入的分析。

注釋：

①關(guān)于t的取值分為兩部分，2000年以前的年份t取負(fù)值，從-15到-1，2000年及以后的年份t取正值，從1到15。這樣平均消除了時間變動的影響。

②第一次計算時，D.W.值沒有通過檢驗，由于模型存在著序列相關(guān)，因此利用廣義差分法消除序列相關(guān)。

[1]姚領(lǐng)，謝家智，李文靜.技術(shù)進步、資金投入與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長[J].金融理論與實踐，2010，（7）：9—15.

[2]楊飛虎.中國經(jīng)濟增長因素分析：1952—2008[J].經(jīng)濟問題探索，2010，（9）：1—7.

[3]宋衛(wèi)國，李軍.“十五”規(guī)劃我國科技進步貢獻率目標(biāo)選擇分析[J].中國科技論壇，2000，（6）：10—14.

F323.3

A

1007－905X（2011）05－0195－03

2011-07-10

郭震（1976— ），女，河南鄭州人，河南財經(jīng)政法大學(xué)講師，河南農(nóng)業(yè)大學(xué)博士研究生，研究方向為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟政策、工商管理。

責(zé)任編輯 姚佐軍

（E－mail：yuid＠163.com）