渭南市農業科技進步貢獻率測算與分析*

李富榮，趙 維

(渭南師范學院 經濟與管理學院，陜西 渭南714099)

農業生產的發展離不開科技進步，科技進步不僅對農業，甚至對區域經濟的發展都有著巨大的促進作用，本研究運用C - D 生產函數測算2001 -2012 年渭南市農業科技進步貢獻率并進行分析，為當地政府了解本地農業科技進步和農業發展的現狀提供數據和理論支撐，同時也為政府制定符合本地農業發展實際情況的政策措施提供借鑒和參考。

一、農業科技進步貢獻率的含義

農業科技進步分廣義的和狹義的科技進步。狹義的農業科技進步是指與農業生產有關的包括生產技能、技巧等方面的提高及其應用于生產的過程。而相對應的廣義的農業科技進步所涵蓋的內容包括除三大基本要素投入外能使產量得以增加、經濟效益得以提高以及農業生產方式手段得以在生產中提高和運用的過程，例如技術改造、決策進步，知識進步，管理水平提高等等。本文所測算的農業科技進步貢獻率對經濟增長的貢獻即為廣義的科技進步貢獻率。

二、建立農業科技進步貢獻率測算模型

科技進步貢獻率的測定方法，是學術界還在探討的一個問題。但是，通過對大多數文獻進行分析發現，測算農業科技進步貢獻率的方法都是基于柯布-道格拉斯生產函數和索洛增長方程之上的?？虏?道格拉斯生產函數是增長速度方程的基礎，通過回歸分析方法可以確定其中的各變量參數，它的優點是這對參數進行統計檢驗，測定效果較好，計算結果比較準確。出于上述考量，本文選擇C -D 生產函數估計農業各投入要素的彈性系數，最終測算出農業科技進步貢獻率。C -D生產函數模型的一般形式是:

其中Y 代表農業總產值，K 表示物質費用，L表示勞動力，M 表示耕地面積，A 是常數項，t 是時間變量。C-D 生產函數表示，α、β、γ 分別是物質費用、勞動力、耕地面積的投入產出彈性，于是δ就是科技進步率。對上述模型兩邊取對數可轉化為如下形式:

上式兩邊對t 求導如下:

當以年份數據計算時，可取dt=1，且把dY 改寫成ΔY 得到:

其中，ΔY/Y、ΔK/K、ΔL/L、ΔM/M 分別是農業總產值增長率、物質消耗增長率、勞動力增長率和耕地面積增長率，那么:

三、生產函數中變量指標的選擇與取值

( 一) 農業總產值( Y)

農業總產值包括農業、林業、牧業、漁業四業。統計數據以1978 年不變價格為基期計算，得以剔除物價變動因素對總產出的影響。

( 二) 物質費用( K)

由于物質費用價格指數與農業總產出的價格指數是同方向變動的，因此也以1978 年不變價格為基期來調整物質費用K。計算方法是農業總產值(1978 年不變價)* 按當年價計算的農業生產中間消耗占農業總產值的比重。

( 三) 農業勞動生產力( L)

農業勞動力與農業總產值相對于，包括農林牧漁四業的加總，以年末人數來表示。

( 四) 耕地面積( M)

耕地面積采用常用年末耕地面積，單位為千公頃，數據來源為陜西統計年鑒。

( 五) 時間變量( t)

2001 =1，2002 =2，2003 =3，2004 =4，2005 =5，2006 =6，2007 =7，2008 =8，2009 =9，2010 =10，2011 =11，2012 =12。上述所選指標數值均由2001 -2012 年《陜西統計年鑒》和《渭南統計年鑒》查得，并剔除物價變動因素后換算得表1 所示:

表1 渭南市農業科技進步貢獻率計算的因變量和自變量(以1978 年=100)

四、測算結果

( 一) 投入要素的參數估計

用2001 年-2012 年的數據來進行擬合，在模型中假定規模報酬不變，也就是α +β +γ =1。利用SPSS 軟件中的多元非線性回歸進行擬合。

1.數據輸入

將數據輸入SPSS 軟件后，打開非線性回歸對話框，選擇“GDP”作為因變量，在自變量對話框中輸入公式“A* EXP(M* T)* (L ＊＊B1)*(K ＊＊B2)* (M＊＊B3)”，公式中的“* ”為乘號運算符，“EXP(X)”為求e 的X 次方的函數，“＊＊”為方次運算符。由于SPSS 不接受希臘字母，因此用M 代替δ，用B1 代替α，用B2 代替β，用B3 代替γ。

2.設置

將A，M，B1，B2，B3 的初始值依次設置為0.1，0.04，0.2，0.1 和0.7。同時，輸入參數約束B1 +B2 +B3 =1。

3.輸出結果

非線性多元回歸的分析結果如表2 所示:

表2 各參數估計結果

結果顯示，調整后的R2為0.995，說明模型擬合度高，解釋能力強。

由此可知，渭南市生產函數的數學模型

即δ=0.028 α =0.288 β = -1.17 γ =1.882

( 二) 農業科技進步貢獻率的測定

根據現有數據，接下來對農業科技進步貢獻率進行計算，首先需要計算農業總產值的年均增長率，見表3 所示:

表3 農業總產值的年均增長率

因此，2001 年-2012 年渭南市農業的科技進步貢獻率為:

EA=2.8/7.31* 100% =38.30%

同理可得物質消耗、勞動和耕地的科技進步貢獻率，如下:

EK=0.288* 0.0681/0.0731 =26.83%

EM=1.882* (-0.001)/0.0731 = -2.57%

EL= - 1. 17 * (- 0. 02012)/0. 0731 =32.20%

可以看到渭南市農業科技進步貢獻率為38.3%，物質消耗對農業的貢獻率為26.83%，勞動力對渭南市農業的科技進步貢獻率為32. 2%。資本、勞動對于農業GDP 的貢獻作用是很大的。而耕地對GDP 的貢獻結果為負值，因此，促進我市農業經濟增長的主要因素為物質消耗、勞動力投入以及科技進步。

五、分析結果

從整個計算過程來看，從2001 -2012 年，渭南市農業科技進步貢獻率為38.3%，與之前學者計算的陜西省農業科技進步貢獻率的49.6%相比，說明渭南市農業科技進步貢獻率與陜西省的總體水平還有一定的差距。

農業總產值的增幅逐年增加。2001 -2006年年均增長率為4.922%，而2007 -2012 年年均增長率為9.298%，說明，近幾年農業總產值增長較快，尤其是2011 年和2012 年分別達到了15%和14.5%。

物質費用方面。從上述計算結果來看，物質消耗的彈性系數為0. 254，其貢獻份額為23.66%。表明物質消耗每增加1 個單位，農業生產總值增加0.254 個單位，從貢獻份額來看，物質投入的增長是渭南市近十年來農業總產值的增長的主要因素，說明渭南市農業增長在增長方式上屬于粗放型的。渭南市作為陜西省的農業大市，應在現有的財政基礎之上，加大對農業的投入力度，提高物質消耗的比重，使物質消耗對農業增長的帶動作用得到充分發揮。

勞動力投入方面。渭南市從事農林牧漁的從業人員人數呈不斷下降的趨勢，但是勞動力對科技進步的貢獻份額卻逐漸增大，說明我市近幾年從業人員的勞動素質有所提高，政府對農業從業人員的培訓增強，農村會熟練使用農業機械的人數也不斷增加。

耕地方面。土地是制約我市經濟發展的重要因素，對農業總產值的增長起著重要作用，由于“十二五”計劃已全面實施，陜西省又頒布了一系列耕地保護的政策并加以執行，因此耕地減少的趨勢得到緩解，從2007 年開始逐年增長，由以上計算結果可知，耕地面積增加一千公頃，會導致農業總產值增加1.882 億元。因此，土地作為最重要的生產資料，應該得到保護和發展。

［1］龔三樂.科技進步貢獻率測算研究綜述［J］.懷化學院學報，2008(11):108 -109.

［2］雷玲，張召華，王禮力.陜西省農業科技進步貢獻率的測算與分析［J］.技術經濟，2011(5):59 -63.