趙強軍 趙凱

摘要：在對我國１９９2～２００８年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率測算的基礎上，分析了土地、資本及勞動力對于我國農(nóng)業(yè)增長的貢獻率，通過分析得出：在研究期間土地對于農(nóng)業(yè)的產(chǎn)出彈性為１．４４４；土地投入對農(nóng)業(yè)增長的貢獻率平均保持在１０．１６％；研究后期各要素投入對農(nóng)業(yè)增長的貢獻較前期趨于無序。針對以上結果提出：在以后農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中應重視農(nóng)業(yè)要素投入的穩(wěn)定性，達到要素投入的長期最優(yōu)。

關鍵詞：土地；農(nóng)業(yè)發(fā)展；貢獻

中圖分類號：Ｆ３０１文獻標識碼：Ａ文章編號：0439－８114（２０12）06－1270-04

Measurement on Contribution Rate of Land to Chinese Agriculture Development

ＺHAO Ｑｉａｎｇ－ｊｕｎ，ＺHAO Ｋａｉ

（Ｃｏｌｌｅｇｅ ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ ａｎｄ Ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ，Ｎｏｒｔｈｗｅｓｔ ａ＆ｆ ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｙａｎｇｌｉｎｇ ７１２１００，Ｓｈａａｎｘｉ，Ｃｈｉｎａ）

Ａｂｓｔｒａｃｔ： Ｂａｓｅｄ ｏｎ ｔｈｅ ｃａｌｃｕｌａｔｉｏｎ ｏｆ ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ ｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎ ｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙ ｄｕｒｉｎｇ １９９2 ｔｏ ２００８， ｔｈｉｓ ｐａｐｅｒ ａｎａｌｙｚｅｓ ｔｈｅ ｃｏｎｔｒｉｂｕｔｉｏｎ ｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙ ｏｆ ｌａｎｄ， ｃａｐｉｔａｌ ａｎｄ ｍａｎｐｏｗｅｒ ｆｏｒ ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ ｉｎｃｒｅａｓｅ ｉｎ Ｃｈｉｎａ． Ｔｈｒｏｕｇｈ ｔｈｅ ａｎａｌｙｓｉｓ， ｔｈｅ ｒｅｓｕｌｔｓ ｓｈｏｗ ｔｈａｔ ｄｕｒｉｎｇ ｔｈｅ ｓｔｕｄｙ ｐｅｒｉｏｄ， ｔｈｅ ｏｕｔｐｕｔ ｅｌａｓｔｉｃｉｔｙ ｏｆ ｌａｎｄ ｆｏｒ ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒｅ ｉｓ １．４４４， ｔｈｅ ｃｏｎｔｒｉｂｕｔｉｏｎ ｒａｔｅ ｏｆ ｌａｎｄ ｉｎｐｕｔ ｔｏ ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ ｉｎｃｒｅａｓｅ ｉｓ ｏｎ ａｖｅｒａｇｅ ａｔ １０．１６％， ａｎｄ ｔｈｅ ｃｏｎｔｒｉｂｕｔｉｏｎ ｏｆ ｔｈｅ ｆａｃｔｏｒｓ ｉｎｐｕｔｓ ｔｏ ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ ｉｎｃｒｅａｓｅ ｉｓ ｍｏｒｅ ｏｕｔ－ｏｆ－ｏｒｄｅｒ ｉｎ ｅａｒｌｉｅｒ ｓｔａｇｅ ｔｈａｎ ｉｎ ｌａｔｅｒ ｓｔａｇｅ． Ａｃｃｏｒｄｉｎｇ ｔｏ ｔｈｅ ｃｏｎｓｅｑｕｅｎｃｅｓ ａｂｏｖｅ， ｔｈｅ ａｕｔｈｏｒｓ ｓｕｇｇｅｓｔ ｔｈａｔ ｉｎ ｆｕｔｕｒｅ ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ ｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎ， ｔｈｅ ｓｔａｂｉｌｉｔｙ ｏｆ ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ ｆａｃｔｏｒｓ＇ ｉｎｐｕｔ ｓｈｏｕｌｄ ｂｅ ｇｉｖｅｎ ｍｏｒｅ ａｔｔｅｎｔｉｏｎ ｉｎ ｏｒｄｅｒ ｔｏ ｇｅｔ ｔｈｅ ｆａｃｔｏｒｓ ｌｏｎｇ－ｔｅｒｍ ｏｐｔｉｍａｌ ｉｎｐｕｔｓ．

Ｋｅｙ ｗｏｒｄｓ： ｌａｎｄ； ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ； ｃｏｎｔｒｉｂｕｔｉｏｎ

我國用不到世界１０％的耕地，養(yǎng)活著世界２２％的人口，據(jù)２００８年統(tǒng)計，全國耕地面積為１．２億ｈｍ２（１８．２６億畝），人均耕地只有０．０９ ｈｍ２（１．３９畝）。在高速工業(yè)化、城市化的發(fā)展背景下，我國耕地保護面臨著巨大的挑戰(zhàn)。近年來我國通過采取嚴格控制建設用地占用耕地、建設用地復墾等措施，耕地保護工作取得了一些成效，耕地數(shù)量急劇下降的趨勢得到了初步遏制，但在保證數(shù)量的過程中，農(nóng)用地的增加對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提升是否有顯著影響，增加耕地對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提高的貢獻的具體比例及其變化規(guī)律，也是在耕地保護工作中應關注的問題，本研究通過對我國歷年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)數(shù)據(jù)的分析，對我國農(nóng)業(yè)發(fā)展中土地的貢獻率予以測算，并對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中各要素貢獻率變化關系加以分析，通過所得結論提出相關政策建議。

１文獻綜述

國外在生產(chǎn)函數(shù)理論及生產(chǎn)效率計量研究方面已有眾多成果，１８９９年美國數(shù)學家柯布（Ｃ．Ｗ．Ｃｏｂｂ）和經(jīng)濟學家保羅·道格拉斯（ＰａｕｌＨ．Ｄｏｕｇｌａｓ）共同探討投入和產(chǎn)出的關系，提出柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)Cobb-Douglas production function（C-D函數(shù)）；１９６１年Ａｒｒｏｗ、Ｃｈｅｎｅｒｙ、Ｍｉｈａｓ提出不變替代彈性（ＣＥＳ）生產(chǎn)函數(shù)；而變替代生產(chǎn)函數(shù)方面主要有Ｒｅｖａｎｋａｒ于１９７１年提出的模型和Ｓｔａｏ與Ｈｏｆｆｍａｎ于１９６８年提出的模型。在生產(chǎn)效率測算方面，Ａｂｒａｍｖｉｔｚ于１９５６年提出指數(shù)法測算全要素生產(chǎn)率；Ｓｏｌｏｗ［１］于１９５７年提出索羅殘值法。在經(jīng)濟計量方法上，主要有隱形變量法和潛在產(chǎn)出法。

國內關于土地對生產(chǎn)的效率研究主要集中在建設用地對二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的效率研究上。毛振強等［２］通過Ｃ－Ｄ函數(shù)測度了土地投入對二三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展貢獻，得出１９９６～２００３年貢獻率為１４．７９％，在回歸結果中土地的影響不顯著；豐雷等［３］測度了土地要素對我國經(jīng)濟增長的貢獻（二三產(chǎn)業(yè)），得出土地要素的全國平均貢獻率為１１．０１％。關于農(nóng)用地對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展效率的研究主要有米建偉等［４］基于１９８４～２００２年省份面板數(shù)據(jù)，采用參數(shù)方法得到土地的產(chǎn)出彈性為０．２１５；全炯振［５］在基于隨機前沿分析方法對我國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長分析中引入了土地。

國內外在要素對生產(chǎn)效率測算的方法研究方面已經(jīng)比較成熟，對于土地在我國生產(chǎn)中的貢獻測量也有較多應用研究，只是多數(shù)為建設用地研究，對于農(nóng)業(yè)發(fā)展中土地效率的研究多數(shù)是集中在微觀生產(chǎn)單元的投入產(chǎn)出分析上，而對于全國層面實證研究相對較少。

２變量界定及模型構建

本研究中的“農(nóng)業(yè)”是指包括農(nóng)、林、牧、漁的“大農(nóng)業(yè)”，后文中提及的農(nóng)業(yè)均指大農(nóng)業(yè)范疇。研究思路為，通過采用C-D函數(shù)，選擇勞動力、土地、資本作為投入要素，對我國１９９2～２００８年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)進行回歸分析，得出土地要素的投入產(chǎn)出彈性，然后通過相關要素變化率，測度１９９2～２００８年土地投入對我國農(nóng)業(yè)發(fā)展的貢獻率。

２．１變量界定

對投入三要素基礎變量的相關指標選取，依據(jù)科學及可得性原則進行。①對于因變量產(chǎn)出選取農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒２００９》，并根據(jù)農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值指數(shù)，將其平減為１９９０年不變價。②勞動力選取第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)，數(shù)據(jù)來源同上。③土地投入指標選取主要農(nóng)作物播種面積。④資本指標選取。農(nóng)業(yè)資本存量由于官方統(tǒng)計指標中沒有包含，故該指標都為學者估算，數(shù)據(jù)不太統(tǒng)一。吳方衛(wèi)［６］、張軍等［7］估算１９８０年我國農(nóng)業(yè)凈資本存量約為８４１．５６億元，然后采用永續(xù)盤存法估算了我國１９８０～１９９７年農(nóng)業(yè)凈資本存量，其中資本流量采用１９８１～１９９７年農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資總量（部分來自《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計年鑒》，部分為自己估算），折舊率采用０．０５４ ２；趙洪斌［８］估算了１９７９～２０００年我國農(nóng)業(yè)資本存量。對該數(shù)據(jù)的估算，因不同學者采用的初始資本存量及折舊率等數(shù)據(jù)的不同，導致最終結果不一致。鑒于以上原因，本研究中資本指標選取農(nóng)戶歷年生產(chǎn)性固定資產(chǎn)原值，對于缺失年份數(shù)據(jù)采取平滑處理。

２．２模型構建

在研究中采用索洛余值法。１９２８年美國數(shù)學家Ｃｈａｒｌｅｓ Ｃｏｂｂ和經(jīng)濟學家Ｐａｕｌ Ｄａｕｇｌａｓ提出了生產(chǎn)函數(shù)的數(shù)學模型：

Ａ（ｔ）＝Ａ０ｅλｔ （α＋β＝１，０≤α≤１，０≤β≤１） （１）

１９３７年，Ｄｕｒａｎｄ提出新的生產(chǎn)函數(shù)，取消了α＋β＝１的條件；１９４２年為了測定技術進步，Ｔｉｎｂｅｒｇｅｎ提出在生產(chǎn)函數(shù)中加入時間指數(shù)趨勢項；１９５７年，Ｓｏｌｏｗ對Ｃ－Ｄ生產(chǎn)函數(shù)模型進行了改進，本研究采用改進后的模型，具體如下：

Ｙ＝Ａ（ｔ）ＫαＰβＬγ（２）

假設，其中Ｙ、Ｋ、Ｐ、Ｌ分別表示產(chǎn)出、資金投入量和勞動力的投入量、土地投入量，ｔ變量代表時間，α、β、γ分別代表資金的產(chǎn)出彈性系數(shù)、勞動力的產(chǎn)出彈性系數(shù)、土地的產(chǎn)出彈性系數(shù)，其中，且α＋β＋γ值可以大于１、小于１、等于１，即規(guī)模報酬遞增、規(guī)模報酬遞減和規(guī)模報酬不變。通過轉換將（２）式記為：

Ｙ＝Ａ（ｔ）ｆ（ｋ，ｐ，ｌ）（３）

對（３）式左右兩邊關于ｔ求導得：

■=■ｆ＋■■+■■+■■ （４）

將（４）式兩邊乘以ｄｔ／Ｙ得：

■=■＋α■+β■+γ■（５）

以差分代替微分，當Δｔ→１時有：

■＝■+α■+β■+γ■（６）

令ｙ＝■，a＝■，k=■，p=■，l=■

則上式可表示為：

y=a+αk+βp+γl（７）

進而（１）式可表示為公式（７），其中ｙ，ｋ，ｐ，ｌ分別表示產(chǎn)出、資金和勞動力、土地的年平均增長率。資金、勞動力、土地、技術進步對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長的貢獻率分別為：

αk/y，βp/y，γl/y，（y-αk-βp-γl） （８）

通過公式（８）對歷年的投入要素貢獻率測算并分析。

３數(shù)據(jù)描述及處理

３．１數(shù)據(jù)描述

①農(nóng)業(yè)播種面積（圖1）。從１９９2年到２００８年，我國農(nóng)業(yè)播種面積呈現(xiàn)出先增后降再又逐步上升的趨勢，其中１９９９年達到最大值１５６ ３７２千ｈｍ２。②第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口（圖2）。第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口數(shù)量在隨著時間推移逐年下降，到２００８年達到歷史最低３０ ６５４萬人。③農(nóng)業(yè)資本。農(nóng)業(yè)資本的統(tǒng)計采用農(nóng)戶歷年生產(chǎn)性固定資產(chǎn)原值，顯示在研究期間逐年上升，在２００８年達到最大值。

３．２數(shù)據(jù)處理

以農(nóng)林牧漁產(chǎn)值為因變量，第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)、農(nóng)作物播種面積、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)原值、時間為自變量，采用SPSS １６．０軟件進行對數(shù)回歸結果如下：

ｌｎＹ＝－８．４９８＋０．３ｔ＋１．４４４ｌｎＬ＋０．２３６ｌｎＫ－０．１３５ｌｎＰ

檢驗結果：①擬合優(yōu)度檢驗（表1）。農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出模型回歸函數(shù)的可決系數(shù)Ｒ２為０．９９６，調整可決系數(shù)為０．９９５，非常接近１，故該模型的擬合優(yōu)度很高。②方程顯著性檢驗。通過回歸計算得出該回歸方程的Ｆ＝９３７．１，給定顯著性水平ａ＝０．０００１的水平下，Ｆ大于臨界值，表明模型在９９．９％的置信水平下顯著成立。③變量顯著性檢驗（表2）。勞動力的回歸系數(shù)為－０．１３５，ｔ檢驗為-０．899，在６２％的置信區(qū)間下顯著；土地投入要素的回歸系數(shù)為１．４４４，在９５％的置信區(qū)間下顯著；資本要素的回歸系數(shù)為０．２３６，在９５％置信水平下顯著；技術進步系數(shù)為０．0３0，在９５％置信水平下通過檢驗。

綜上所述，回歸方程的擬合優(yōu)度、Ｆ檢驗都較顯著，各變量的ｔ檢驗也都比較顯著，方程通過計量檢驗。通過上述結果，利用農(nóng)業(yè)增長率分解公式（８），計算得出歷年（１９９２～２００８年）農(nóng)業(yè)各投入要素增長對農(nóng)業(yè)發(fā)展的貢獻率，其結果見表３。

４結果與分析

４．１生產(chǎn)彈性分析

土地投入對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的彈性系數(shù)為１．４４４，資本投入的產(chǎn)出彈性系數(shù)為０．２３６，勞動力的產(chǎn)出彈性系數(shù)為－０．１３５。該結果分析與之有提及的我國農(nóng)業(yè)投入要素供給特性相對應，由于勞動力供給的充足性，使得生產(chǎn)函數(shù)中勞動力的產(chǎn)出彈性為負值，表明我國農(nóng)業(yè)從業(yè)人員過多，這與我國二元經(jīng)濟體制及人口過多這一國情相符，在阿瑟·劉易斯［９］的二元經(jīng)濟論中也提及，由于勞動力的無限供給，使傳統(tǒng)部門的勞動產(chǎn)出邊際效率很小甚至為負。

４．２貢獻率變化分析

在１９９２～２００８年期間，我國農(nóng)業(yè)增長率平均為6.2％，具體可以分為3個階段：第一階段農(nóng)業(yè)高速發(fā)展（１９９２～１９９８年），期間農(nóng)業(yè)增長率最高，平均為７．９７％；第二階段（１９９９～２００３年），農(nóng)業(yè)增長速度平緩，平均增長率為４．２８％；第三階段（２００４～２００８年），期間農(nóng)業(yè)增長速度提升，均值為５．６２％。農(nóng)業(yè)增長呈現(xiàn)“Ｖ”字形先降后升的發(fā)展趨勢。

3階段中土地對農(nóng)業(yè)發(fā)展的貢獻率如下：第一階段，在農(nóng)業(yè)高速發(fā)展中，土地投入對于農(nóng)業(yè)發(fā)展的貢獻率逐步提高，促進了農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增加，平均貢獻率為１０．１６％，3要素的貢獻率變化趨于平穩(wěn)，呈現(xiàn)出比較協(xié)調的發(fā)展形勢；第二階段，農(nóng)業(yè)低速發(fā)展，土地對于農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響程度增強，期間土地貢獻率均值的絕對值達到了１４．７１％，但對產(chǎn)值增長率的貢獻率在降低，而資本的貢獻率逐步提高；第三階段，農(nóng)業(yè)發(fā)展水平逐步提高，土地投入對農(nóng)業(yè)發(fā)展的貢獻率也有提高，各要素貢獻率的變化幅度增大，趨于無序發(fā)展。

５結論及建議

通過效率測算得出的結論主要是：①從總體上來看，土地對農(nóng)業(yè)增長的影響程度在加強，土地投入增加對農(nóng)業(yè)增長的影響力也逐年提高，同時土地投入的減少也對農(nóng)業(yè)增長產(chǎn)生巨大的阻力。②現(xiàn)階段農(nóng)業(yè)增長的速度在提升，但各要素投入的劇烈波動導致各要素貢獻率趨于無序發(fā)展，容易造成要素投入的無效使用，對農(nóng)業(yè)長期穩(wěn)定發(fā)展造成不利影響。

鑒于以上結論，對我國農(nóng)業(yè)要素的投入提出以下政策建議：一是保證土地投入的穩(wěn)定性。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中土地的貢獻率逐年增強，不穩(wěn)定的土地投入容易引起農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的巨幅波動，對滿足人們基本需求造成威脅，要繼續(xù)加大耕地保護力度，應在保證耕地數(shù)量不減少的基礎上提高土地的利用效率。二是逐步減少第一產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)，有序引導第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員轉移進入二三產(chǎn)業(yè)，解決農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動力供給嚴重失衡問題，提高第一產(chǎn)業(yè)勞動效率，通過勞動效率的提高增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，提高農(nóng)民收入。

參考文獻：

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［２］ 毛振強，左玉強． 土地投入對中國二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展貢獻的定量研究［Ｊ］． 中國土地科學，２００７，２１ （３）：５９－６３．

［３］ 豐雷，魏麗，蔣妍．論土地要素對中國經(jīng)濟增長的貢獻［Ｊ］． 中國土地科學， ２００８，２２（１２）：４－１０．

［４］ 米建偉，梁勤，馬驊．我國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的變化及其與公共投資的關系——基于１９８４～２００２年分省份面板數(shù)據(jù)的實證分析［Ｊ］． 農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟，２００９（３）：４－１６．

［５］ 全炯振．中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的實證分析：１９７８～２００７年——基于隨機前沿分析（ＳＦＡ）方法［Ｊ］．中國農(nóng)村經(jīng)濟，２００９（９）：３６－４７．

［６］ 吳方衛(wèi)．我國農(nóng)業(yè)資本存量的估計［Ｊ］．農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟，１９９９（６）：３４－３８．

［７］ 張軍，吳桂英，張吉鵬．中國省際物質資本存量估算：１９５２～２０００［Ｊ］．經(jīng)濟研究，２００４（１０）：３５－４４．

［８］ 趙洪斌．改革開放以來中國農(nóng)業(yè)技術進步率演進的研究［Ｊ］． 財經(jīng)研究，２００４（１２）：９１－１００．

［９］ 阿瑟·劉易斯．二元經(jīng)濟論［Ｍ］． 北京：北京經(jīng)濟學院出版社，１９８９．