占金剛 蔣學海* 詹滿琳

〔1.北部灣大學經濟管理學院，廣西 欽州 535011；2.北部灣海洋發(fā)展中心（北部灣大學），廣西 欽州 535011；3.北部灣大學機械與船舶海洋工程學院，廣西 欽州 535011〕

農業(yè)的發(fā)展關乎國計民生，是國民經濟發(fā)展的基礎。從長期看，農業(yè)經濟發(fā)展必將面臨資源和環(huán)境的雙重制約，以往單純依靠要素投入來擴大農業(yè)經濟增長的模式存在局限性。經濟理論表明，農業(yè)經濟增長不僅來源于要素投入的增加，還包括科技進步所帶來的投入產出比的增加，前者強調的是增加要素投入，后者強調的是提高生產效率，因此學者普遍認為農業(yè)科技進步是農業(yè)經濟增長最佳來源途徑，而非要素投入。我國擁有全世界20%的人口，也是農業(yè)生產大國，我國農業(yè)經濟基礎薄弱，農業(yè)科技發(fā)展起步晚，這導致我國農業(yè)科技含量不高，發(fā)展方式依然以要素推動型的粗放模式為主。因此，提高我國農業(yè)科技進步是實現(xiàn)傳統(tǒng)農業(yè)向現(xiàn)代農業(yè)轉變的關鍵因素。

農業(yè)科技進步有廣義和狹義之分，狹義的農業(yè)科技進步一般是指農業(yè)技術的進步，如生產機械升級、糧食種子改良等自然科學硬技術所帶來的科技進步；而廣義的農業(yè)科技進步不僅是指農業(yè)技術的進步，還包括生產管理水平、決策和服務水平等社會科學軟技術所帶來的科技進步。本文用Solow余值法測算的農業(yè)科技進步是指廣義的農業(yè)科技進步，即農業(yè)經濟增長中扣除要素投入貢獻的部分就是農業(yè)科技進步所帶來的經濟增長，稱之為農業(yè)科技進步貢獻率。

美國數學家Charles W. Cobb和經濟學家Paul H. Douglas（1928）［1］結合美國1899—1922年相關統(tǒng)計數據研究了生產要素對經濟增長的貢獻作用，發(fā)現(xiàn)只有資本和勞動才是經濟增長的關鍵要素，而其他要素對經濟增長的貢獻小到可忽略不計，這一發(fā)現(xiàn)衍生出Cobb-Douglas生產函數。Cobb-Douglas生產函數在引入耕地要素之后，就可以用于描述農業(yè)經濟增長的成因。之后，美國經濟學家Robert M. Solow（1957）［2］結合Cobb-Douglas生產函數，首次分解出技術進步在經濟增長中的貢獻份額，并提出增長速度方程法即Solow余值法可以精確測量技術進步對經濟增長的貢獻率。除Solow余值法外，CES生產函數法、超越對數法［3，4］、DEA數據包絡分析法［5］、丹尼爾森因素分析法等也常被用于測量農業(yè)科技進步貢獻率。

自20世紀80年代我國引入農業(yè)科技進步貢獻率之后，國內相關研究眾多，其中Solow余值法因其科學、便捷等特點，應用最為普遍。國家計委和國家統(tǒng)計局在1992年、農業(yè)部科技司在1997年曾分別下發(fā)通知，推薦采用Solow余值法作為測算農業(yè)科技進步貢獻率的基本方法。這之后，Solow余值法更是被國內學者廣泛運用。全國層面，朱希剛等［6］指出Solow余值法適合測算我國農業(yè)科技進步貢獻率，并對“八五”期間全國及各省農業(yè)科技進步貢獻率進行了實際測算，結果顯示“八五”期間我國農業(yè)科技進步貢獻率僅為34.3%。胡凱［7］利用Solow余值法測算了我國1978—2010年間各要素對農業(yè)總產出的貢獻作用，研究發(fā)現(xiàn)我國1978—2010年農業(yè)科技進步貢獻率為51.9%，并指出資本投入和科技進步是影響我國農業(yè)總產出的兩個關鍵因素。更進一步，段婷婷［8］利用Solow余值法測算出我國農業(yè)科技進步貢獻率由1995—2000年的24.7974%上升到2011—2013年的55.2833%。區(qū)域比較層面，牛凱等［9］基于C-D生產函數建立了固定效應變參數面板模型，對我國糧食主產區(qū)的農業(yè)科技進步貢獻率進行測算。結果表明，我國糧食主產區(qū)農業(yè)科技進步貢獻率區(qū)域差異比較明顯，并指出我國農業(yè)科技進步對農業(yè)總產出的貢獻作用仍然較小。馬松林［10］基于Solow余值法比較了我國農業(yè)科技進步貢獻率的區(qū)域差異，指出空間滯后模型（SEM）更適用于區(qū)域差異研究，結果表明，北京、上海、廣東、浙江等經濟發(fā)達地區(qū)的農業(yè)科技進步貢獻率較高，而作為糧食主產區(qū)的河南農業(yè)科技進步貢獻率較低，并提出了一些建議。省級層面的研究文獻更加豐富，如對江西?。?1］、海南?。?2］、云南?。?3］、內蒙古［14］的相關研究，這里不再描述。

綜上所述，國內對農業(yè)科技進步貢獻率的研究較多集中于國家和省級層面，對各市的研究相對較少，不少城市尚屬空白。本文立足廣西欽州市，基于Solow余值法對欽州市1996—2019年的農業(yè)科技進步貢獻率進行測算分析，同時比較各要素對農業(yè)總產出的貢獻作用，針對性提出欽州市未來農業(yè)發(fā)展的對策。

1 農業(yè)科技進步貢獻率的測算方法

1928年，美國數學家Charles W.Cobb和經濟學家Paul H Douglas在研究美國1899—1922年生產要素對經濟增長的關系時，提出了著名的Cobb-Douglas生產函數Y=AKαLβ。此后，C-D生產函數被廣泛應用于經濟增長驅動要素研究中。由于耕地要素在農業(yè)生產中占有重要地位，因此在研究農業(yè)經濟增長時需將其考慮進來。1957年，美國經濟學家Robert M. Solow在C-D生產函數的基礎上提出了綜合要素生產論概念，并首創(chuàng)了增長速度方程法，即Solow余值法。這時，農業(yè)生產函數模型為：

式中，Yt、Kt、Lt和Mt分別表示欽州市第t年農業(yè)總產出、資本投入、勞動力投入和耕地面積投入。α、β和γ分別表示資本投入產出彈性系數、勞動力投入產出彈性系數和耕地面積投入產出彈性系數，經濟含義是指一單位Kt、Lt、Mt的增加將分別引起α單位、β單位、γ單位的Yt增加。A為常數，δ為農業(yè)科技進步率，是指因農業(yè)科技進步所產生的總產值增長率。

（1）式兩邊取對數，得下式：

（2）式兩邊同時對t求導，可得

由于Yt、Kt、Lt和Mt都是年度數據，因此可令dt=1，這時ΔYt=dYt、ΔKt=dKt、ΔLt=dLt、 ΔMt=dMt，（3）式化簡可得

其中，農業(yè)總產出年均增長率y= ΔYt / Yt、資本投入年均增長率k= ΔKt / Kt、勞動力投入年均增長率l= ΔLt / Lt、耕地面積投入年均增長率m= ΔMt / Mt。

農業(yè)科技進步貢獻率是指農業(yè)科技進步對農業(yè)總產出增長量的貢獻份額，即科技進步率與總產值增長率之比，

由此可見，要計算欽州市1996—2019年的農業(yè)科技進步貢獻率，首先要獲取這期間欽州市農業(yè)總產出、資本投入、勞動力投入和耕地面積投入各個數據，這在官方統(tǒng)計年鑒上可獲得。其次要采用合理的年均增長率計算方法，從而得到y(tǒng)、k、l和m的值。除此之外，我們還需知道投入產出彈性系數α、β和γ的值，目前計算這些值的方法主要有經驗參數法和回歸法。經驗參數法是指農業(yè)部綜合全國情況，建議采用固定彈性系數α= 0.55、β= 0.20和γ= 0.25以計算我國農業(yè)科技進步貢獻率，并根據各省差異，給出了投入產出彈性系數的調整公式。相對來說，經驗參數法主觀性較強，且欽州市相比全國、各省的統(tǒng)計范圍較小，數據誤差會很大，因此本研究不適合采用經驗參數法。

回歸法是指根據欽州市歷年統(tǒng)計數據進行回歸，可以直接得到欽州市1996—2019年各要素投入產出系數的值，客觀性較強，因此適用于本研究。此外，假設欽州市1996—2019年農業(yè)生產規(guī)模報酬不變，農業(yè)科技進步模式是?？怂怪行孕?，即有α+β+γ= 1。因此，為避免多重共線性，不妨在（2）式中代入γ= 1 -α-β，從而消去lnMt項，得到 下式：

于是，根據相關統(tǒng)計數據，結合（6）式做回歸分析，即可得到欽州市1996—2019年期間的α、β和δ值，再根據α+β+γ= 1可得γ的值。需要指出的是，在測算欽州市1996—2019年的科技進步率時不采用回歸得到的δ值，而是通過（4）式計算得到，這是為了保證要素貢獻率和科技進步貢獻率之和為1。此外，在分析短周期時，本文仍舊采用1996—2019年的α、β和γ值，并通過（4）式計算得到這期間的δ值，這是因為回歸法需要多個樣本數據以增加可信度，在短周期采用回歸法測算α、β、γ將存在較大誤差。

2 欽州市農業(yè)科技進步貢獻率的測算

2.1 指標選擇與數據處理

指標的選擇既要考慮到科學性，要能真實反映農業(yè)的投入產出情況，又要考慮數據的可獲得性，因此作以下考慮。

農業(yè)總產出：在農業(yè)生產中，“農林牧漁業(yè)總產值”能夠反映一定時期農業(yè)的產出情況，作為農業(yè)總產出的具體指標。為抵消物價變動的影響，本文選擇1995年為基期，將欽州市1996—2019年農業(yè)總產值折算為1995年同期價格，折算系數選擇廣西農村商品零售價格指數，即“基期價農業(yè)總產值= 當年價農業(yè)總產值/當年農村商品零售價格指數×基期農村商品零售價格指數”。

資本投入：農業(yè)生產的物質費用投入可用“農林牧漁業(yè)中間消耗”指標表示，由于統(tǒng)計年鑒上無法直接獲取該數據，結合相關定義，本文使用“農業(yè)總產值-農業(yè)GDP”表示農林牧漁業(yè)中間消耗。再者，為抵消物價變動的影響，本文采用上述做法，故而有“基期價農林牧漁業(yè)中間消耗=（當年價農業(yè)總產值-當年價農業(yè)GDP）/當年農村商品零售價格指數×基期農村商品零售價格指數”。

勞動力投入：本文選擇欽州市“第一產業(yè)就業(yè)人數”，以年末人數來表示當年的勞動力投入。

耕地面積投入：考慮到部分年份的耕地面積數據缺失，且近年來耕地撂荒嚴重，故本文使用“農作物播種面積”來替代耕地面積投入。

以上所選擇的數據主要來源于1996—2019年的《廣西統(tǒng)計年鑒》，因統(tǒng)計指標改變，導致部分年限的相關數據缺失，這部分數據參考《欽州統(tǒng)計年鑒》和《中國區(qū)域經濟統(tǒng)計年鑒》可得。1995—2019年欽州市投入產出數據見表1，價格已折算為基期價。

表1 1995—2019年欽州市投入產出數據（基期價）

時間變量：本文以1995年作為基期，1996—2019 年為研究期，因此1995年?t= 0、1996年?t= 1、…、2019年?t= 24。

2.2 各要素投入產出彈性系數的確定（WLS回歸）

為了消除異方差的影響，本文選擇做加權最小二乘回歸（WLS）。1995—2019年欽州市投入產出數據（基期價）見表1，將表1相關數據代入（6）式，結合Eviews 10軟件做WLS回歸，方程（6）式的回歸結果如圖1所示。

圖1 方程（6）式的回歸結果

回歸方程R2=0.999705，修正的R2=0.999661，回歸方程F=22621.56，通過1%的顯著性檢驗（0.0000），說明回歸模型的擬合程度較高，且回歸模型總體顯著，整體解釋能力較強。此外，各參數均通過1%的顯著性檢驗，說明各投入要素對農業(yè)總產值的影響也都是顯著的，證明本文的回歸結果較為良好。

因此，方程（6）式的回歸結果為

上式又可寫成

由此可知欽州市1996—2019年的各要素投入產出彈性系數和科技進步率分別為α= 0.7739、β= 0.1110、γ= 0.1151和δ= 0.0123。

2.3 年均增長率的計算

一般來說，科技進步對經濟增長的影響具有一定的持續(xù)性，短期內并不會被輕易替代，而且新技術的研發(fā)通常需要較長的時間，體現(xiàn)出科技進步對經濟增長影響存在的周期性?？萍歼M步對農業(yè)總產值的影響亦是如此，因此本文參考國家五年規(guī)劃，將研究期劃分為五個階段，分別是1996—2000年（“九五”時期）、2001—2005年（“十五”時期）、2006—2010年（“十一五”時期）、2011—2015年（“十二五”時期）、2016—2019年（“十三五”前中期）。

按照已有文獻的普遍做法，投入產出在某段時期的年均增長率可用這段時期的幾何增長率表示，如農業(yè)總產值在t1—t2年間的年均增長率為

其中，Yt1、Yt2分別是欽州市t1、t2年的農業(yè)總產值。其他要素投入的年均增長率計算式同上，不再列出。

2.4 科技進步貢獻率的計算

為了計算出欽州市各段時期的科技進步貢獻率，首先需要得到各投入產出指標在各個時期的年均增長率。根據表1數據，結合（7）式，我們可以得到各指標的年均增長率。再者，根據欽州市1996—2019年各要素的投入產出彈性系數，結合（4）式又能得到欽州市在各個時期的科技進步率。具體如表2所示。

表2 各個時期欽州市投入產出指標的年均增長率及科技進步率

接下來，我們根據（5）式就可得到欽州市在各個時期的農業(yè)科技進步貢獻率。其中，αk/y、βl/y、γm/y分別是指欽州市農業(yè)總產值的資本投入貢獻率、勞動力投入貢獻率、耕地面積投入貢獻率。匯總得表3。

表3 各個時期欽州市農業(yè)生產的投入貢獻率、科技進步貢獻率

3 測算結果分析

3.1 投入產出彈性系數

根據前文回歸結果，欽州市1996—2019年間資本、勞動力、耕地面積的投入產出彈性系數分別為α=0.7739、β= 0.1110、γ= 0.1151，經濟含義是指每增加一單位資本、勞動力、耕地面積的投入，農業(yè)總產出將分別增加0.7739單位、0.1110單位、0.1151單位。不難發(fā)現(xiàn)，資本投入產出彈性系數最大，而勞動力和耕地面積投入產出彈性系數相當，說明欽州市在1996—2019年間資本投入對農業(yè)總產出的影響最為有效，而勞動力和耕地面積投入對農業(yè)總產出的影響作用相當，但都不及資本投入的影響，作用約只有其七分之一。

根據朱希剛的測算，我國農業(yè)生產領域里資本、勞動力、耕地面積的投入產出彈性系數分別是0.55、0.20、0.25，這一水平得到了農業(yè)部的認可并在全國范圍推廣采用，不少學者在研究時也大多采用這一標準，這就是經驗參數法的應用前提。與全國平均水平相比，欽州市1996—2019年間的資本投入產出彈性系數較高，而勞動力和耕地面積投入產出彈性系數較低。根據經濟學的邊際貢獻遞減規(guī)律，如果某要素的投入產出彈性系數較高，則說明該要素的投入不足，應進一步增加投入，反之如果較低，則說明該要素的投入過多，應減少該投入。這就說明，欽州市1996—2019年間的資本投入不足，今后追加農業(yè)資本投入能夠獲得較大的邊際貢獻，而勞動力和耕地面積投入過多，邊際貢獻過低，應適當引導這些要素向其他產業(yè)進行轉移，以提高生產要素的配置效率。

3.2 農業(yè)科技進步貢獻率

各個時期欽州市農業(yè)生產的投入貢獻率、科技進步貢獻率見表3。由表3可知，欽州市1996—2019年間農業(yè)科技進步貢獻率為27.66 %，而資本投入貢獻率為69.60%，這表明欽州市整體上在1996—2019年期間屬于要素推動型的粗放發(fā)展模式，農業(yè)科技進步的貢獻作用并不突出。其他要素方面，勞動力、耕地面積投入貢獻率微乎其微，分別只有2.12%、0.61%，遠不及資本要素和農業(yè)科技進步對農業(yè)總產出的增長貢獻。欽州市農業(yè)勞動力和耕地面積不論是對農業(yè)總產出的邊際貢獻，還是對農業(yè)總產出的實際貢獻都普遍較低，一方面表明欽州市農業(yè)生產中出現(xiàn)比較嚴重的勞動力過?，F(xiàn)象，應及時引導農業(yè)勞動力向其他產業(yè)進行轉移，以提高勞動力資源配置的效率，另一方面也表明欽州市農業(yè)生產效率較低，表現(xiàn)出單位耕地面積的農業(yè)產出值較低，耕地面積沒有得到高效利用，農業(yè)生產管理方式較為落后。

欽州市各個時期的農業(yè)科技進步貢獻率見圖2。由圖2可知，欽州市農業(yè)科技進步貢獻率整體呈現(xiàn)“W”形變化。盡管欽州市1996—2019年間農業(yè)科技進步貢獻率為27.66%，從表3中可知欽州市2016—2019年的農業(yè)科技進步貢獻率為52.20%，遠高于1996—2019年間的27.66%，同時與2020年我國平均水平60%較為接近，這說明欽州市近幾年農業(yè)發(fā)展正從要素推動型的粗放發(fā)展階段逐步走向科技推動型的集約發(fā)展階段，農業(yè)科技進步在推動農業(yè)經濟增長中逐步扮演重要角色。值得注意的是，欽州市在“九五”時期的科技進步貢獻率就已超過50%，但在“十五”時期卻驟降至10%，說明欽州市農業(yè)科技進步對農業(yè)總產出影響的穩(wěn)定性差。整體而言，欽州市各時期的農業(yè)科技進步貢獻率呈現(xiàn)30%±20%上下波動，推動農業(yè)科技進步貢獻率的持續(xù)穩(wěn)定增長成為當下亟須解決的一個問題。

圖2 欽州市各個時期的農業(yè)科技進步貢獻率

4 對策建議

根據本文的測算結果，欽州市1996—2019年間的農業(yè)經濟增長主要依靠農業(yè)資本要素的推動。但在近幾年，欽州市農業(yè)資本投入的年均增長率和其對農業(yè)經濟增長的貢獻率逐漸下降，而農業(yè)科技進步貢獻率逐漸增加，這表明欽州市已開始由要素推動型的傳統(tǒng)農業(yè)逐步向科技推動型的現(xiàn)代農業(yè)轉變。然而，根據對測算結果的相關分析，欽州市當下農業(yè)經濟發(fā)展還存在一些問題。為推動欽州市農業(yè)經濟和農業(yè)科技進步貢獻率的持續(xù)穩(wěn)定增長，本文提出以下建議。

4.1 組織農業(yè)勞動者生產管理技能的教育培訓，提高耕地面積的生產使用效率，適量引導農業(yè)過剩勞動力向其他產業(yè)進行轉移

勞動者生產管理技能的高低直接影響著生產要素能否合理配置、生產效率能否充分發(fā)揮，也是發(fā)展科技推動型現(xiàn)代農業(yè)、落實國家科技興農戰(zhàn)略的關鍵。當前，欽州市農業(yè)勞動者的生產管理技能普遍較低，導致耕地面積的生產效率較低、農業(yè)勞動力過剩等問題。對此，政府一方面應加強勞動者技能教育，積極深入基層開展生產管理技能培訓和推廣農業(yè)科學技術，切實提高耕地面積的生產效率；另一方面應適當引導農業(yè)過剩勞動力向其他新興行業(yè)轉移，切實提高全行業(yè)勞動力要素的配置效率。

4.2 現(xiàn)階段應適當加大農業(yè)資本的投入力度，發(fā)揮其對農業(yè)總產出高邊際貢獻的優(yōu)勢

從測算結果來看，欽州市1996—2019年間資本投入產出彈性系數為0.7739，表明一單位資本投入將增加0.7739單位的農業(yè)總產出，遠高于全國平均水平，說明欽州市進一步擴大農業(yè)資本投入，對推動農業(yè)總產出的增長將更有效率，能夠充分發(fā)揮其對農業(yè)總產出高邊際貢獻的優(yōu)勢。

4.3 未來應持續(xù)加大農業(yè)科技的研發(fā)投入力度，積極探索政產學研的農業(yè)發(fā)展模式

欽州市各個時期的農業(yè)科技進步貢獻率波動較大，表明各個時期的農業(yè)科技發(fā)展缺乏穩(wěn)定性，由于科技發(fā)展存在一個明顯的儲備周期，因此政府未來應持續(xù)加大對農業(yè)科技的研發(fā)投入，從而實現(xiàn)其對農業(yè)經濟增長的持續(xù)穩(wěn)步貢獻。此外，政府應積極探索政產學研的農業(yè)發(fā)展模式，即由政府、農業(yè)企業(yè)、農戶和高?？蒲袉挝凰M建的農業(yè)科技創(chuàng)新聯(lián)合體。其中，政府扮演領導角色，為產學研提供一個良好的農業(yè)科技創(chuàng)新平臺，同時也為農業(yè)科技研發(fā)注入資金。而企業(yè)和農戶則將市場需求反映給政府部門，或直接委托給高?？蒲袉挝?，由其負責研發(fā)工作，發(fā)揮各自優(yōu)勢，促進農業(yè)科技進步。