我国农业部门与整体经济发展的全要素生产率对比研究

周庆元

内容提要：运用2000-2013年的数据，借助于索罗余值法测算2001-2013年我国农业部门和整体经济发展的全要素生产率并加以比较分析，结果发现我国农业部门和整体经济发展全要素生产率的关系可以分为三个阶段：第一阶段为2001-2004年，农业部门全要素生产率带动整体经济全要素生产率下降阶段。第二阶段为2005-2007年，整体经济全要素生产率带动农业部门全要素生产率上升阶段。第三阶段为2008-2013年，我国整体经济全要素生产率与农业部门全要素生产率都处于上升水平，两者之间的全要素生产率差异有缩小趋势，从两者的变动过程表现出整体经济带动农业部门全要素生产率上升或下降的过程，

关键词：全要素生产率；农业；经济；对比分析

中图分类号：F320.3文献标识码：A 文章编号：1003-4161（2014）06-0057-04

DOI：10.13483/j.cnki.kfyj.2015.01.013

一、引言

全要素生产率的概念最初由索罗提出来，并用于经济发展的技术效率，后来经过不断的扩展和发展，形成成熟的生产力分析理论。20世纪中叶，亚洲发展中国家出现持续的经济高速增长，引起国内外学者的关注，国外学者认为，亚洲部分发展中国家的经济高速发展建立在劳动力红利和边际资本效率递减的基础之上，随着经济发展这种优势必将不断减弱，从而亚洲高速的经济发展奇迹并不会持续下去。Krugman对东亚经济增长奇迹的怀疑引起部分学者的关注，1997年东亚爆发的经济危机加速了学者对Krugman怀疑的思考，引起较多学者对东亚经济增长奇迹的探索和研究。最开始主要集中在经济增长领域。具有代表性的如张军、施少华j2，颜鹏飞、王兵，郑京海、胡鞍钢，李宾、曾志雄等，赵志耘、杨朝峰主要测算了我国全要素生产率，并解释了我国全要素生产率的源泉和原因，分析了我国全要素生产率的主要影响因素，认为我国经济增长奇迹主要来源于改革开放下的市场机制形成。他们之中大多数认为我国经济发展的生产率随着人口红利的减小和资本边际效益递减，生产率发展速度有可能放缓，但是因为我国科技投入仅仅积累了知识，并没有很好地转化为生产率，如果我国能够做好经济的有效转型将会维持高速的经济增长。之后，国内学者在经济增长奇迹怀疑背景研究的惯性下，对我国各行业、各部门都有所研究和涉及。学者根据各个行业的特点，测算或者研究了我国金融行业、工业、国有企业等方面全要素生产率。如吕健借助于空间计量模型分析了市场化与中国金融业全要素生产率。鲁晓东、连玉君借助于最小二乘法、固定效应方法、OP法和LP法对比研究我国工业企业1999年到2007年的全要素生产率。马荣在全要素生产率增长和分解因素分析的基础上研究r国有企业效率，得出我国国有企业经济效率低下主要原因在于规模效益低下和技术水平低下两个方面。另外，也有些学者研究了我国制造业、区域环境经济、部分地区农业以及支柱产业等方面全要素生产率。

上述研究成果尽管涉及内容较广，但从研究内容的全面性角度依然存在明显的不足，如我国农业全要素生产率的研究成果较为稀缺，而农业是我国的基础产业，相对其他行业而言，我国更有必要研究农业全要素生产率及其变化趋势，本文拟在道格拉斯生产函数的基础上分析测度农业部门的全要素生产率水平及其在整体经济发展中的地位。

二、全要素生产率的测算方法

从目前学术研究的测算方法来看，普遍认同的全要素生产率的测算方法主要有两大类，这两类测算方法是参数估计测算方法和非参数估计测算方法。其中参数测算方法主要包括索罗残值法，隐形变量法和前沿生产函数测度法（赵志耘、杨朝峰）。其中索罗残值法是在生产函数的基础上进行测算，具有可识别随机因素的优点，但也受到模型估计要求的限制（马荣）。数据包络分析法（data envelopment analysis，DEA）不需要设定具体的函数形式，不受函数形式的限制，可以有效地对生产率进行分解，大多学者运用径向的（Radial）、角度的（Oriented） DEA计算力‘向性距离函数。隐性变量法是将全要素生产率看作为一个不可观测的变量，在平稳性和协整性检验的基础上，借助于极大似然估计法估计空间状态模型，从而估算全要素生产率。前沿生产函数法是假设经济增长来源于要素增长、技术进步和技术效率的提高三个方面（Fare等），故把全要素生产率增长率分解为技术进步率和技术效率两大组成部分，进而估计得到全要素生产率。

基于上述认识，我国农业生产部门的生产能力提高需要更多地了解劳动和资本投入的贡献，进而分析农业部门的全要素增长率贡献水平。故本文应用索罗残值法进行分析。索罗残值法是Solow提出来的，其核心理论认为全要素生产率是经济增长率扣除劳动和资本贡献之后的余值，其分析一般建立在道格拉斯生产函数的基础之上。索羅残值法测算农业部门全要素生产率的具体模型描述过程如下。

对于道格拉斯生产函数C-D函数描述为

式（1）Yt中代表农业部门实际总产出，K.代表农业部门资本存量，Lt代表劳动投入，a和B分别代表平均资本产出份额和平均劳动产出份额。

对式（1）两边取对数可以得到式（2）如下：

In Yt=In A+aln Kt+B1nLt。

（2）

如果考虑到时间变量的长期性影响，可以将道格拉斯生产函数C-D函数描述如下：

对式（3）两边取对数可以得到式（4）如下：

In Yt=ln A+入t+alnKt+B1nLt。

（4）

式（1）和式（3）的生产函数形式具有不同假设，即生产规模报酬增加、生产规模报酬不变和生产规模报酬减小。本文中假设生产规模报酬不变和技术中性，即生产规模报酬不变和技术中性。在规模报酬不变的条件下，a+B=1，将其带入式（2）和式（4）中，可以得到式（5）和式（6）如下：

In（Yt/Lt）=In A+aln（Kt/Lt）。

（5）

In（Yt/Lt）=InA+入t+aln（Kt/Lt）。

（6）

式（5）和（6）中的a和B可以借助于最小二乘法估计得到，从而得到劳动和资本的贡献份额。

生产规模报酬不变和技术中性的假设条件下对式（1）和式（3）两边求微分，可以得到全要素生产率的结果式（7）如下：

将是式（5）和（6）估计得到的a和B带人到式（7）中，可以计算得到全要素生产率的值。

三、我国农业全要素生产率的实证分析

为实证分析我国农业部门全要素生产率的发展变化并考察其能否在经济快速发展的条件下获得比较优势，将分别计算我国经济发展的全要素生产率和农业发展的全要素生产率。

（一）数据选择

本文选择我国农业部门固定资产总值作为资本存量（K*），单位为亿元，选择农业部门从业人员作为劳动投入（L*），单位为万人，农业部门生产总值为产出总值（Y），单位为亿元。全社会经济产出（GDP）总量用国内生产总值代替，资本存量用固定资产投资总量（K）测度，全社会劳动投入用就业总人口（L）来测度。因2000年之前数据计算统计方法有所变动，且2000年之前农业部门资本存量数据与之后有显著差异，故本文选择2000-2013年数据作为本文全要素生产率测度数据。具体数据见表1。

（二）劳动投入与资本存量对我国经济和农业生产部门贡献比重的测算

为了分析我国农业部门和全社会经济发展的全要素生产率，本文假定了经济系统的规模报酬不变和技术中性，即式（1）中的a+B=l，需要先将a和B测度出来。借助Eviews5.O软件，利用式（6）进行最小二乘估计结果如下表2和表3所示。

从表2的结果可以看出，我国农业生产部门资本贡献比重在0.5的显著性水平下通过检验，且F统计量值较为显著。可以在95%的置信水平下认为我国农业生产部门的资本贡献比重d=0.633048，相应劳动贡献比重为B=0.36652，反映出我国粗放的农业生产方式，目前阶段农业产值的增长主要依赖于劳动力的发展，资本存量的增长对农业部门生产的影响并不占据主要地位。

表3町以看出，我国整体经济资本贡献比重a的估计结果，长期趋势时间T在0.05和0.0的显著性水平下都通不过检验，In（K*/L*）的系数a在0.10的显著性水平下通过检验，且F统计量非常显著。可能模型变量之间存在多重共线性，为了检验模型变量之间是否存在多重共线性，以In（K*/L*）为自变量，以时间T为因变量做回归检验得出结果如表4所示。

表4可以看出，我国整体经济资本贡献比重的估计模型中，白变量In（ K*/L*）的系数和截距项的检验都显著通过，且其F统汁量非常显著.、故可以确定整体经济资本贡献比重a的估计模型q1存在多重共线性，时间变量T可以被Ln（K*/L*）线性表达。故我国整体经济的资本贡献比重可以借助于式（5）估计得到。借助于Eviews 5.0软件估计结果如表5所示。

表5的结果表明，我国经济发展的资本存量贡献比重的系数a和常数项C的T统计量值都在0.05的显著性水平下显著通过检验，且其F统计量值达到3669.972的显著水平。故可以认为我国经济发展过程中资本要素的贡献比重a达到0.675175，相应的劳动贡献比重为B=0.324825，说明我国整体经济发展过程中，资本的贡献已经明显超过劳动的贡献比重，我国经济发展从劳动密集型经济转型到资本密集型经济。

（三）我国农业部门与整体经济的全要素生产率测度

将表2计算所得农业生产部门资本和劳动贡献比重结果和表5计算的我国经济资本和劳动贡献比重结果代入式（7），计算得到我国农业部门全要素生产率和整体经济全要素生产率如表6和表7所示。

2001-2004年期间农业生产部门全要素生产率带动总体经济生产的全要素生产率。从2001-2003年期间，农业部门与总体经济生产的全要素生产率都不断下降，总体经济全要素生产率下降速度显著大于农业部门全要素生产率的下降速度，说明我国总体经济的生产效率下降，且经济总体生产效率的下降拉动农业部门生产效率的下降，产值增加值主要来源于劳动和资本的投入之所以在这一时期下降，一个原因是农业扶持工业的政策惯性存在，且当时农村劳动力转移规模有限，农业部门和非农业部门生产投入劳动力的结构调整不够显著，对农业部门和非农业部门的全要素生产率的影响不够显著。另一个原因是在劳动力对全要素生产率影响不够显著的情况下，各部门全要素生产率的影响主要受到资本投入的影响。非农业部门受到资本波动的影响较大，影响了这一时期整体经济生产的全要素生产率下降快于农业部门全要素生产率。

2005-2007年期间整体经济生产的全要素生产率显著大于农业部门全要素生产率。工业部门扶持农业部门生产的效果凸显出来，这一时期正好是我国第二代农民工人城的高峰期，大量农业部门人口的转移使得我国非农业部门的劳动力逐渐充裕。另外，各种农业扶持政策加大了农业部门资金投入力度，增大了农业部门资金存量，充裕了部分长期不足的资金。这样从根本上解决了非农业缺乏劳动力，农业缺乏资金的结构性问题，使得农业部门和非农业部门劳动力一资本比例更加合理，提高了劳动力和资本的溢价能力，提高了农业部门和非农业部门的全要素生产率，表现出农业和整体经济的全要素生产率都呈现上升趋势。但因为这一阶段结构变动最为显著的并不是资本在农业部门和非农业部门之间的结构调整，而是劳动力从农业部门向非农业部门的转移。人口红利使得非农业部门的全要素生产率提高显著快于农业部门，表现出整体经济的全要素生产率拉动农业部门全要生产率上升的趋势。

2008-2011年期间，全社会经济全要素生产率略大于农业部门全要素生产率，但两者有明显的趋同现象。因为劳动力的自由流动和资本规划性向农业部门流动，整体经济和农业部门的劳动力一资本的技术比例逐渐趋于目前生产力水平下的最佳状态，农业和非农业部门的劳动力边际效益和资本边际效益都不断趋于同步下降水平。表现出农业部门和整体经濟全要素生产率差异不大，但是工业部门和第三产业成为这一时期经济发展最具活力的部门，尤其第三产业作为新兴产业成为经济发展的风向标之一，其发展过程影响着农业部门劳动力转移速度，故其全要素生产率影响着农业部门全要素生产率。2012年到2103年期间农业部门和总体经济的全要素生产率呈现出明显的下降过程，且2012整体经济的全要素生产率下降迅速，同时将农业部门的全要素生产率下拉，形成农业部门全要素生产率的下降，但下降幅度小于整体经济的下降。

四、研究结论

在经济社会发展进步的过程中，尽管农业部门占据整体经济发展的比重在不断下降，其下降速度成为我国小康社会建设的衡量指标之一，但是比重的下降并不意味着其全要素生产率也下降，相反下降过程要求其全要素生产率不断上升。我国农业部门全要素生产率受到其他经济部门全要素生产率的影响，受到农村劳动力的转移和农业扶助资金的投入，整体经济各部门劳动力一资本技术比重不断优化的影响。目前我国整体经济全要素生产率与农业部门全要素生产率都处于上升水平，两者之间的全要素生产率差异有缩小趋势，即我国农业和非农业部门的生产效率呈现不断趋同的发展态势。此外，值得注意的是，从两者的变动过程可以看出，我国现阶段农业和非农业部门生产效率不断趋同的同时也表现出整体经济带动农业部门全要素生产率上升或下降的过程，这进一步佐证了“国民经济与农村发展的关联度显著增强”的重要判断。