TFP、要素投入、制度变迁与我国农业增长——基于1978－2013年面板数据的实证分析

卢 飞

（新疆财经大学经济学院，新疆 乌鲁木齐 830012）

一、引言

新型农业经营模式对农业经营提出了新的要求，粗放的外延式增长模式亟待向依靠全要素生产率增长的内涵式增长转变。1982年家庭联产承包责任制确立以来，我国农业产业生产力得到了空前的解放，农业产值得到了较快增长，年增长速度达到5.23%。2005年土地流转政策出台后，规模化、机械化的农业作业模式进一步释放了农业产业增长潜力，农业年均增速为6.51%。尤其是“十二五”以来，农业产业更是获得了前所未有的发展，年均增速高达10.47%。然而这些增长的背后是农业投入要素的增长，2013年与1982年相比，农作物播种面积扩大了1.137 倍，农业就业人员扩大了1.59 倍，同时，农业固定资产投资翻了逾三番，农业产值也增长了三倍多，农民收入增长了3.5 倍。随着土地流转政策的实施，职业农民不断得到发展，种植专业化逐渐普及，农村生产力得到了解放，农民生活日益富足。

但是农业仍是我国国民经济发展的脆弱一环，土地流转规模小，农产品附加值低，农业产业链低端粗放。农业增长向TFP 驱动转变仍然是实践难题。因此，探究我国整体农业的发展态势，一方面有利于认清农业大局，了解本省区与全国的增长关系，同时，研究农业增长的驱动要素，从而依据农业增长贡献度制定有利于农业增长的政策建议。

二、文献综述

国内外关于农业增长的因素分析中，主要涉及农业要素投入、制度等领域相关政策等。

要素投入与农业增长的研究中，农业相关的资本、劳动力、土地、教育投入以及支农产业发展是学界的主要研究领域。党超［1］、罗芳和黄燕［2］通过数据证实生产资料的投入对农业增长起着正向促进作用。其中农业资本是重要的生产资料，Hull 认为农业资本的增加有利于农业生产，Shahbaz，Muhammad 等从巴基斯坦的农业发展经验中，得出该国金融发展和资本投入对农业产出有正向作用［3］［4］。我国姜涛也通过研究1990－2006年我国农业R＆D 与农业增长的因果关系，发现农业R＆D 对农业增长存在单向Granger 因果关系［5］。一般政府农业投资可以补贴农户和兴建农业基础设施，郭唐兵等通过我国省级面板数据的实证，发现农田水利与农业增长的关系在全国不同地域存在差异［6］。农业资本的持续投入也促进了农业增长的科技含量增多，舒尔茨在《论人力资本投资》中指出，科教因素对美国战后农业增长的贡献度达到80%以上，吴凤娇等通过探讨我国台湾地区1963－2008年农业增长演进的规律，得出台湾农业增长逐步由资本和技术驱动逐渐成为技术进步主导型进步［7］［8］。而与一般观点相左，极少数经济学者指出教育投资与农业增长具有反向关系［9］［10］。

制度是农业增长的重要制约因素。当前，我国农业改革日益明朗化，制度因素作为农业增长的重要外生力量，对我国农业生产力的再解放有着指导性作用，制度因素也成为学界有关农业增长要素研究的热点。乔樵等通过计量和统计分析，认为制度变迁是改革开放后农业增长的决定性因素［11］。李谷成等通过考察发现农业政策在不同省份、不同时期作用差异性较大［12］。高彦彦从分税制改革及财政政策角度研究了制约农业增长的主要因素［13］。

然而，我国农业增长长期面临着刚性资源禀赋约束，要素驱动型增长从某种程度上来说是不可取的，我国农业增长需要向依靠全要素生产率（TFP）转变。关于全要素生产率的计算，以随机前沿生产函数分析（SFA）和数据包络分析（DEA）为主。SFA 较贴近农业生产实际，如全炯振运用非参数Malmaquist 生产率指数说明改革开放以来的农业增长主要来自农业技术进步［14］。而后DEA 模型又经过了多次修正，如为解决技术后退提出的“序列DEA”以及解决“自我识别问题”的窗式DEA。

综合上述研究，我国农业增长方式得到了学界的普遍关注，然而要素驱动向生产率驱动转变的深度尚未有人探索，且我国农业增长是要素驱动还是全要素生产率驱动，学界没有落成统一的认知。

三、研究方法、变量选取与数据采集

（一）研究方法

该文旨在研究我国农业增长方式，辨析要素贡献度、技术贡献度，主要采用Granger 因果检验和时间序列模型。Granger 因果检验通过定量的方法验证投入与农业增长的因果关系，进而筛选变量，通过回归分析要素的产出弹性，进而得出要素贡献度，引导我国农业增长方式向全要素生产率驱动的转变。

（二）变量测度

1.要素投入。关于农业投入要素的选取，一般主要选择化肥量、机械动力、资本、劳动力、土地，其他还包括用电量、有效灌溉面积［15］［16］。综合以上学者所用指标，其中农业用电更多地用于农业灌溉，因此文章将要素投入确定为资本（K）、劳动力（L）、土地（LAN）、化肥（FER）、机械动力（MAC）、用水量（WAT）以及有效灌溉面积（IRR），以下分别以首字母代替。其中，关于农业资本，Young、张 军 等讨论了投资变量的选择，并都认为固定资本形成总额是合理指标［17］［18］，而王小鲁等等采用全社会固定资本投资作为投资变量［19］。因此，本文选取农业固定资产投资作为农业资本投入的衡量标准（其他见表1）。

2.制度因素。林毅夫以及麦克米兰等较早地分析了中国农村改革对农业增长的影响，二者均认为制度的变革对农业增长起着至关重要的作用［20］［21］。关于制度的量化，多数学者将制度作为虚拟变量引入［22］。1978－2013 研究时段，1982年家庭联产承包责任制正式确立，2005年土地流转制度的出台是两个重要的节点，因此该文借鉴曲洪建的观点，在此设立两个政策变量POL1、POL2，前者以家庭联产承包责任制的出台为分界点，1982年之前为0 后为1；后者则为土地流转制度的出台为节点，2005年之前为0，之后为1。

3.数据来源。文章基于构建农业增长模型，选取全要素生产率（TFP）、要素投入、制度变迁三个层面来分析我国农业增长方式，并拟通过选取我国各省份1978－2013年相关数据计算相关要素对农业增长的贡献额度。相关数据主要来自《中国统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》及统计局官网等。

表1 我国农业发展指标体系

（三）计量方法与模型设立

文章基于C－D 函数构建数学模型。古典经济学的研究中，Solow（1956）在希克斯中性的假定下，通过选取技术差异（A）、劳动力（L）、资本（K）以及K、L 的生产弹性分析了经济稳态的分析框架。Cobb 和Douglas 依据美国23年制造业的生产数据，估计出美国的劳动力生产弹性和资本要素的生产弹性分别为0.25 和0.75。农业产品作为一种特殊的产品，马克思在分析极差地租时，将土地随投入要素的增加表现为土地生产率的递减定义为级差地租Ⅱ。我们在此同样假定，土地的生产力取决于物质投入和技术投入，同时引入制度因素和时间变量。从而以我国农业产值（Y）为因变量，以资本（K）、劳动力（L）、土地（LAN）、化肥（FER）、机械动力（MAC）以及有效灌溉面积（IRR）为农业增长的解释变量，POL1、POL2 两个虚拟变量为解释变量，从而得到农业生产的C－D函数：

其中，X 表示不同的投入要素，包括资本（K）、劳动力（L）、土地（LAN）、化肥（FER）、机械动力（MAC）以及有效灌溉面积（IRR）。A 为要素贡献之外的贡献，则农业增长在此主要分为要素投入增长和全要素生产率增长两部分。各个变量均会随着时间的变动而变化，Yt表示不同时期农业产出，At与Xt表示不同时间下的技术水平和要素投入，α 为要素投入弹性，由于规模报酬不变，则α1＋α2＋…＋α8＝1，对式（1）两边取对数可以得到式（2）。

对（2）式两边关于时间变量（t）求微分，整理得到式（3）。

由式（3）可以看出，一个地区农业生产的增长率取决于地区技术水平和要素投入及物质要素的产出弹性。因此，技术与要素的贡献率如公式（4）。

公式4 中，A1，A2分别为技术要素贡献率和物质要素的贡献率。

四、实证结果分析

文章依据公式（2）建立相关模型，首先基于中国统计局官网进行数据的搜集，并结合《中国2014年统计年鉴》对相关数据进行修正（见表2），进而进行实证结果分析。

（一）ADF 单位根检验

面板数据分析的可靠性依赖于变量的平稳性，如果变量为平稳的序列，则可以直接进行计量分析；如果变量不平稳，则需对相关变量进行协整关系检验，若存在协整关系，则需要使用向量的误差修正模型，如果非平稳也不存在协整关系，就需要对变量进行差分使其变为平稳变量。利用表2 数据，通过Eviews6.0 软件进行ADF 检验，结果如表3 所示。

从表3 可以看出，在5%的置信水平下，7 个变量序列都是零阶单整序列，即服从I（0），因此变量之间平稳且协整，且变量间存在一定的长期均衡关系，因此协整检验及Granger 因果检验均没有必要。但是为了寻找关键变量，即可解释变量，同时，为分清投入与农业增长之间的相互关系，文章在此进行Granger 因果检验，如表4。

从表4 可以看出，LNK、LNL、LNIRR、LNLAN、POL2 与LNY 之间存在双向因果关系，LNFER、LNMAC、POL1 与LNY 之间存在单向因果关系。

（二）回归分析

综合以上验证和论断，我们以LnY 为被解释变量，各要素为解释变量进行回归分析，所得结果如式（5）及表5。

表2 我国农业增长的要素投入表

表3 ADF 检验结果

表4 Granger 因果检验

公式（5）及表5 说明，POL1、POL2、LNMAC、LNIRR、LNFER 均与农业增长（LNY）成正相关，而LNLAN、LANL、LNK 三个解释变量与农业增长负相关，其中，LNK、LNLAN、LNIRR、LNMAC 与POL2 要素的P 值远大于0.1，表明其与农业增长在该样本中显著，对总体的推断性较低，LNL、LNFER、POL1 具有充分的估计整体能力。政策方面，家庭联产承包责任制对农业增长的产出弹性最大，土地流转制度与规模化、机械化经营的增长效应还不十分明显，因此适应生产力发展的制度到成熟阶段的产出效率明显升高。要素投入方面，我国农业增长出现边际要素递减及“级差地租Ⅱ”现象，劳动力、土地和资本均与农业增长呈现负相关，只有传统的灌溉和化肥投入带动了农业的增长。

（三）全要素生产率（TFP）增长率估算

基于上述对要素产出弹性的估算，结合公式（4）通过计算得出我国农业增长的全要素贡献率增长率，如表6 所示。

表6 我国农业TFP 增长率

五、结论及政策建议

（一）结论

本文综合了学者关于农业增长中的要素投入的讨论，定量分析了农业增长的要素投入与技术贡献份额。实证分析表明，政策因素对农业的增长产出弹性最大，尤其是家庭联产承包责任制，这也证实了一些学者关于制度在改革开放以来农业增长中的重要作用。家庭联产承包责任制正式制定于1982年，发展至今，已经较为成熟，成功地解决了农业低产低效，农民食不果腹的粗放农业时代。土地流转政策的适时开展，为我国农业的增长带来了新篇章，然而由于政策执行的时间性，土地流转制度尚需完善，主要表现在土地流转手续不规范、流转规模小，地区政策解读能力较弱，所以土地流转制度产出弹性较为弱小。农业劳动力的增加整体上给农业增长带来微弱的效应，因为劳动力的增加势必会带来农业的小规模化，造成农业增长的累赘，因此农村剩余劳动力的就业再就业问题也是减轻农业负担的重要途径。资本与土地要素虽不能很好地解释农业整体，但就样本而言，二者对农业增长的产出弹性较小，一方面由于资本的边际效率递减规律作用，另一方面表明土地开发殆尽，未开发土地则肥力较弱或多属于生态保护区。同时，灌溉仍是农业增长的主要因素，水资源的丰裕度对农业产出影响较大，其他还有农业机械化是现代农业发展的重要手段和工具。就全要素生产率增长率而言，全要素生产率在农业增长中贡献较大，要素的增加贡献较小，这也较符合Krugman 两部门中农业部门规模报酬不变的假定。这一结论对我国农业增长政策安排有重要意义［23］。

（二）政策建议

1.科技兴农，实现农业增长向全要素生产率驱动的彻底转变。农业增长受资本、土地等要素边际效率递减规律影响，同时农业一般为规模报酬不变产业，因此农业产业增长需要向依靠全要素生产率驱动转变，加大农业技术的研发与应用是我国粮食安全的必要举措，同时，技术引进与自主研发并举，普及“产—学—研”的农业技术升级路径，着实巩固农业的基础地位。

2.守住“耕地”红线。在实证分析中，耕地对农业的产出弹性较小，一方面缘于土地要素的级差地租，同时我国大多数地区适宜耕作的土地开发殆尽，新开发土地肥力较差，培育困难，多属于生态环保区，不宜耕作。因此，处理好经济发展与耕地保护的工作十分重要。

3.加大投资农业基础设施。有效灌溉及机械化对农业产业的产出弹性较大，而资金的直接投入则较小，从这一方面来讲，应加大资金向农业基础设施的转移，如兴修水利，农机补贴、育种等。

4.抓好农村剩余劳动力的就业再就业工作。劳动力的增加与农业增长之间存在一定的负相关，农业就业人员素质低、农业载荷负担沉重是导致这一结果的重要原因，加强对农村富裕劳动力的培训，引导剩余劳动力入城再就业是农业规模化、集约化的重要一环，同时对农业就业人员进行培训也十分必要。

5.政策制度对农业的增长起着日渐重要的作用。政府应从大政方针上给予农业阶段性发展规划，包括长期规划和短期规划，同时实施好相关政策，要让农民知晓政策，规范执行政策，增强政策的执行力。

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