周慶元

內(nèi)容提要：運用2000-2013年的數(shù)據(jù)，借助于索羅余值法測算2001-2013年我國農(nóng)業(yè)部門和整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的全要素生產(chǎn)率并加以比較分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)我國農(nóng)業(yè)部門和整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展全要素生產(chǎn)率的關(guān)系可以分為三個階段：第一階段為2001-2004年，農(nóng)業(yè)部門全要素生產(chǎn)率帶動整體經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率下降階段。第二階段為2005-2007年，整體經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率帶動農(nóng)業(yè)部門全要素生產(chǎn)率上升階段。第三階段為2008-2013年，我國整體經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率與農(nóng)業(yè)部門全要素生產(chǎn)率都處于上升水平，兩者之間的全要素生產(chǎn)率差異有縮小趨勢，從兩者的變動過程表現(xiàn)出整體經(jīng)濟(jì)帶動農(nóng)業(yè)部門全要素生產(chǎn)率上升或下降的過程，

關(guān)鍵詞：全要素生產(chǎn)率；農(nóng)業(yè)；經(jīng)濟(jì)；對比分析

中圖分類號：F320.3文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1003-4161（2014）06-0057-04

DOI：10.13483/j.cnki.kfyj.2015.01.013

一、引言

全要素生產(chǎn)率的概念最初由索羅提出來，并用于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的技術(shù)效率，后來經(jīng)過不斷的擴(kuò)展和發(fā)展，形成成熟的生產(chǎn)力分析理論。20世紀(jì)中葉，亞洲發(fā)展中國家出現(xiàn)持續(xù)的經(jīng)濟(jì)高速增長，引起國內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注，國外學(xué)者認(rèn)為，亞洲部分發(fā)展中國家的經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展建立在勞動力紅利和邊際資本效率遞減的基礎(chǔ)之上，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展這種優(yōu)勢必將不斷減弱，從而亞洲高速的經(jīng)濟(jì)發(fā)展奇跡并不會持續(xù)下去。Krugman對東亞經(jīng)濟(jì)增長奇跡的懷疑引起部分學(xué)者的關(guān)注，1997年東亞爆發(fā)的經(jīng)濟(jì)危機(jī)加速了學(xué)者對Krugman懷疑的思考，引起較多學(xué)者對東亞經(jīng)濟(jì)增長奇跡的探索和研究。最開始主要集中在經(jīng)濟(jì)增長領(lǐng)域。具有代表性的如張軍、施少華j2，顏鵬飛、王兵，鄭京海、胡鞍鋼，李賓、曾志雄等，趙志耘、楊朝峰主要測算了我國全要素生產(chǎn)率，并解釋了我國全要素生產(chǎn)率的源泉和原因，分析了我國全要素生產(chǎn)率的主要影響因素，認(rèn)為我國經(jīng)濟(jì)增長奇跡主要來源于改革開放下的市場機(jī)制形成。他們之中大多數(shù)認(rèn)為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的生產(chǎn)率隨著人口紅利的減小和資本邊際效益遞減，生產(chǎn)率發(fā)展速度有可能放緩，但是因為我國科技投入僅僅積累了知識，并沒有很好地轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)率，如果我國能夠做好經(jīng)濟(jì)的有效轉(zhuǎn)型將會維持高速的經(jīng)濟(jì)增長。之后，國內(nèi)學(xué)者在經(jīng)濟(jì)增長奇跡懷疑背景研究的慣性下，對我國各行業(yè)、各部門都有所研究和涉及。學(xué)者根據(jù)各個行業(yè)的特點，測算或者研究了我國金融行業(yè)、工業(yè)、國有企業(yè)等方面全要素生產(chǎn)率。如呂健借助于空間計量模型分析了市場化與中國金融業(yè)全要素生產(chǎn)率。魯曉東、連玉君借助于最小二乘法、固定效應(yīng)方法、OP法和LP法對比研究我國工業(yè)企業(yè)1999年到2007年的全要素生產(chǎn)率。馬榮在全要素生產(chǎn)率增長和分解因素分析的基礎(chǔ)上研究r國有企業(yè)效率，得出我國國有企業(yè)經(jīng)濟(jì)效率低下主要原因在于規(guī)模效益低下和技術(shù)水平低下兩個方面。另外，也有些學(xué)者研究了我國制造業(yè)、區(qū)域環(huán)境經(jīng)濟(jì)、部分地區(qū)農(nóng)業(yè)以及支柱產(chǎn)業(yè)等方面全要素生產(chǎn)率。

上述研究成果盡管涉及內(nèi)容較廣，但從研究內(nèi)容的全面性角度依然存在明顯的不足，如我國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的研究成果較為稀缺，而農(nóng)業(yè)是我國的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，相對其他行業(yè)而言，我國更有必要研究農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率及其變化趨勢，本文擬在道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上分析測度農(nóng)業(yè)部門的全要素生產(chǎn)率水平及其在整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的地位。

二、全要素生產(chǎn)率的測算方法

從目前學(xué)術(shù)研究的測算方法來看，普遍認(rèn)同的全要素生產(chǎn)率的測算方法主要有兩大類，這兩類測算方法是參數(shù)估計測算方法和非參數(shù)估計測算方法。其中參數(shù)測算方法主要包括索羅殘值法，隱形變量法和前沿生產(chǎn)函數(shù)測度法（趙志耘、楊朝峰）。其中索羅殘值法是在生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上進(jìn)行測算，具有可識別隨機(jī)因素的優(yōu)點，但也受到模型估計要求的限制（馬榮）。數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法（data envelopment analysis，DEA）不需要設(shè)定具體的函數(shù)形式，不受函數(shù)形式的限制，可以有效地對生產(chǎn)率進(jìn)行分解，大多學(xué)者運用徑向的（Radial）、角度的（Oriented） DEA計算力‘向性距離函數(shù)。隱性變量法是將全要素生產(chǎn)率看作為一個不可觀測的變量，在平穩(wěn)性和協(xié)整性檢驗的基礎(chǔ)上，借助于極大似然估計法估計空間狀態(tài)模型，從而估算全要素生產(chǎn)率。前沿生產(chǎn)函數(shù)法是假設(shè)經(jīng)濟(jì)增長來源于要素增長、技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率的提高三個方面（Fare等），故把全要素生產(chǎn)率增長率分解為技術(shù)進(jìn)步率和技術(shù)效率兩大組成部分，進(jìn)而估計得到全要素生產(chǎn)率。

基于上述認(rèn)識，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門的生產(chǎn)能力提高需要更多地了解勞動和資本投入的貢獻(xiàn)，進(jìn)而分析農(nóng)業(yè)部門的全要素增長率貢獻(xiàn)水平。故本文應(yīng)用索羅殘值法進(jìn)行分析。索羅殘值法是Solow提出來的，其核心理論認(rèn)為全要素生產(chǎn)率是經(jīng)濟(jì)增長率扣除勞動和資本貢獻(xiàn)之后的余值，其分析一般建立在道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)之上。索羅殘值法測算農(nóng)業(yè)部門全要素生產(chǎn)率的具體模型描述過程如下。

對于道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)C-D函數(shù)描述為

式（1）Yt中代表農(nóng)業(yè)部門實際總產(chǎn)出，K.代表農(nóng)業(yè)部門資本存量，Lt代表勞動投入，a和B分別代表平均資本產(chǎn)出份額和平均勞動產(chǎn)出份額。

對式（1）兩邊取對數(shù)可以得到式（2）如下：

In Yt=In A+aln Kt+B1nLt。

（2）

如果考慮到時間變量的長期性影響，可以將道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)C-D函數(shù)描述如下：

對式（3）兩邊取對數(shù)可以得到式（4）如下：

In Yt=ln A+入t+alnKt+B1nLt。

（4）

式（1）和式（3）的生產(chǎn)函數(shù)形式具有不同假設(shè)，即生產(chǎn)規(guī)模報酬增加、生產(chǎn)規(guī)模報酬不變和生產(chǎn)規(guī)模報酬減小。本文中假設(shè)生產(chǎn)規(guī)模報酬不變和技術(shù)中性，即生產(chǎn)規(guī)模報酬不變和技術(shù)中性。在規(guī)模報酬不變的條件下，a+B=1，將其帶入式（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計得到，從而得到勞動和資本的貢獻(xiàn)份額。

生產(chǎn)規(guī)模報酬不變和技術(shù)中性的假設(shè)條件下對式（1）和式（3）兩邊求微分，可以得到全要素生產(chǎn)率的結(jié)果式（7）如下：

將是式（5）和（6）估計得到的a和B帶人到式（7）中，可以計算得到全要素生產(chǎn)率的值。

三、我國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的實證分析

為實證分析我國農(nóng)業(yè)部門全要素生產(chǎn)率的發(fā)展變化并考察其能否在經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的條件下獲得比較優(yōu)勢，將分別計算我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的全要素生產(chǎn)率和農(nóng)業(yè)發(fā)展的全要素生產(chǎn)率。

（一）數(shù)據(jù)選擇

本文選擇我國農(nóng)業(yè)部門固定資產(chǎn)總值作為資本存量（K*），單位為億元，選擇農(nóng)業(yè)部門從業(yè)人員作為勞動投入（L*），單位為萬人，農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)總值為產(chǎn)出總值（Y），單位為億元。全社會經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出（GDP）總量用國內(nèi)生產(chǎn)總值代替，資本存量用固定資產(chǎn)投資總量（K）測度，全社會勞動投入用就業(yè)總?cè)丝冢↙）來測度。因2000年之前數(shù)據(jù)計算統(tǒng)計方法有所變動，且2000年之前農(nóng)業(yè)部門資本存量數(shù)據(jù)與之后有顯著差異，故本文選擇2000-2013年數(shù)據(jù)作為本文全要素生產(chǎn)率測度數(shù)據(jù)。具體數(shù)據(jù)見表1。

（二）勞動投入與資本存量對我國經(jīng)濟(jì)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門貢獻(xiàn)比重的測算

為了分析我國農(nóng)業(yè)部門和全社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的全要素生產(chǎn)率，本文假定了經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的規(guī)模報酬不變和技術(shù)中性，即式（1）中的a+B=l，需要先將a和B測度出來。借助Eviews5.O軟件，利用式（6）進(jìn)行最小二乘估計結(jié)果如下表2和表3所示。

從表2的結(jié)果可以看出，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門資本貢獻(xiàn)比重在0.5的顯著性水平下通過檢驗，且F統(tǒng)計量值較為顯著?？梢栽?5%的置信水平下認(rèn)為我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門的資本貢獻(xiàn)比重d=0.633048，相應(yīng)勞動貢獻(xiàn)比重為B=0.36652，反映出我國粗放的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，目前階段農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的增長主要依賴于勞動力的發(fā)展，資本存量的增長對農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)的影響并不占據(jù)主要地位。

表3町以看出，我國整體經(jīng)濟(jì)資本貢獻(xiàn)比重a的估計結(jié)果，長期趨勢時間T在0.05和0.0的顯著性水平下都通不過檢驗，In（K*/L*）的系數(shù)a在0.10的顯著性水平下通過檢驗，且F統(tǒng)計量非常顯著?？赡苣Ｐ妥兞恐g存在多重共線性，為了檢驗?zāi)Ｐ妥兞恐g是否存在多重共線性，以In（K*/L*）為自變量，以時間T為因變量做回歸檢驗得出結(jié)果如表4所示。

表4可以看出，我國整體經(jīng)濟(jì)資本貢獻(xiàn)比重的估計模型中，白變量In（ K*/L*）的系數(shù)和截距項的檢驗都顯著通過，且其F統(tǒng)汁量非常顯著.、故可以確定整體經(jīng)濟(jì)資本貢獻(xiàn)比重a的估計模型q1存在多重共線性，時間變量T可以被Ln（K*/L*）線性表達(dá)。故我國整體經(jīng)濟(jì)的資本貢獻(xiàn)比重可以借助于式（5）估計得到。借助于Eviews 5.0軟件估計結(jié)果如表5所示。

表5的結(jié)果表明，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的資本存量貢獻(xiàn)比重的系數(shù)a和常數(shù)項C的T統(tǒng)計量值都在0.05的顯著性水平下顯著通過檢驗，且其F統(tǒng)計量值達(dá)到3669.972的顯著水平。故可以認(rèn)為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中資本要素的貢獻(xiàn)比重a達(dá)到0.675175，相應(yīng)的勞動貢獻(xiàn)比重為B=0.324825，說明我國整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，資本的貢獻(xiàn)已經(jīng)明顯超過勞動的貢獻(xiàn)比重，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展從勞動密集型經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型到資本密集型經(jīng)濟(jì)。

（三）我國農(nóng)業(yè)部門與整體經(jīng)濟(jì)的全要素生產(chǎn)率測度

將表2計算所得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門資本和勞動貢獻(xiàn)比重結(jié)果和表5計算的我國經(jīng)濟(jì)資本和勞動貢獻(xiàn)比重結(jié)果代入式（7），計算得到我國農(nóng)業(yè)部門全要素生產(chǎn)率和整體經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率如表6和表7所示。

2001-2004年期間農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門全要素生產(chǎn)率帶動總體經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)的全要素生產(chǎn)率。從2001-2003年期間，農(nóng)業(yè)部門與總體經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)的全要素生產(chǎn)率都不斷下降，總體經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率下降速度顯著大于農(nóng)業(yè)部門全要素生產(chǎn)率的下降速度，說明我國總體經(jīng)濟(jì)的生產(chǎn)效率下降，且經(jīng)濟(jì)總體生產(chǎn)效率的下降拉動農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)效率的下降，產(chǎn)值增加值主要來源于勞動和資本的投入之所以在這一時期下降，一個原因是農(nóng)業(yè)扶持工業(yè)的政策慣性存在，且當(dāng)時農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移規(guī)模有限，農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)投入勞動力的結(jié)構(gòu)調(diào)整不夠顯著，對農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)業(yè)部門的全要素生產(chǎn)率的影響不夠顯著。另一個原因是在勞動力對全要素生產(chǎn)率影響不夠顯著的情況下，各部門全要素生產(chǎn)率的影響主要受到資本投入的影響。非農(nóng)業(yè)部門受到資本波動的影響較大，影響了這一時期整體經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)的全要素生產(chǎn)率下降快于農(nóng)業(yè)部門全要素生產(chǎn)率。

2005-2007年期間整體經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)的全要素生產(chǎn)率顯著大于農(nóng)業(yè)部門全要素生產(chǎn)率。工業(yè)部門扶持農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)的效果凸顯出來，這一時期正好是我國第二代農(nóng)民工人城的高峰期，大量農(nóng)業(yè)部門人口的轉(zhuǎn)移使得我國非農(nóng)業(yè)部門的勞動力逐漸充裕。另外，各種農(nóng)業(yè)扶持政策加大了農(nóng)業(yè)部門資金投入力度，增大了農(nóng)業(yè)部門資金存量，充裕了部分長期不足的資金。這樣從根本上解決了非農(nóng)業(yè)缺乏勞動力，農(nóng)業(yè)缺乏資金的結(jié)構(gòu)性問題，使得農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)業(yè)部門勞動力一資本比例更加合理，提高了勞動力和資本的溢價能力，提高了農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)業(yè)部門的全要素生產(chǎn)率，表現(xiàn)出農(nóng)業(yè)和整體經(jīng)濟(jì)的全要素生產(chǎn)率都呈現(xiàn)上升趨勢。但因為這一階段結(jié)構(gòu)變動最為顯著的并不是資本在農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)業(yè)部門之間的結(jié)構(gòu)調(diào)整，而是勞動力從農(nóng)業(yè)部門向非農(nóng)業(yè)部門的轉(zhuǎn)移。人口紅利使得非農(nóng)業(yè)部門的全要素生產(chǎn)率提高顯著快于農(nóng)業(yè)部門，表現(xiàn)出整體經(jīng)濟(jì)的全要素生產(chǎn)率拉動農(nóng)業(yè)部門全要生產(chǎn)率上升的趨勢。

2008-2011年期間，全社會經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率略大于農(nóng)業(yè)部門全要素生產(chǎn)率，但兩者有明顯的趨同現(xiàn)象。因為勞動力的自由流動和資本規(guī)劃性向農(nóng)業(yè)部門流動，整體經(jīng)濟(jì)和農(nóng)業(yè)部門的勞動力一資本的技術(shù)比例逐漸趨于目前生產(chǎn)力水平下的最佳狀態(tài)，農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)部門的勞動力邊際效益和資本邊際效益都不斷趨于同步下降水平。表現(xiàn)出農(nóng)業(yè)部門和整體經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率差異不大，但是工業(yè)部門和第三產(chǎn)業(yè)成為這一時期經(jīng)濟(jì)發(fā)展最具活力的部門，尤其第三產(chǎn)業(yè)作為新興產(chǎn)業(yè)成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的風(fēng)向標(biāo)之一，其發(fā)展過程影響著農(nóng)業(yè)部門勞動力轉(zhuǎn)移速度，故其全要素生產(chǎn)率影響著農(nóng)業(yè)部門全要素生產(chǎn)率。2012年到2103年期間農(nóng)業(yè)部門和總體經(jīng)濟(jì)的全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)出明顯的下降過程，且2012整體經(jīng)濟(jì)的全要素生產(chǎn)率下降迅速，同時將農(nóng)業(yè)部門的全要素生產(chǎn)率下拉，形成農(nóng)業(yè)部門全要素生產(chǎn)率的下降，但下降幅度小于整體經(jīng)濟(jì)的下降。

四、研究結(jié)論

在經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展進(jìn)步的過程中，盡管農(nóng)業(yè)部門占據(jù)整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的比重在不斷下降，其下降速度成為我國小康社會建設(shè)的衡量指標(biāo)之一，但是比重的下降并不意味著其全要素生產(chǎn)率也下降，相反下降過程要求其全要素生產(chǎn)率不斷上升。我國農(nóng)業(yè)部門全要素生產(chǎn)率受到其他經(jīng)濟(jì)部門全要素生產(chǎn)率的影響，受到農(nóng)村勞動力的轉(zhuǎn)移和農(nóng)業(yè)扶助資金的投入，整體經(jīng)濟(jì)各部門勞動力一資本技術(shù)比重不斷優(yōu)化的影響。目前我國整體經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率與農(nóng)業(yè)部門全要素生產(chǎn)率都處于上升水平，兩者之間的全要素生產(chǎn)率差異有縮小趨勢，即我國農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)部門的生產(chǎn)效率呈現(xiàn)不斷趨同的發(fā)展態(tài)勢。此外，值得注意的是，從兩者的變動過程可以看出，我國現(xiàn)階段農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)效率不斷趨同的同時也表現(xiàn)出整體經(jīng)濟(jì)帶動農(nóng)業(yè)部門全要素生產(chǎn)率上升或下降的過程，這進(jìn)一步佐證了“國民經(jīng)濟(jì)與農(nóng)村發(fā)展的關(guān)聯(lián)度顯著增強(qiáng)”的重要判斷。