我國東中西部農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響因素研究

摘 要：長期以來，我國東部地區(qū)的農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率一直高于中部與西部地區(qū)。本文基于1990—2013年三大地區(qū)的省際面板數(shù)據(jù)，通過系統(tǒng)SYS-GMM動態(tài)面板回歸發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)機械化水平、化肥施用量、農(nóng)村居民固定資產(chǎn)投入以及農(nóng)村居民個人收入等因素對全國三大地區(qū)的農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高都具有顯著正向作用。但是就影響差異而言，東部地區(qū)的農(nóng)村固定資本投入對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的帶動作用明顯大于中西部地區(qū)；而中西部的農(nóng)業(yè)機械化水平、農(nóng)用化肥投入量的增加以及農(nóng)村居民個人收入的提高對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的帶動作用反而高于東部地區(qū)。可見，東部地區(qū)農(nóng)村固定資本的投入數(shù)量及利用效率遠遠超過中西部地區(qū)。同時研究發(fā)現(xiàn)，從全國范圍講，高水平專業(yè)技術(shù)人才的缺乏已成為近年制約我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的瓶頸。

關(guān)鍵詞：東中西部；農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率；影響因素；SYS-GMM

一、引言

提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率是農(nóng)業(yè)增長的源泉，也是非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)，是解決農(nóng)業(yè)增產(chǎn)增效、農(nóng)民增收增富的關(guān)鍵所在。在我國東中西部經(jīng)濟發(fā)展不平衡由來已久，農(nóng)村勞動生產(chǎn)率在三大經(jīng)濟區(qū)域也存在差異，就其影響因素來看，在東中西部地區(qū)存在著怎樣的不同？

在相關(guān)文獻中，XinandQin通過使用Maudos，PastorandSerrano提出的增長分解框架，認為自1987年-2005年，要素積累是中國農(nóng)村勞動生產(chǎn)率增長的主要依靠因素，而全要素生產(chǎn)率（尤指技術(shù)前沿的進步）是重要貢獻方面。張平運用索羅模型就1980年—2007年我國省區(qū)橫截面數(shù)據(jù)表明，生育率和人力資本對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率有重要貢獻。余康等利用1988年—2008年29個省級面板數(shù)據(jù)，運用隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型，發(fā)現(xiàn)勞均物質(zhì)資本、農(nóng)村勞動力規(guī)模和勞均土地因素對我國農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率地區(qū)差異的影響逐漸減小，而技術(shù)效率和技術(shù)進步的影響逐漸增大。匡遠鳳則認為1988年以來，技術(shù)進步和技術(shù)效率的“雙驅(qū)動”模式是對省份農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率增長存在積極影響的重要因素。

盡管這些研究取得不少成果，但是從空間單位看，較少從國內(nèi)不同區(qū)域差異的視角進行研究；并且，應該考慮到，地區(qū)差異在時序演進中的變動速度是較慢的，前水平很可能取決于過去歷史水平。鑒于此，本文從東中西部地區(qū)各省際數(shù)據(jù)中選取影響農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的主要因素，采用長動態(tài)面板模型，以防止基本計量模型的設(shè)定偏誤，同時消除部分解釋變量可能產(chǎn)生的內(nèi)生性偏誤。

二、數(shù)據(jù)來源與地區(qū)農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率變化趨勢

在宏觀經(jīng)濟統(tǒng)計實踐中，較為準確的定義勞動生產(chǎn)率的做法是使用”每個工作小時的產(chǎn)出”或“每個就業(yè)者的產(chǎn)出”作為反映整體經(jīng)濟勞動生產(chǎn)率水平的指標。因此，本研究采用的農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率=農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值/鄉(xiāng)村就業(yè)人口的公式計算。同時，為了剔除物價波動影響，各年農(nóng)林牧漁業(yè)生產(chǎn)總產(chǎn)值按1990年為基期計算，以反映真實生產(chǎn)能力。

本研究數(shù)據(jù)均取自1990年—2013年的《中國統(tǒng)計年鑒》及《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計年鑒》各省際面板數(shù)據(jù)，并根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》中經(jīng)濟區(qū)域三分法，將我國劃分為東部、中部、西部3個區(qū)域。東部地區(qū)包括北京、天津、遼寧、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個省（市），中部地區(qū)包括吉林、黑龍江、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個省，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、陜西、青海、寧夏、新疆、甘肅、四川、重慶、貴州、云南、西藏、廣西等12個?。ㄗ灾螀^(qū)）。

本研究發(fā)現(xiàn)自1990年—2013年，我國東中西部農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率總體呈現(xiàn)明顯的提高趨勢，但是東部地區(qū)的農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率遠高于中西部，西部農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率最低，并且地區(qū)之間的差距仍有擴大趨勢。如圖所示，截止到2013年，東部地區(qū)的平均農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率為0.61，而西部地區(qū)的平均農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率僅為0.34，東部農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率幾乎為西部地區(qū)的兩倍。東部農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率最高的是海南省，最低的是上海市；中部農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率最高的是黑龍江省，最低的是山西??；西部農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率最高的是內(nèi)蒙古自治區(qū)，最低的是貴州省。其中，海南省農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率為1.05，而貴州省僅為0.17，相差近6倍。

三、模型與計量方法

為了分析影響不同地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的基本因素，本研究從各省市（自治區(qū)）選取了5個具有代表性的指標：農(nóng)業(yè)機械化水平（臺/千公頃）（x1）、平均農(nóng)用化肥施用量（噸/公0頃）（x2）、人均農(nóng)村居民個人固定資產(chǎn)投入（元/人）（x3）、大專及以上學歷人數(shù)（人）（x4）、人均農(nóng)村居民純收入（元/人）（x5）作為解釋變量。由于x1，x2，x3，x5數(shù)量級較大，筆者對原始數(shù)據(jù)進行了對數(shù)化處理。本文選擇動態(tài)回歸模型，并采用”系統(tǒng)廣義矩估計法”（SYS-GMM）對回歸系數(shù)進行參數(shù)估計，以研究解釋變量對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的動態(tài)影響，具體模型見（1）—（4）。本研究所使用的統(tǒng)計分析軟件為

考慮到農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率變化水平可能取決于過去水平，因此（1）式包含被解釋變量的滯后項，為動態(tài)面板模型。模型（2）、（3）、（4）分別在模型（1）的基礎(chǔ)上增加了地區(qū)控制變量。其中IsEastern為是否東部地區(qū)指示變量，當樣本為東部地區(qū)時，值為1，否則為0；IsCentral為是否中部地區(qū)指示變量，當樣本為中部地區(qū)時，值為1，否則為0；IsWestern為是否西部地區(qū)指示變量，當樣本為西部地區(qū)時，值為1，否則為0。

另外，為了確保動態(tài)面板回歸的有效性，我們還做了兩項檢驗，包括：差分轉(zhuǎn)換方程的序列相關(guān)檢驗（AbondTestForAR（1）&AR（2））來判斷隨機擾動項是否存在序列相關(guān)，用過度識別檢驗（SarganTest）來判斷工具變量的有效性。檢驗結(jié)果一并列示在面板回歸結(jié)果表格中。

四、動態(tài)面板實證分析

1.描述性統(tǒng)計與相關(guān)系數(shù)分析

（1）描述性統(tǒng)計

對于上述變量，本文對其全樣本、東部樣本、中部樣本、西部樣本的樣本量、均值、標準差、最小值、四分之一分位數(shù)、四分之三分位數(shù)、最大值進行統(tǒng)計匯總，列入下列表中。

由上表可知，六個變量在我國東中西部地區(qū)均呈現(xiàn)明顯梯度變化，東部所有變量平均值強于中部，中部強于西部?？梢姡蠼?jīng)濟區(qū)域即使在農(nóng)村經(jīng)濟中也存在著明顯的地域差距。

（2）相關(guān)性分析

由初步相關(guān)性分析知，因變量與五個自變量之間的相關(guān)性非常顯著（P<0.05）。為了更好地研究解釋變量與被解釋變量之間的關(guān)系，接下來做動態(tài)面板回歸分析。

2.動態(tài)面板回歸分析

在系統(tǒng)SYS-GMM動態(tài)面板回歸過程中，從有效性檢驗來看，四個模型的序列相關(guān)檢驗均顯示的差分后動項不存在二階序列相關(guān)，而Sargan過度識別檢驗表明，工具變量的選擇不存在過度識別問題，證明了本文的模型設(shè)定和結(jié)果是可靠的；從模型系數(shù)估計結(jié)果來看，四個模型的系數(shù)估計的顯著性水平較高、方向一致、估計值相近，四個模型的結(jié)果能夠相互印證，說明了模型估計的有效性。

由上表可見，L.y系數(shù)顯著為正，lnx1、lnx2、lnx3、lnx5系數(shù)顯著為正；L.lnx2、L.lnx3系數(shù)顯著為負；x4系數(shù)不顯著。具體分析如下：

（1）上一期農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率水平對本期農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率在我國東中西部地區(qū)都有著顯著的正向影響；控制地區(qū)因素后由L.y的系數(shù)變化可知，西部地區(qū)的本期農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率更依賴于上一期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，其次是東部。

（2）當期農(nóng)業(yè)機械化水平的提高對我國東中西部地區(qū)農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率具有顯著促進作用，而上一期水平對當期的影響不明顯；控制地區(qū)因素后由lnx1的系數(shù)變化可知，西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率較其它地區(qū)更依賴于農(nóng)業(yè)機械化水平，其次是中部。

（3）當期化肥施用量對我國東中西部地區(qū)農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率提高有正向影響，而L.lnx2系數(shù)顯著為負，表明上一期化肥投入量對本期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率有負向影響，說明化肥投入量對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響不具有延續(xù)性；控制地區(qū)因素后由lnx2的系數(shù)變化可知，西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率較其它地區(qū)更依賴當期化肥施用量，其次是東部。

（4）當期農(nóng)村居民固定資產(chǎn)投入的增加對東中西部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高有顯著的正向影響，而L.lnx3系數(shù)顯著為負，表明上一期農(nóng)村居民固定資產(chǎn)投入對本期農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率有負向影響，說明要素投入量對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響也不具有延續(xù)性；控制地區(qū)因素后由L.lnx3的系數(shù)變化可知，東部地區(qū)當期資本投入量對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的帶動效果優(yōu)于全國。

（5）x4結(jié)果不顯著，表明大專及以上的高學歷水平對我國東中西部農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率影響不大。此結(jié)果反映出長期以來我國高水平農(nóng)業(yè)人才嚴重缺乏，大多數(shù)農(nóng)村實用人才沒有受過系統(tǒng)全面教育的基本現(xiàn)狀，這已成為制約農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化生產(chǎn)的瓶頸。

（6）農(nóng)村居民個人收入的提高有助于我國各地區(qū)農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的顯著改善；控制地區(qū)因素后由lnx5的系數(shù)變化可知，西部地區(qū)農(nóng)村居民個人收入的提高對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的帶動效果最明顯，其次是中部。

五、結(jié)論與啟示

由于我國東部地區(qū)其發(fā)展相對較快，農(nóng)業(yè)機械化水平、農(nóng)用化肥投入量及農(nóng)村居民個人收入水平已經(jīng)位于全國前列，所以相對而言，機械化水平的提升、化肥的增加和個人收入的提高對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的帶動作用沒有中部和西部地區(qū)明顯；而東部地區(qū)由于資本利用水平較高，其農(nóng)村固定資本投入的增加對其農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的帶動作用要大于中部和西部地區(qū)。反觀中西部地區(qū)，雖然其機械化水平的提升、農(nóng)用化肥投入量的增加以及農(nóng)村居民個人收入的提高對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的帶動作用于東部地區(qū)，然而固定資本投入對其農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的促進作用弱于東部地區(qū)。同時研究發(fā)現(xiàn)，從全國范圍講，高水平專業(yè)技術(shù)人才的缺乏已成為近年制約我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的瓶頸。

中西部地區(qū)應轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)向資本密集帶動起來的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式。為解決中西部地區(qū)資金比較緊缺的問題，國家應給予政策傾斜，鼓勵地方政府、金融機構(gòu)增加對中西部地區(qū)農(nóng)村建設(shè)的固定資本投入，并效仿發(fā)達地區(qū)努力提高資本投入的利用效率。同時應增強中西部地區(qū)農(nóng)業(yè)機械的升級換代，從操作技能到機械質(zhì)量上完善作為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展基本條件的基礎(chǔ)設(shè)施和機械裝備；多管齊下增加中西部農(nóng)民人均純收入，保證農(nóng)民進行農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)的積極性和有效供給。并且值得注意的是，增強農(nóng)業(yè)企業(yè)吸引力，吸收高水平專業(yè)技術(shù)人才為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)提供智力支持，已是進一步建設(shè)三大地區(qū)現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)、提高全國農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)水平的當務之急。

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作者簡介：伍希（1980- ），女，四川成都人，講師，研究方向：理論經(jīng)濟學