中国农业增长与贡献分析

第3节　改革开放以来中国农业增长与要素贡献

自改革开放以来,伴随农业政策的变迁,中国农业生产力有了极大的发展,总体上保持了一个不断提升的态势。但是,在发展过程的不同阶段,农业增长有起有落,表现出明显的阶段波动特征。国内外众多学者对农业增长的这种趋势都作过比较系统的解释。其中,林毅夫(1992)较早地分析了农村经济体制改革对农业增长的影响,认为1978年开始的农村经济体制改革对中国农业增长有着巨大的贡献。张元红(1996)重点分析了生产性固定资产投资和中间投入对农业增长的作用,认为改革以来对产出增长贡献最大的是现代投入物,在农业中以中间投入和固定资产为代表,在种植业中以化肥和农用动力为代表。王红林、张林秀(2002)利用江苏数据所作的分析认为,农业公共投资在农业生产增长中起到了明显作用,并成为农业增长的主要因素。乔榛等(2006)对1978—2004年中国农业增长进行了理论和经验两方面的分析,重点考察了土地制度、价格制度和财税制度对农业增长的影响,认为制度变迁是中国改革开放后农业增长的决定性因素。杨正林(2007)对1978—2005年农业增长的影响因素和地区差异进行了计量分析,认为影响中国农业增长的因素既有土地、劳动力等基本农业生产要素,也有家庭承包责任制、财税制度等制度和政策变量。农村各项经济制度变迁对农业增长既有积极作用,也存在负面影响,总体而言,现有研究各有侧重,而且已经在农业产出变化是由多种因素共同作用这一点上基本达成共识,但在各要素对农业增长的贡献度大小上并没有取得一致。这大部分是由于所采取的分析思路、计量模型以及实证数据方面的差别导致。借鉴前人的研究,本章对1978—2005年影响中国农业增长的主要要素投入以及政策因素进行分析。

一、模型选择及数据来源

本研究借鉴格利克斯(Griliches,1963)提出的方法构建农业生产函数。假定农业生产函数为Cobb-Douglas函数对数线性形式,其相应的计量模型如下:

上式中,被解释变量Y表示按当年价格计算的农业总产值,用来衡量各地区的农业总产出。等式右边为解释变量,主要由两部分构成:第一部分为土地、劳动力、化肥和机械动力等基本要素,其中,土地(land)用农作物总播种面积衡量;劳动力(labor)是指在粮食和经济作物等种植业中的劳动力人数,由于无法得到该指标数据,本研究根据农业产值占农林牧渔总产值的比重对乡村从业人员数进行加权折算得到;化肥(fert)指的是化肥施用量(折纯量),由于年度跨越比较大,对少部分的缺失值本节根据各省化肥产量和施用量的变化规律进行了换算;机械动力(power)以农业机械总动力来衡量。第二部分为价格、财政制度变量,除了引入基本生产要素变量外,本研究还考察了制度变量对农业产出的影响,其中,价格制度变量(Price)以农产品收购价格指数与农业生产资料价格指数的比值来衡量,用来考察价格制度变迁对农业产出的影响;财政制度变量(Exp)以各省农业支出占地方财政总支出的比重来衡量,用来考察财政农业支持政策对农业产出的影响。由于无法获得代表农村土地产权制度变迁的数据,本研究没有将其作为自变量引入。β0为模型的截距,可以作为技术进步的索罗余值来看待,用以衡量基数进步对农业增长的贡献。⁽⁷⁾Ti为时间趋势,Di为地区虚拟变量,ε为随机扰动项。

本研究的样本时间跨度为1978—2005年。由于时间跨度较大,出于数据收集便利性的考虑,并没有采用全国所有省(市、自治区)的省际数据,而是从中国东、中、西部随机抽取三个省进行分析,被选中的省分别是:东部的江苏、浙江、山东,中部的湖北、湖南、河南,西部的云南、陕西、贵州。本研究所采用的相关数据,除特别说明外,均来自于《新中国五十五年统计资料汇编》、历年《中国统计年鉴》、《中国农业年鉴》、《中国财政年鉴》、《中国物价年鉴》。依据改革开放以来中国农业增长的阶段性特点,本研究将分阶段对农业增长的影响因素进行分析。为了保持和前文分析的一致性,我们将1978—2005年农业增长的过程划分为以下四个阶段,即1978—1984年、1985—1992年、1993—1997年、1998—2005年。

二、计量结果及分析

由于本研究采用的是面板数据(panel data),因此首先必须确定数据处理方法。一般而言,如果解释变量和扰动项之间存在某种程度的相关性,采用固定效应模型(FEM)比随机效应模型(REM)更为合适(Greene,2003)。对随机效应模型而言,如果模型设定中遗漏了重要的变量,就会造成参数估计的非一致性,而固定效应模型无须做个体效应与其他解释变量不相关的假设。由于数据缺失的原因,部分可能影响农业增长的因素并没有纳入本研究的计量模型,因此,采用固定效应模型可能更合适。但为了更准确起见,我们采用1978—2005年以及各个阶段的数据进行了Hausman检验,以确定是固定效应和随机效应模型的选择。由于篇幅的限制,这里仅列出采用1978—2005年数据所做的Hausman检验结果(见表2—11)。表2—11的检验结果表明,我们拒绝了原假设,从而认为固定效应模型比随机效应模型更合适。⁽⁸⁾在此基础上,我们采取GLS广义最小二乘法,运用固定效应模型对面板数据进行估计,计量结果见表2—12。

表2—11　Hausman检验结果

表2—12　中国农业增长各阶段样本回归系数估计及检验结果

注:括号内的数值为T统计量;“∗∗∗”代表1%水平上显著;“∗∗”代表5%水平上显著;“∗”代表10%水平上显著。

从表2—12的估计参数和参数检验结果可以看出,模型的总体回归效果比较理想。模型1到模型5的F检验都在1%水平上显著。除模型5外,其他几个模型调整后的拟合优度都超过了0.7,表明模型拟合的效果较好。结合表2—12的计量结果,可以得出以下实证分析结论:

(1)在中国改革开放以来农业增长的各个阶段,农业机械总动力对农业增长都产生了显著的正向影响。从模型1到模型5,农业机械总动力变量都在1%水平上显著,而且回归系数较高,这说明农业机械总动力对中国农业增长作出了重要贡献,这个结论与杨正林(2007)以全国数据进行分析所得出的结果一致。中国农业机械总动力的大幅度增长发生在20世纪80年代,1978年的农村经济体制改革使农民拥有了生产经营自主权,在这种背景下,1983年中共中央出台了《当前农村经济体制改革若干问题》,指出“农民个人或联户购置农副产品加工机具、小型拖拉机和小型机动船,从事生产和运输,对发展农村商品生产、活跃农村经济是有利的,应当允许,大中型拖拉机和汽车,在现阶段原则上也不必禁止私人购置”。该文件的出台,从根本上改变了过去国家是农业机械投资单一主体的格局,使集体、个人等多元化主体也能参与到农业机械投入中,从而推动了全国农业机械化水平的提高。本研究所抽取的省份农业机械总动力,自改革开放以来的变动趋势与全国基本相似(见图2—11)。农业机械化水平的提高,在这些省的农业增长过程中发挥了极其重要的作用。

图2—11　1978年以来湖北、湖南、云南、贵州、江苏、浙江六省农业机械总动力变动情况(单位:万千瓦)

注:1978年以来河南、陕西和山东的农业机械总动力变动趋势与上述六省大体相同,由于篇幅原因,在此不再逐一标出。

(2)从1978—2005年中国农业增长的整个过程看,化肥和农业机械总动力是促进农业增长的两个显著性因素。这说明中国农业的增长,很大程度上可以归因于以化肥和机械为代表的技术的进步。仅从化肥投入的作用看,在1978—1984年和1993—1997年两个阶段,化肥投入对农业增长都存在显著的正向影响。通过对数据的进一步分析发现,1978—1984年间,中国农业化肥施用量接近翻了一番,从1978年的884万吨增加到1984年的1 739.8万吨,年均增长12.13%。因此,这一阶段化肥投入对农业增长的贡献可能主要来自于量的增长。据林毅夫(1994)的测算,这一时期,化肥施用量增加对农业增长的贡献占到32.2%。化肥投入量的大幅度增加可能是由于家庭联产承包责任制的实施和农产品收购价格提高所致。从1985年后,化肥施用量增长速度开始放缓。在1985—1992年间,中国化肥施用量年均增长仅为6.77%,较前一阶段有了大幅度下降。1993—1997年间,农业化肥施用量增长率仍比较低,年均增长率为6.33%。这一时期化肥投入对农业增长的显著贡献可能主要来自于化肥利用率的提高和质量的改进。在此期间,国家化工部专门出台了《推进化肥、农药产品“质量上台阶”实施计划(试行)》,提出了提高化肥产品质量的主要目标和措施。

(3)从模型1可知,在1978—1984年中国农业超常快速发展期间,劳动力、化肥、农业机械投入、财政政策对农业增长具有显著的影响。在基本要素投入中,除化肥和农业机械投入外,劳动力投入对这一时期的农业增长作出了重要贡献。模型中劳动力要素在1%水平上显著,而且弹性系数较大。这一结果与乔榛等(2006)采用全国数据的分析结果基本一致。据他们估计,这一时期劳动力投入的产出弹性为0.813,劳动力对农业增长的贡献度为1.56%。这一时期劳动力对农业增长的显著贡献可能与家庭联产承包责任制的实施有关,家庭联产承包责任制在全国的确立,将农民的劳动成果与家庭收入直接挂钩,由此极大地刺激了农民生产的积极性,使农民家庭投放于农业生产的劳动的数量和质量都有了较大程度的提高。其他阶段劳动力投入均不显著也从侧面证明了这一猜想。除此之外,财政制度在这一时期也对农业增长产生了显著的影响,但影响方向为负。

(4)不论是从整个过程还是分阶段看,价格制度变量系数都没有通过显著性检验,这说明价格制度对农业增长并没有产生显著的影响。可能的解释是,20世纪90年代中期以前,虽然中国农产品价格体制改革已经开始,但尚未深入,因此价格变化对农业生产的激励效果不强;而20世纪90年代中期以后虽然深化了价格体制改革,农产品价格由国家控制逐渐过渡到市场定价,这在一定程度上刺激了农业的发展,但与此同时工业品的价格也不断上升,特别是农业生产资料价格的上涨,逐渐抵消了农产品价格上涨带来的收益,大大降低了农业生产的利润空间(乔榛等, 2006)。(www.chuimin.cn)

三、小结及政策建议

通过对样本省份1978—2005年农业增长的影响因素的分析可以看出,化肥、机械动力等基本要素投入在农业增长过程中发挥了重要作用,价格制度和财政制度对农业增长的影响并不显著。本研究的不足在于,由于受到数据资料的限制,并没有采用全国所有省份的数据进行分析,在设定计量模型时,同样受到资料可获得性的限制,一些比较重要的变量,如HRS变量(实行家庭联产承包责任制的生产队占全国总生产队的比重),没有被纳入模型。

基于计量分析结果,本节提出未来实现中国农业增长的对策是:由于对制度的关注是实现农业增长的最理性选择(乔榛等,2006),而改革开放以来中国农业制度对农业增长并没有形成足够的支持,因此,应把农村经济制度的创新作为实现农业持续增长的突破口,依靠制度变迁动力来推动农业增长。同时,实践证明:化肥、机械要素对农业增长发挥着重要的作用,因此应继续重视引导农民对农业生产的要素投入,重点是提高农业基本要素投入的质量和利用效率,如提高农业劳动力的整体素质,推进化肥、农药等要素质量和利用效率的提高等。

参考文献

[1]黄少安,孙生民,宫明波.中国土地产权制度对农业经济增长的影响——对1949—1978年中国大陆农业生产效率的实证分析.中国社会科学,2005(3)

[2]林毅夫.制度、技术与中国农业发展.上海:上海三联书店,1994

[3]乔榛,焦方义,李楠.中国农村经济制度变迁与农业增长——对1978—2004年中国农业增长的实证分析.经济研究,2006(7)

[4]宋洪远等编著.改革以来中国农业和农村经济政策的演变.北京:中国经济出版社,2000

[5]王洪林,张林秀.农业可持续发展中公共投资作用研究——以江苏省为例.中国软科学, 2002(10)

[6]杨正林.农村经济制度变迁与农业增长因素的贡献度.改革,2007(11)

[7]Lin,J.Y.,1992,“Rural Reforms and Agricultural Growth in China,”AmericanEconomic Review,Vol.82,pp.34-51

【注释】

(1)本章执笔人:孔祥智、涂圣伟、钟真。

(2)本章中种植业等同小农业。

(3)参见宋洪远等编著:《改革以来中国农业和农村经济政策的演变》,16页,北京,中国经济出版社,2000。

(4)参见宋洪远等编著:《改革以来中国农业和农村经济政策的演变》,260页。

(5)参见宋洪远等编著:《改革以来中国农业和农村经济政策的演变》,66页。

(6)参见2005年“一号文件”《关于进一步加强农村工作提高农业综合生产能力若干政策的意见》。

(7)参见乔榛等:《中国农村经济制度变迁与农业增长——对1978—2004年中国农业增长的实证分析》,载《经济研究》,2006(7),77页。

(8)分阶段进行Hausman检验的结果与此类似,即固定效应模型比随机效应模型更为合适。