农业技术选择影响因素的实证分析，本文主要内容关键词为：实证论文,农业技术论文,因素论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
农业发展离不开农业技术进步，农业对技术的依赖程度随现代农业科学技术的发展愈来愈高。单就农业机械动力和农用化肥的使用来看，1992～2002年，农业机械总动力和化肥使用量增长十分迅速，分别增长86.25％和48.10％。与此同时，其他农业技术的运用也有很大幅度的增长，农用大中型拖拉机和小型拖拉机使用台数分别增长了20.13％和78.42％。
1992～2002年，全国各省(市、区)的农业机械总动力和农用化肥使用量基本上都呈递增趋势，但增长幅度存在很大差异。这期间，农业机械总动力增长最快的是河南省，增幅达170.10％，增幅超过100％的还有山东、河北、安徽、云南和新疆等省(市、区)。同时，北京、上海两市的农业机械总动力却出现了不同程度的下降。在农用化肥使用量方面，增幅前两位的是天津和内蒙古，分别增长了104.65％和102.44％，只有浙江的化肥使用量出现了略微的下降。我国各省(市、区)在农业技术类型选择上存在着较为显著的差异。那么，究竟是什么原因导致了上述差异呢？各省(市、区)选择偏向何种农业技术类型的依据是什么？本文运用技术选择偏向系数，利用2002年全国31个省(市、区)的相关数据进行了实证分析，试求这个问题的答案，并分析影响农业技术选择的因素。
二、理论背景
农业技术选择的激励主要来自通过技术的采用可以消除或部分消除由经济体中相对稀缺的生产要素对农业发展的制约。采用适宜农业技术消除相对稀缺要素对农业发展的制约，主要通过两个途径来实现（注：按照希克斯对技术类型的定义，把用来促进其他投入要素对劳动力替代的技术称为“劳动力节约型”技术，而把用来促进其他投入要素对土地替代的技术称为“土地节约型”技术。本文采用此划分方法。）：一是劳动力节约型技术，这类技术能够消除或部分消除劳动力的相对稀缺对农业发展的制约，此类技术的采用可以扩大单位劳动力的耕作面积或减少单位土地面积上劳动力的投入；二是土地节约型技术，这类技术可以消除或部分消除土地资源的相对稀缺对农业发展的制约，通过技术的采用达到增加单位土地面积产出量的目的。
假设一个经济体中只有两种生产要素，即只有劳动力和土地。如果经济体中劳动力是相对稀缺的，那么，生产决策者倾向于用资本来替代劳动力，而这种替代最初是通过机械化来实现的(速水佑次郎、弗农·拉坦，2000)。在本文中，机械化设备被视为一种劳动力节约型技术而被决策者采用，在一定程度上起着替代劳动力的作用。农业机械化告诉人们这样一个事实：农业生产机械化水平的提高，或扩大了单位农业劳动力的耕作面积，或减少了单位土地面积上劳动力的投入，从而解放了部分农业劳动人口。如果经济体中土地资源相对稀缺，农业生产决策者倾向于使用生物化学技术来替代土地，生物化学技术被视为一种土地节约型技术而被采用，并提高单位土地面积的产出水平。农业生产发展至今，农药、化肥的使用提高了土地的肥力和产出率，在一定程度上突破了土地资源稀缺对农业发展的制约。
三、研究方法
(一)要素禀赋系数和技术选择偏向系数
1.要素禀赋系数。在分析要素禀赋状况时，一般采用资源禀赋系数。资源禀赋系数是国际上常用的一种能够比较准确地反映一个国家某种资源相对丰富程度的计算指标。本文借鉴这一系数来研究我国各省(市、区)的农业生产要素禀赋(主要包括耕地面积和农业劳动力)状况。本文计算土地要素禀赋系数的公式为：
T[，i]=(t[，i]/T)/(y[，i]/Y)(1)
公式(1)中，t[，i]为i省拥有的耕地资源，T为全国拥有的耕地资源总量，y[，i]为i省农业总产值，Y为全国农业总产值。
同样，农业劳动力要素禀赋系数L[，i]的计算公式为：
L[，i]=(l[，i]/L)/(y[，i]/Y)(2)
公式(2)中，l[，i]为第i省农业劳动力资源，L为全国拥有的农业劳动力资源总量，其余变量与公式(1)相同。那么，劳动力与土地要素禀赋相对系数为：
W[，i]=L[，i]/T[，i]=(l[，i]/L)/(t[，i]/T)(3)
在本文中，W[，i]＞1，说明该省农业劳动力资源相对于耕地资源来说是丰富的；W[，i]＜1，则说明耕地资源相对于农业劳动力来说是丰富的。
2.技术选择偏向系数。本文借鉴计算要素禀赋系数的方法，计算技术选择偏向系数。其计算公式为：
TC[，i]=(m[，i]/M)/(f[，i]/F)(4)
公式(4)中，m[，i]为i省(市、区)农业机械总动力，M为全国农业机械总动力，f[，i]为i省(市、区)农用化肥使用量，F为全国农用化肥使用量。TC[，i]＞1，说明该省(市、区)技术选择偏向于机械技术；TC[，i]＜1，则说明该省(市、区)技术选择偏向生物化学技术。
(二)建立模型
1.模型一。为测度技术选择的影响因素，本文建立了一个以技术选择偏向系数为因变量的线性模型(模型一)：
附图
公式(5)中，E[，i]为农民平均受教育年限，I[，i]为农民家庭平均纯收入，D[，j]为地区虚拟变量（注：本文按照传统的方法将31个省(市、区)，分为华北(D[，1])、东北(D[，2])、华东(D[，3])、华中(D[，4])、华南(D[，5])、西南(D[，6])和西北七个地区，并且将西北作为比较的基准地区。），ξ[，i]为随机扰动项。
2.模型二。C—D生产函数的一般表达式为：
Y[，i]=AK[，i][α]L[，i][β]H[，i][y]e[ε[，i]](6)
公式(6)中，K[，i]代表资本投入，L[，i]代表劳动力投入，H[，i]表示人力资本，而一般认为，常数项A包含了技术因素的贡献。因此，把技术选择偏向系数代入(6)式，得到如下变形公式：
Y[，i]=AK[，i][α]L[，i][β]H[，i][y]e[TC[，i]+ε[，i]](7)
在本研究中，Y[，i]表示单位耕地面积总产值，用表示单位耕地面积总产值
来表示，K[，i]用单位耕地面积机械总动力
和化肥使用量
来表示，L[，i]用单位耕地面积劳动力投入量
来表示，H[，i]用农民受教育年限(E[，i])来表示，ε[，i]为随机扰动项。
对公式(7)等式两边取自然对数，得到模型二：
附图
四、实证分析
(一)数据来源的说明
本文所采用的数据主要来自《中国农业年鉴》(2003年)、《中国统计年鉴》(2003年)和《中国农村统计年鉴》(2002年和2003年)。其中，农民受教育年限的计算主要依据的是《中国农村统计年鉴》(2002年)关于农民家庭受教育程度统计指标中的文化程度状况统计值（注：人力资本是一个存量的概念，教育投资转化为人力资本需要经过一定时间的积淀，故笔者认为，采用2001年的受教育程度指标代替2002年的相应指标不会影响本文的分析结果。本文在计算农民受教育年限时，采用了如下变换：文盲或识字=0年，小学文化程度=6年，初中文化程度=9年，高中文化程度=12年，中专文化程度=13年，大专及以上文化程度=15年。本文根据各文化程度的农民数量的比重计算得到各省(市、区)农民的受教育年限。）。耕地资源用各省(市、区)耕地面积表示；劳动力资源采用第一产业从业人员表示；各省(市、区)农业机械总动力和农用化肥使用量分别表示机械技术和化学技术（注：对所选指标的解释如下：用农业总产值表示农业产出，单位为亿元；农业劳动力用第一产业从业人员表示，单位为万人；用耕地面积表示农业土地资源，单位为千公顷；农民受教育年限采用农民家庭劳动力文化程度表示，单位为年；农业机械总动力表示农业机械使用量，单位为万千瓦；农用化肥使用量包括氮肥、磷肥、钾肥的使用量，本文采用的是折纯量，单位为万吨；农民家庭纯收入的单位为元。）的使用。
(二)2002年全国各省(市、区)要素禀赋与技术选择基本情况
本文采用2002全国各省(市、区)的数据，计算出要素禀赋系数和技术选择偏向指数，具体数据见表1。
表1 2002年全国各省(市、区)要素禀赋相对系数与技术选择偏向系数
省(市、区) 要素禀赋相对系数 技术选择偏向系数
省(市、区) 要素禀赋相对系数 技术选择偏向系数
(W[，i]) (TC[，i])
(W[，i]) (TC[，i])
北京0.80931.9678湖北 0.96880.0464
天津0.68902.6736湖南 2.11761.0410
河北0.99162.0521广东 1.97180.6804
山西0.59311.6131广西 1.46540.7134
内蒙古 0.28201.4008海南 1.10640.6629
辽宁0.68141.0236重庆 1.05640.6964
吉林0.38580.7553四川 1.12650.6609
黑龙江 0.28281.0313贵州 1.13790.7298
上海1.09700.5505云南 1.09680.8973
江苏1.11380.6790西藏 1.01441.8864
浙江1.80531.7158陕西 0.80080.7035
安徽1.33760.9574甘肃 0.61051.3117
福建2.18920.5866青海 0.83063.0005
江西1.37400.7590宁夏 0.50411.3842
山东1.27141.4435新疆 0.40350.8425
河南1.72281.0727
根据表1的计算结果，笔者按照要素禀赋相对系数和技术选择偏向系数值把全国31个省(市、区)进行归类，得表2。
表2 2002年全国各省(市、区)按照W[，i]和TC[，i]的分类情况
要素禀赋相对系数(W[，i])
技术选择偏向系数(TC[，i])
上海、江苏、浙江、安徽、福建、江西、 北京、天津、河北、山西、内蒙古、辽宁、
W[，i]＞1的省(市、区) 山东、河南、湖南、广东、广西、海南、 TC[，i]＞1的省(市、区) 黑龙江、浙江、山东、河南、湖南、西藏、
重庆、四川、贵州、云南、西藏 甘肃、青海、宁夏
北京、天津、河北、山西、内蒙古、辽吉林、上海、江苏、安徽、福建、江西、湖
W[，i]＜1的省(市、区) 宁、吉林、黑龙江、湖北、陕西、甘肃、 TC[，i]＜1的省(市、区) 北、广东、广西、海南、重庆、四川、贵州、
青海、宁夏、新疆 云南、陕西、新疆
由表2可以看出，湖南、湖北、浙江、山东、河南、西藏、陕西、吉林和新疆等9个省(区)W[，i]值和TC[，i]值同大于1或同小于1，说明这9个省(区)的农业技术选择是违背比较优势原则的。这是因为，W[，i]＞1说明该经济体内部劳动力丰度较高，按照比较优势原则应该选择能够替代相对稀缺要素——土地的技术类型；而TC[，i]＞1说明该省(区)农业技术选择偏向劳动力替代型技术。这显然是违背了比较优势原则的。同理，W[，i]和TC[，i]同小于1，说明该省(市、区)的农业技术选择也是违背比较优势原则的。
(三)技术选择影响农业生产的实证分析
1.对模型一回归结果的分析。本文使用计量软件Eviews3.1对模型一进行了回归。由于农民平均受教育年限(E[，i])和农民家庭平均纯收入(I[，i])对技术选择影响不显著，且影响模型的整体拟合度，将这两个变量剔除后重新进行回归，得到表3。
表3 模型一的回归结果
变量名 系数标准差
T值
常数项 0.376096
0.2604561.443991
要素禀赋相对系数(W[，i])0.226861[**]
0.1314221.726205
地区虚拟变量(D[，1])
-0.143553
0.205415
-0.698842
地区虚拟变量(D[，2])
-0.138636
0.251728
-0.550738
地区虚拟变量(D[，3])0.862506[***] 0.2084854.137026
地区虚拟变量(D[，4])1.063644[***] 0.2637644.032566
地区虚拟变量(D[，5])0.982907[***] 0.2659103.696397
地区虚拟变量(D[，6])0.559042[**]
0.2454382.277734
R[2] 0.700051
F值
7.335113
DW值 2.090204
概率(F值) 0.000138
注：*表示10％水平上显著，**表示5％水平上显著，***表示1％水平上显著。
从回归结果来看，模型整体拟合效果不是很理想，但考虑到影响因素除地区虚拟变量外只有一个要素禀赋相对系数变量，因此，R[2]还是在可以接受的范围之内。而且F检验值在1％水平上达到显著，说明模型的整体线性关系是显著的。
由于农业机械和化肥这两项技术的使用对农民的文化程度要求不是很高，农民受教育年限对技术选择影响不显著与实际情况是相符合的。
要素禀赋相对系数变量对技术选择的影响在5％水平上是显著的，且参数符号为正。斜率参数的值为0.23，说明如果其他变量保持不变，要素禀赋相对系数(W[，i])增加1，技术选择偏向系数(TC[，i])将会相应地增加0.23（注：在本文中，W[，i]是一个无量纲化的比值。W[，i]值增加1，表示△W[，i]=((l[，i]+△l[，i])/(L+△L))/((t[，i]+△t[，i])/(T+△T))-((l[，i]/L)/(t[，i]/T))=1同理，TC[，i]增加0.23，表示△TC[，i]=((m[，i]+△m[，i])/(M+△M))/((f[，i]+△f[，i])/(F+△F))-(m[，i]/M)/(f[，i]/F)=0.23。）。假如某省要素禀赋结构发生了改变，劳动力要素禀赋系数与土地要素禀赋相对系数的比值比原来的比值增加了1，那么，该省农业机械总动力投入占全国总投入的比重与该省化肥投入占全国总投入的比重的比值将比原来的比值增加0.23。当某种要素相对增加时，农业技术选择为什么会倾向于相对地增加替代该种要素的农业技术类型呢？笔者认为，主要有三个方面原因：第一，农业机械化水平是现代农业区别于传统农业的主要特征。长期以来，我国对农用机械实行优惠政策，政府对农民、农民组织购买农业机械是有补贴的，这就人为地降低了农业生产成本，对农民购买农业机械产生了刺激作用。第二，农业机械化水平是衡量地方政府政绩的主要内容之一，某些地方政府为了自身的利益，片面强调农业机械化水平，甚至为了得到国家的补贴不顾当地农业生产的现实条件而过度使用农业机械技术。第三，农业机械工具能够减轻农民的劳动强度，提高劳动生产效率，增加产出，并使农民有更多的闲暇时间或增加他们从事其他非农行业的机会(例如外出打工、进厂上班等)，从而增加收入。从这一点出发，农民也会倾向于增加使用农业机械技术。
在地区虚拟变量中，只有D[，1]和D[，2]未通过显著性检验，说明华北和东北与西北地区相比在技术选择上没有显著的区别，这有可能与它们的耕作方式、气候条件等相似有关，而华东、华中、华南和西南等地区与西北地区在技术选择上存在显著的差异。
2.对模型二回归结果的分析。由于农民受教育年限(E[，i])和单位耕地面积机械动力未通过显著性检验且影响模型的整体效果，故对模型进行了修正，只保留单位耕地面积劳动力投入量、单位耕地面积化肥使用量和技术选择偏向系数三个变量，并进行了回归分析，得到表4。
表4 模型二的回归结果
变量名 系数 标准差
T值
常数项
1.922752 0.4311434.459658
单位耕地面积劳动力投入量()
0.227164 0.1796191.264702
单位耕地面积化肥使用量() 0.965924[***] 0.1631695.919759
技术选择偏向系数(TC[，i])0.216991[**] 0.1182771.834595
R[2] 0.753962
F值
27.57972
DW值 2.048501
概率(F值) 0.00000
注：*表示10％水平上显著，**表示5％水平上显著，***表示1％水平上显著。
从最终的回归结果来看，模型二的整体拟合效果比较理想，其中，R[2]=0.753962，说明自变量对因变量具有较好的解释效果。F值=27.57972，说明整体模型的拟合性在1％水平上达到显著。DW值=2.048501，说明变量之间不存在自相关关系。
由表4可以得出如下结论：
第一，虽然单位耕地面积劳动力投入量的系数为正，表明它对单位耕地面积农业总产值的贡献为正，但未能通过显著性检验，这与我国的现实是相符的。我国的实际情况是农业劳动力供给相对丰富，农村劳动力严重过剩，因此，劳动力的投入对农业生产没有显著的影响。
第二，单位耕地面积化肥使用量的弹性系数为0.9659，而且通过1％水平的显著性检验。这说明，增加单位耕地面积农用化肥使用量可以相应地提高农业总产值，如果其他投入保持不变，单位耕地面积化肥投入量增加1％，那么，单位耕地面积农业总产值相应地增加0.9659％。
由于土地供给缺乏弹性，农业增产主要通过提高单位土地的产出率来实现，所以，农用化肥的使用起到了增加耕地单产和替代稀缺资源——土地的作用。但是，对化肥的使用必须要一分为二地看。化肥使用在提高土地产出率的同时有可能破坏土地将来的生产能力。不可否认，在某些地区，化肥使用已经过量，破坏了土地的结构和农业生态环境。这种追求短期利益的行为是以损失土地的长期生产能力为代价的。
第三，技术选择偏向系数对农业生产的影响在5％水平上通过显著性检验，且系数为正。这说明，农业技术选择对农业生产具有显著的影响，并且提高农业机械的相对使用量，对农业生产具有正效应。因此，相对增加农业机械投入对农业生产是有利的，这与前面的分析是一致的。农业机械化是农业现代化的根本出路，但是，农业机械化要因地制宜，不能盲目，必须充分考虑到不同地区农业生产的现实情况。
五、小结
根据上述实证分析，本文得出如下结论：
第一，农业生产要素禀赋对农业技术类型的选择具有显著的影响。农业技术选择主体主要根据自身拥有要素的实际情况并以自身利益最大化为根本出发点决定采用劳动力节约型技术还是土地节约型技术。
第二，农业技术选择偏向系数这一变量对农业生产具有显著的影响，而且系数为正，说明相对增加农业机械投入对农业生产具有正效应。
第三，单位耕地面积劳动力投入量和化肥使用量对农业生产都具有正效应，且化肥使用量具有显著的影响，说明单位耕地面积化肥使用量增加对农业生产是有利的。但是，还必须清楚地认识到化肥使用对土地质量具有的负作用，因此，化肥使用必须要科学、合理。
第四，农业技术选择在地区之间存在差异，华东、华中、华南和西南地区与西北地区在农业技术类型的选择上存在显著的差异。这足以说明，耕作方式、生产工艺以及自然条件对技术选择具有显著的影响。
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