農業科技貢獻率實證研究范文

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一、測算方法

C－D生產函數的一般模型框架為:式中，Y為農業總產出，K為資本投入量，L為勞動投入量，M表示農業耕地面積，A為常數項，t為時間變量，A0為常數，α、β、γ分別表示農業資本投入、勞動力投入和耕地面積的產出彈性，δ表示農業科技進步率。假定規模報酬不變，也即α+β+γ=1(避免多重共線性)，則C－D生產函數轉換為:農業科技進步貢獻率等于農業科技進步率與農業總產值增長率的比值，因此，首先需要測出農業科技進步率和農業生產總產值增長率。

二、數據選取與處理

本文采用2005－2012年渭南市國民經濟和社會發展統計公報與《渭南統計年鑒》的相關數據，指標選擇與數據處理說明如下:1．農業總產值(Y)。本文以農、林、牧、漁業產值的數據表示農業總產值。為剔除物價因素對測算結果的影響，根據統計公報中所列舉的現行價格以及各年度按可比價格計算的增長率，通過逐次求出相鄰年份的價格因素，再把每一年的現行價格根據各年份的價格因素逐次調整，還原為2005年的農業總產值。2．農業物資消耗(K)。由于可查的年鑒中只有以當年價格計算的數據，這些數據包涵了價格因素，因此根據上述1中所計算的價格調整系數把所有數據還原為2005年。3．農業勞動投入(L)。本文以農村中有勞動能力、直接參加農林牧漁業生產活動的適齡勞動力為統計對象，采用統計年鑒中現有的統計數據。4．耕地面積(M)。本文直接采用統計年鑒中現有的年末耕地面積(主要指可用來種植農作物、經常進行耕鋤的田地)。

三、數值測算

1．渭南市農業科技進步率測算將數據輸入spss，對渭南市農業物資消耗、勞動力投入和耕地面積農業總產值的LS回歸分析結果如下:從模型的回歸結果可看到，各變量的t檢驗值很小，L1的t檢驗值最小，變量的可信度不高，需要對模型進行處理，剔除變量L1，重新對模型進行分析，模型調整如下:從表可知，各變量的t檢驗值均大于2，說明變量的顯著性較好;調整后的R2值為1．000，表明調整后模型在整體上擬合得非常好，說明勞動力投入不是農業總產值的重要影響因素。根據回歸結果可以得到如下方程:五、結果分析從上述分析可知，渭南市農業增長的因素主要有資本、耕地以及科技進步等，為了綜合分析，現將各相關要素增長率和貢獻率做一比較分析:1．物資消耗在農業經濟增長中起著重要作用通過測算渭南市農業物資消耗的彈性系數為0．676，其貢獻份額為41%。從理論上推斷，渭南市農業總產值增加一個單位，其中0．676個單位是由物資消耗引起的。這說明渭南市農業產值的增長依然離不開物質資料的大力投入，從2005年—2012年農業物資消耗增長的情況來看，渭南市農業物資投入依然徘徊在4．4%左右，低水平的農業物質投入必然是制約農業經濟增長的關鍵性因素。

2．土地是制約渭南農業經濟發展的因素。由上述測算可知，渭南農業產出的土地的彈性系數較大，為0．324，其理論意義是耕地面積每減少1千公頃，則會引起農業總產值下降0．324億元。從統計數據可知，2005－2012期間渭南市的耕地面積平均下降速度為－0．87%，這對人多地少、農業資源緊缺的渭南來說，農業經濟發展更是雪上加霜。因此，作為重要的農業生產資料，應當加大對土地的保護和開發力度。

3．農業勞動力在農業產值增長中并未發揮應有作用在農業總產值增長率的測算中，勞動力投入在農業經濟增長中的作用并不顯著，成為一個似乎與農業經濟增長無關的變量。其原因有兩個，一是農業生產中存在大量剩余人口，處于隱蔽性失業狀態。二是渭南市農業勞動力素質低下，這在很大程度上限制了農業生產中動力機械、技術物資等的應用。這一狀況正在隨著渭南日益作為勞務輸出地而導致農村青壯勞動力的外流而有不斷加劇的趨勢。因此，渭南市農業剩余人口的轉移和在職農業勞動人口的文化素質教育、生產技術培訓必須兼顧、不能偏廢，這是提高農業勞動生產率的唯一途徑。

4．農業科技日益成為促進渭南農業經濟增長的重要因素總體來看，渭南市的農業科技進步率取得了可喜的成績，達到了60%的較高水平，略高出同期全國平均農業科技進步貢獻率(2012年全國農業科技進步貢獻率57%)，這可能得益于渭南市政府多年來在全市范圍內大力推進以科技為支撐的“大荔模式”作為全市農業發展戰略，農業的管理水平、組織水平和科技水平得到極大的提升，科技進步的貢獻率已經成為渭南農業經濟增長的重要因素。盡管如此，渭南農業科技進步貢獻率也是剛達到了農業經濟增長方式分界線所對應的60%下限，說明渭南農業依然未能完全脫離粗放型農業。同時，由于渭南市農業科技進步貢獻率低于現代農業所要求80%的標準，說明渭南農業依然處于傳統農業向現代農業的過渡階段，還沒有真正實現現代農業。

作者：楊培源單位：渭南師范學院經濟與管理學院