农业增长贡献率

农业增长贡献率（精选9篇）

农业增长贡献率 篇1

科技促进农业产出主要是通过对农业生产要素的渗透、改进并提高生产率而实现的[1]。对如何总体把握农业科技对农业经济的增长潜力和水平,有必要定量测算农业科技对农业产出的贡献。目前关于农业科技进步评价方法很多,概括起来主要有C-D生产函数法[2]、索洛余值法[3,4,5]、指标评价法[6,7]三种。其中,利用C-D生产函数进行测算时,其模型的苛刻条件在现实社会中很难得到满足,从而使参数求解值存在严重的误差;而运用索洛余值法测算的科技进步贡献是通过去掉物质、资金、劳动、土地投入的贡献率后得到的余值。由于该值含有劳动力质量和物质投入质量所渗透的科技贡献,以及管理水平所带来的贡献,所以测值往往较高。许多学者谋求建立指标体系来评价农业科技贡献,但指标的选取往往存在主观性和片面性的缺点,而且对有些因素无法量化评价。然而,余值法虽有其缺点,但相对而言其定量测算方法简单明了、实用性较强、应用较广泛,并被世界银行所采用,也被我国农业部科学技术与质量标准司颁布为全国统一的农业科技进步贡献率测算方法。对此,我国学者运用此方法进行了实证研究,如朱希刚[8]运用余值法测算了我国“九五”时期农业科技贡献率为45%;吴成亮[9]通过此方法测算了广东“十五”期间林业科技进步贡献率为32.2%;胡晓群等[10]运用索洛法测算重庆市科技进步对区域经济增长的贡献率为44.88%。

有关湖北省近年来科技进步对农业经济增长的研究并不多见[11,12]。作为我国农业大省,湖北省经过近十几年的建设,农业综合科技实力跃居全国前五名,农业基础设施大大改善,农业发展取得了骄人成绩,研究和测算科技进步对农业经济的增长,将有助于推动湖北农业的现代化发展。

1 模型建立

2 农业科技进步贡献率的时间演变特征

2.1 数据来源与界定

主要有:(1)农业总产值Y。农业总产值包括农林牧渔业的总产值。为了消除物价指数变化带来的影响,农业总产值主要采用2010年《湖北统计年鉴》中的农业总产值相对指数(以1978年为基数100,下同)换算而来的可比价,具体方法为:农业总产值可比价=(当年农业总产值相对指数/100)×当年农业总产值。(2)农业物质费用K。农业物质费用主要是指在农业生产过程中生产要素的投入成本,包括种子、化肥、农药、水电费、农机购置维修费用、固定资产折旧费、土地租赁以及劳务性支出。本文采用农业生产中间消耗值来取代农业物质费用,农业生产中间消耗值通过当年农业生产总值减去当年第一产业增加值获得,这两个指标的当年价可从2010年《湖北统计年鉴》中直接查到。为了消除物价因素带来的影响,采取下列方法换算:物质费用可比价=(当年农业总产值相对指数/当年农业总产值)×当年的农业物质费用。(3)农村劳动力数L。农业劳动力采用1987—2010年《湖北统计年鉴》农业篇中的农林牧渔业劳动力数。为了扣除劳动力质量因素和劳动力的年内变化,本文采取当年年初和年末劳动力的算术平均值作为当年的农业劳动力。(4)耕地面积C。由于城镇化进程将加速推进,大量农村青壮年劳动力涌向了城镇,大量耕地被荒废或季节性抛荒,而且统计年鉴的耕地面积数据与国土部门的详查数据相差较大。因此,为了使客观现实更具真实性,本文采用《湖北统计年鉴》中的播种面积来取代耕地面积。(5)弹性系数的确定。结合农业部关于农业科技进步贡献率统一规定的计算参数(物质费用、劳动力数量和耕地投入的参数分别为0.55、0.20、0.25)[8]和湖北省的实际情况,本文将物质费用、劳动力数量和耕地投入的弹性系数分别设定为0.486、0.264、0.250。

2.2 结果与分析

利用以上公式和设定的参数,结合整理后的相关数据对湖北省1986年至今的农业科技进步贡献率以5年为研究期进行分段计算,结果见表1。从表1可见,湖北省“七五”以来农业经济增长主要是通过物质投入和科技进步取得的,每个时期两者的累积贡献率均超过了80%;而劳动力与播种面积的贡献则对农业经济的增长贡献很少,特别是劳动力贡献最低。从变化趋势看,农业科技进步贡献率快速上升,而物质投入贡献率呈波动式下降趋势,物质投入和科技进步出现此消彼长的情形,基本与全国变化一致[8]。播种面积的贡献变化不大,且始终在3%下徘徊。由于劳动力大幅度减少导致其贡献率呈下降趋势。由此可见,未来湖北农业经济增长的关键点是促进农业科技进步。

注:依据1987—2010年《湖北统计年鉴》相关数据计算整理而得。

从经济发展阶段来看,“七五”期间,农业经济增长主要是靠物质投入取得的,其贡献率为65.73%,其次是科技进步(21.56%),低于同期我国的27.66%。“七五”期间虽然湖北省拥有较好的光、热、水、土等适宜的农业条件,但农业增长幅度比“六五”期间的增长幅度小。其主要原因是:“六五”期间家庭联产承包责任制的实施,极大地提高了劳动生产者的积极性,农业生产总值迅速攀升;但到“七五”时期,由于缺乏配套的制度来保障农业的增长,农村改革陷入困境。“八五”时期,由于确立了社会主义市场经济体制,极大地促进了农业经济的发展。农业总产值增长率从“七五”期间的4.1%提高到8.37%,物质费用增长也由5.53%增长到13.87%,农业科技进步贡献率达24.33%。但此阶段,湖北省农业经济的增长主要是靠增加物质投入来实现的。由于大量农村剩余劳动力或进城务工,或就近进入乡镇企业,使劳动力大幅度减少(-1.76%)。

“九五”时期(1996—2000年),正值国企改革攻坚和亚洲金融危机爆发时期,我国经济发展受到巨大影响,湖北省农业经济总体情况也不乐观。这一时期湖北省农业总产值和物质费用的增长率分别下降4.18%和6.45%,但播种面积增长较快(0.42%),农业科技进步贡献率达39.51%,与“七五”、“八五”期间相比,科技对农业经济增长的贡献份额越来越大。同一时期劳动力年均增长率为-2.7%,原因是湖北省农村劳动力资源丰富,是劳动力输出大省。

“十五”时期(2001—2005年),为了有效解决农业增效、农民增收的问题,国家与湖北省颁布了一系列促进农业发展的政策与措施,如2002年湖北省颁布了《湖北省农业税征收管理实施办法》,调整了农业计税办法,减少了多个农业税种;2004年国家专门针对农业出台了“中央一号”文件,2004年1月下发了《中共中央国务院促进农民增加收入若干政策的意见》和2005年1月的《中共中央国务院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》,明确提出坚持“多予、少取、放活”的方针来发展农业,2005年1月25日湖北省决定免征农业税,所有这些政策无疑使湖北省农业取得了良好的发展。这一时期农业总产值增长率和农业科技进步增长率分别为4.3%和2.9%,农业劳动力数量继续下降,年均减幅达1.01%,播种面积有所增加,为0.5%。农业科技进步贡献率高达67.19%,明显高于我国同期的48%。这主要是由于湖北省利用雄厚的科技资源,促进农业科技转化为现实的生产力。

“十一五”时期(2006—2010年),湖北省农业税的免征以及国家对农业的高度重视,农业发展环境处于历年来的最好时期。2006—2009年中央连续下发四个“一号文件”,2006年后接连又对发展现代农业,加强农业基础设施建设和增加农民收入下发了四个《意见》文件。2007年针对农村劳动力结构,第一次强调培养新型农民,更好地为现代农业服务。由于中央的高度重视和湖北省的大力推进,2006—2009年湖北省农业总产值和物质投入迅速增长,分别为14.73%和5.44%,达历年来最高值。由于城镇化的快速推进和农业科技的不断进步,农村劳动力呈快速转移趋势。同时,农业科技进步贡献率已达到54%,比“十五”时期有所下降,主要是由于物质费用的高投入造成的。

3 农业科技进步贡献率的区域差异

3.1 数据处理与界定

主要有:(1)农业总产值和物质费用的计算。考虑市场变化、气候变化等自然因素,排除个别年份数值的大起大落,采用前后3年的平均值,并将2004—2006年的平均值作为2004年的数值,2007—2009年的平均值作为2009年的数值。(2)农业劳动力的计算。利用2005—2010年《湖北统计年鉴》各市州农林牧渔劳动力数据,将2004—2006年的平均数值作为研究期初(2004年)数值,同理将2007—2009年的平均值作为研究期末(2009年)的数值。(3)耕地面积的计算。由于《湖北统计年鉴》和《湖北农村统计年鉴》对播种面积未做统计,本部分则利用2005—2010年《湖北统计年鉴》各市州耕地面积数据,将2004—2006年的数值平均值作为2004年的数值;同理,将2007—2009年的平均值作为2009年的数值。(4)物质弹性系数的计算。公式为:。式中,α是指湖北省农业物质费用弹性系数,αi是指i地区农业物质费用弹性系数,e为自然数,K0、Ki、L0、Li分别代表湖北省研究期初和期末的农业物质费用和劳动力数;K0i、K0t、L0i、L0t分别代表i地区研究期初和期末的农业物质费用和劳动力数。耕地弹性系数仍为0.25,则劳动力弹性系数=1-0.25-α1。(5)增长率按间隔5年,采用下列方法计算:增长率=5研究期末/研究期初-1。通过上述数据的界定,利用2005—2010年《湖北统计年鉴》的相关数据进行计算,结果见表2。

注:数据源于2005—2010年《湖北省统计年鉴》;增长率由各要素2004—2006年的平均值与2007—2009年的平均值按5年间隔计算而得。

3.2 计算结果与分析

从表2可见,湖北省农业科技进步贡献率超过50%的有武汉市(64.73%)、襄樊市(59.87%)、荆门市(55.70%)、鄂州市(54.45%)、宜昌市(54.01%)、随州市(53.38%)、荆州市(53.17%)、天门市(50.95%)和孝感市(50.65%),上述地区绝大部分位于江汉平原,农业基础设施相对较好,农业技术推广服务体系比较健全,农民文化层次相对较高,善于接受新鲜事物和技术,区域农业生产模式正由传统农业向现代农业转变。武汉市是华中地区的中心城市,农业科研院所较多,科技力量雄厚,市场化程度较高,农民专业合作组织、农业推广组织建设相对健全,因此农业科技促进农业经济增长的贡献最高。可见,雄厚的经济基础、健全的组织结构、规范的市场环境有利于科技促进农业经济增长。

农业科技进步贡献率较低的有十堰市、恩施州、黄石市和神农架林区。而十堰市和黄石市两地区由于工业经济发达,物质投入较多,导致科技贡献率较低。恩施州和神农架林区位于山区,交通闭塞、农民文化水平低、信息不畅、市场发育不全,同时耕地较少,且规模较小,农业基础设施较差,机械化程度低下,农业技术服务网络不健全,农业生产以粗放经营为主,以致农业科技对农业经济增长的贡献较低。可见,农业科技进步贡献率的高低很大程度上与经济发达程度相关,经济越发达,农业科技进步对农业增长的贡献就越大。十堰市和黄石市是湖北省经济较为发达的地区,然而在湖北省17个区域中农业科技进步贡献率却排在倒数第一位和第三位,这与该区域的经济发达程度地位不相称,表明这两个地区在科技优势转化为经济优势的过程中尚存在不足之处。

4 结论与建议

本文利用湖北省1986—2009年农业发展数据,采用索罗余值模型从时间和空间的角度测算和分析了湖北省农业科技进步对农业增长的贡献,得出以下结论与建议:(1)运用余值模型法定量测算农业科技进步对农业增长的贡献率,其方法简单明了、实用性较强。该方法既可消除C-D生产函数模型所需的苛刻条件,又可弥补指标体系法在指标选取上的主观性和片面性缺点。(2)湖北省农业科技进步对农业增长的贡献率整体呈波动式上升趋势,具有明显的阶段性特征,同时农业科技进步贡献率的高低受政策和制度环境影响非常明显。(3)湖北省农业科技进步对农业增长的贡献率区域差异突出。武汉、鄂州、荆门、荆州、襄樊等地区的农业科技进步对农业增长的贡献率较高,而恩施、神农架林区相对较低,表现出农业科技贡献率与经济发达程度和自然条件密切相关。即经济发展水平较高的区域,其农业科技贡献率就越高。而经济相对发达的十堰市和黄石市的农业科技贡献率较低,表明这两个地区在科技优势转化为经济优势的过程中尚存在问题。因此,在促进农业科技进步上,应加快农业技术推广服务组织建设,建立新型的农业技术推广体系;建立健全农业科技研发体系,加强农业科技领军人才和实用型专家队伍的培养;加强对农民的培训力度,建立一支符合现代农业发展的具备较高文化素质和技能的新型农民队伍。

该研究通过索罗余值法定量测算了湖北省农业科技对农业增长的贡献率,获得的结论与实际情况基本相符。但该方法过于简单,而且由于含有劳动力素质、管理水平和组织、制度环境等作用也算在科技贡献率内,测定值往往比较高;同时,实际上农业生产并非规模报酬不变。因此,如何将这些因素剥离出来更准确地测算农业科技贡献率,将在以后的研究中进行深入探讨。

摘要：利用科学技术促进农业增长是现代农业发展的主要措施,定量测算科技贡献有助于明确农业发展的目标。利用湖北省1986—2009年农业经济数据,应用索罗余值模型从时空角度测算和分析了湖北省农业科技进步对农业增长的贡献。结果表明,湖北省农业科技进步对农业增长的贡献率整体呈波动式上升趋势,具有明显的阶段性特征,同时农业科技进步贡献率的高低受政策和制度环境影响非常明显;湖北省农业科技进步对农业增长的贡献率区域差异突出,表现出农业科技贡献率与区域经济发达程度、市场发育程度和自然条件密切相关,研究结论为制定推进湖北现代农业发展政策提供科学的依据。

关键词：农业经济增长,索罗模型,科技贡献率,湖北省

参考文献

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农业增长贡献率 篇2

产业结构对地区经济增长贡献的实证分析

本文以甘肃省及其所属14个地区的数据为样本,采用偏离--份额方法计算得出,甘肃省地区经济发展落后是由于产业结构的负向作用的结果,要加速甘肃经济的`增长就应该大力调整和优化产业结构.

作 者：于素慧 作者单位：兰州大学经济管理学院,甘肃,兰州,730000刊 名：社科纵横英文刊名：SOCIAL SCIENCE EXPLORATION年，卷(期)：200217(4)分类号：F12742关键词：产业结构 偏离--份额法 实证分析 地区经济

农业增长贡献率 篇3

一、农业机械化对农业经济增长贡献的影响

我国是世界农业大国,想要实现农业健康发展,在国际市场竞争中占据优势,就一定要实现农业生产机械化,在农业领域实现全面的现代化生产,提高农业生产效率,降低生产成本,提高产品质量,提高我国农产品的市场竞争力[2]。

(一)节约生产成本

农业全面实现机械化不仅能够增加机械设备的工作量,减少机械损耗,同时还能够通过机械化实现生产要素配置优化,合理配置机械设备可以避免机械使用不合理、机械状态不佳以及机械购置重复的情况,进而增加生产成本。农业实现机械化能够突破传统农业经营的界限,实现规模化生产,进而根据市场对农产品的需求进行科学交易,扩大机械生产效率和规模,实现经济效益最大化[3]。

(二)提高生产效率

农业全面机械化可以合理配置生产要素,提高农业生产规模,为大规模以及高效率农业生产打下坚实基础。同时,农业全面实现机械化还可以改善生产条件,提高对土地资源以及科学技术的利用效率,可以提高农产品对自然灾害的抵御能力,优化农业的生产效率以及生产力。

(三)实现农民增收

农业全面机械化可以节约生产成本,优化劳动生产率和土地利用率,实现大规模、高效率生产,增加土地收入。同时,农业全面机械化还可以减少从事农业生产的人数,为农民开展副业提供机会和时间,进而增加农民的经济收入[4]。

(四)提高产品质量

农业全面机械化可以提高产品质量,实现农民增收、农业增效。当前,随着我国社会经济的发展,人们对生活品质有了更高的要求,农产品质量成为市场竞争的关键因素。当前,人们都提倡有机食品、绿色食品,农产品的质量对农民增收以及企业发展具有直接影响。农业实现机械化,在生产环节中采用机械操作,可以改善人力或者畜力带来的弊端,提高产品质量,进而提高产品竞争力,起到农民增收、农业增效的作用。

(五)提高抗病能力

农业实现机械化在提高生产效率、优化生产环境、降低劳动强度的同时,还可以增强农产品抵御病虫害的能力。例如使用联合收割机作业,可以实现及时收割,防止农作物霉变、发芽或者被老鼠啃食,抵御自然灾害,提高农产品的抗害能力[5]。

二、农业机械化对促进农业经济增长贡献的相关措施

(一)加大投入力度

农业全面实现机械化是当前我国农业建设的关键内容,可以提高产业竞争力、劳动利用率以及土地使用率,因此一定要给与充分的重视。在农业实现机械化的过程中,相关部门要利用专项资金,支持农户购买农用机械,给予农户政策的扶持和倾斜。同时,还要结合地区的农业发展情况,对农业机械化加大投入,调动农户的积极性和热情,进而提高我国农业全面实现机械化,促进我国农业经济健康稳定的发展[6]。

(二)提高作业效率

农业机械化具有科技水平高、消耗低、效益高以及作业效率高等特点,因此,农机可以充分提高作业效率,为农户生产实现规模化。为了充分提高农机的工作效率,要根据实际情况对传统农机进行改造,优化装备结构,合理配置农机,提高其科技含量,降低能耗,进而提高我国农业产量和经济效益。

(三)转移剩余劳动力

根据市场价值规律,如果农村劳动力过多,会降低劳动力价格,导致农机生产的成本高于劳动力生产成本,会对我国农业机械化的程度造成一定影响。同时,劳动力过多还会影响我国农村经济的增长。因此,相关部门要尽量转移农村的过多劳动力,利用人力资源,将过多的劳动力安置到服务以及制造等行业中,实现人力资源优化,增加农民经济收入,实现农村经济增长[7]。

(四)鼓励农户购买机械

政府和相关部门要调动农户购买农机的热情和积极性,通过经济补贴以及政策优惠等形式,国家还要提高农机的引导型和公益性,长期的向农户发放补贴资金,提高农户对农机的购买力以及购买热情。同时,国家以及相关部门要重点扶持农机服务组织、农机网络建设、农机科研合作以及农机示范园的发展,带有公益性的农机培训机构以及推广机构其所需费用要由国家以及政府承担。农业实现机械化可以促进农民增效,进而拓阔农民视野,激发农民开展二次学习,普及落后地区的农用机械化程度,购买效益好、效率高以及能耗小的农用机械,推广高效能、多功能复杂的大型机械,加快我国农业新旧机械的更换速度。

综上,农业全面机械化对我国农业经济增长具有巨大贡献,可以实效大规模以及高效率生产,提高生产质量和生产效率,提高我国农业生产机械化程度。同时,科学使用机械化进行作业,也可以改善耕种环境,提高农产品质量,实现农民经济增收,为我国农业健康稳定的发展具有关键意义。

参考文献

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农业增长贡献率 篇4

资本市场在我国经济增长中的贡献和作用

利用新古典经济增长模型,测算了我国改革开放尤其是1985年后,资本市场对经济增长的贡献率,据此对我国的`资本市场进行了定位.

作 者：孙小素 作者单位：山西财经大学,高教研究室,山西,太原,030006刊 名：山西财经大学学报 PKU CSSCI英文刊名：JOURNAL OF SHANXI FINANCE AND ECONOMICS UNIVERSITY年，卷(期)：22(4)分类号：F830.9关键词：资本市场 贡献率

农业增长贡献率 篇5

在人类社会生产中,农业是对自然资源与环境依赖最大的产业部门,其可持续发展受到国际社会的普遍关注。作为国民经济的基础,农业经济的稳定、健康发展对于整个国民经济的发展水平有着重要作用。农业要发展,投入是关键,生产要素的合理配置与优化组合式经济持续发展的基本要求。研究各种生产要素的投入对农业经济增长的影响,不仅有利于提高农业资源投入的使用效率,而且有利于创造良好的农业投资环境。作为地处中国西南部的农业大省,云南省总面积39.4 万平方公里,全省人口4 596.6 万人,耕地面积4 200多万亩,人均占有耕地1 亩左右,地形地貌复杂,气候多样,地上地下资源丰富,农业发展空间大。因此选取云南省作为研究区域,研究农业经济增长与投入要素的关系,对于云南省充分发挥农业优势、发展高原特色农业提供参考。

一、理论方法、模型设置、数据来源

(一)理论方法

国内外对农业机械化贡献率测算方法有很多种研究[1],本文主要采用柯布—道格拉斯生产函数的推广形式来测算农业机械化的贡献率[2],其模型为:

式中Y—产值;A0— 基年的技术水平;r — 技术进步系数;xi— 各投入要素量(i=1,2,…,n);βi—投入要素xi的产出弹性系数(i=1,2,…,n)。对(1)式两边取对数,使之线性化,即得ln Y=ln A0+rt+β1ln x1+β2ln x2+…+βnlnxn(2)。令C=ln A0+rt,则ln Y=C+β1ln x1+β2ln x2+…+βnln xn(3)

通过最小二乘法及多元线性回归法就可以确定参数。若设x1为农业机械化总动力,则 β1lnx1就代表农业机械化在农业产出增长中所起的作业,β1为农业机械化弹性,即在一定的技术条件下,农业机械化要素投入量相对变化1%时(假设其他要素投入量固定不变),产值的变化幅度。

(二)模型设置

为了研究农业机械化对农业经济的贡献率,模型选取云南省农林牧渔业总产值Y(亿元)代表农业经济作为因变量,影响农业经济的主要因素有劳动力、土地、资金和科技等,因此,选取农业机械总动力X1(万千瓦)、农村投资额X2(亿元)作为因变量,根据以上因变量和自变量建立下面生产函数模型:ln Y=C+β1ln X1+β2ln X2+μi,其中C、β1、β2为待估参数,μi为误差项。

(三)数据来源

为了增大样本容量,得到更为准确估计结果,根据全面性、简洁性、可操作性原则,查阅云南省各年统计年鉴,选取1985—2010 年的产业产值、农业机械总动力、农村投资额三类数据作为基础数据进行实证分析。

二、实证分析

(一)观察数据特征

利用Eviews7.0 得到ln Y,ln X1,ln X2的走势图,在样本空间内,三者走势基本一致,基本保持同增。

(二)参数的估计及检验

本文使用计量经济软件Eviews7.0 作为分析工具,对云南省1985—2010 年的农业经济与各解释变量的数据进行回归分析,EViews中建立回归方程,参数估计值及结果(见下页表1):

根据回归结果可得,ln Y=-1.17+ 1.42ln X1+1.17ln X2。参数估计的t值分别为-4.83、7.52、2.23,对应的P值为0.0001、0、0.0354,说明线性方程显著成立;R2值为0.983,说明模型拟合优度较高,达到了98.3%;F检验的P值为0,说明显著度接近100%。然而,该模型的D-W值偏低,只有0.524,说明模型存在自相关问题。

同时,从残差图可以看出,残差波动较大,说明该模型还存在异方差问题。因此,需要对模型进行修订。

(三)模型修正

通过以上分析,存在序列相关问题与异方差问题,使得建立的回归方程不够显著。针对这种情况,采用解决办法是加权最小二乘法。设加权W1=1/resid2(resid为残差),修订后的模型是:ln(y/w1)= C+β1ln(X1/W1)+β2ln(X2/W1)。在Eviews中采用加权最小二乘法重新建立回归方程。

采用加权最小二乘法得出的回归结果如下:

由此得出的修订后模型为ln Y=-1.169+1.45ln X1+0.155ln X2。说明云南省农业经济增长与农业机械化、农业资金投入之间存在较强的对数线性关系。

(四)模型的评价和分析

根据回归结果可得,ln Y=-1.169+ 1.45ln X1+0.155ln X2。参数估计的t值分别为-4.83、7.52、2.23,对应的P值为0.0001、0、0.0354,说明该模型显著成立;R2值为0.999,说明模型与样本观测值拟合优度较高,达到了99.9%;F检验的P值为0,说明显著度接近100%。然而,修订后的模型D-W值为1.62,说明修订后的模型不存在序列自相关问题。

三、各因素对农业经济增长的贡献分析

(一)机械化投入

β1=1.45,即在一定的技术条件下,农业机械化要素投入量相对变化1%时(假设其他要素投入量固定不变),农业经济增加1.45%。模型结果表明,云南省机械动力投入对农业经济增长的贡献较大,系数为正说明农业机械投入的增加对农业经济发展起到促进作用。系数与和资金要素相比,农业机械投入对农业经济发展的促进作用是显著的。

(二)资金投入

β2=0.155,即在一定的技术条件下,资金要素投入量相对变化1%时(假设其他要素投入量固定不变),农业经济增加0.155%。模型结果表明,云南省农业产出对资金投入敏感程度低于机械动力,系数为正说明资金投入的增加对农业经济增长起到了促进作用,系数比较小说明其促进作用不显著。因此,单纯依靠资金投入来促进农业发展的空间越来越小。

四、政策建议

(一)因地制宜,推广农业机械化发展

地处祖国西南边疆的云南省,由于受到山地地形的限制,机械化的推广具有一定难度,但是从模型结果来看,机械动力的投入对于农业经济增长的效果是十分明显的,因此,应立足现实条件,大力发展机械化运作,提高农业发展效率,从而促进农业经济增长。

(二)开展科技创新,提高农业科技水平

在农业调整的基础上,开展科技创新,充分发挥农机科研院校、大型农机企业的作用,并结合云南地理环境,研究与开发农机新技术,力争在粮食作物、经济作物等生产环节取得突破,提高农业机械化技术水平,优化资源配置。

摘要：基于柯布—道格拉斯生产函数的推广模型,采用EViews7.0计量软件对1985—2010年云南省农业产值、农业机械总动力、农村投资额进行实证分析,得出农业机械化弹性为1.45,农村投资额弹性为0.155。

农业增长贡献率 篇6

“三农”问题是我国在经济快速发展过程中遇到的重要问题之一。如何增加农民收入、扩大农民就业渠道和提高农民整体素质等已经成为解决“三农”问题的关键所在。进入21世纪,随着人们对“三农”问题关注程度的增加,农业机械化问题又重新引起了人们的关注。

本文运用有无项目比较法,分析了使用农业机械与不使用农业机械两种情况下种植业总利润。这两者之间的差额为农业机械的贡献,并计算出农业机械化对种植业的贡献率,找出了影响农业机械化发展的主要因素,从而为制定出合理的农业机械化发展规划提供科学依据,这对解决“三农”问题和建设新农村具有重要的理论和现实意义。

1 研究方法

根据项目有无比较法的含义,需要先计算各项农机贡献值的总和,以及在种植业各项机械作业相对无机械作业的增收与成本节约差额,即单项农机的贡献;再计算各项农机贡献值的总和及在种植业纯收益中的百分比,即农业机械化对种植业的贡献率。农业机械化贡献率为

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式中 δ—农业机械化贡献率;

Y—种植业利润总额;

Yi—农业机械在第i项作业中创造的利润。

农业机械在各项作业中利润总和的计算公式为

ΣYi=ΣYi′-M-O-E

式中 Yi′—农机在第i项作业中创造的初步利润;

M —农机在种植业中的投入,用折旧额计算;

O —农机在种植业中的油耗费用;

E —农机修理费用。

初步贡献值指使用农机与不使用农机两种情况下的收入变化和扣除农机投入(包括机械和农机油耗投入)的成本节约总和。初步贡献值的计算公式为

Yi′=μi(△Ri-△Ci′)

式中 μi— 农业机械作业量;

—与“无农机”相比,“有农机”单位业收入的增加;

—与“无农机”相比,“有农机”单位作业量成本的增加,此成本增加仅指种子、化肥、农膜和人工等方面的节约,不包括农业机械投入和农业机械引起的油耗增加。

2 数据分析

农业机械化对种植业经济增长贡献主要体现在机械耕整地、机械播种、机械植保、机械化肥深施、机电排灌、机械收获和机械作秸秆还田方面。

2.1 机械耕整地

机械耕整地是增加土壤含水量和有机质含量、改善耕地层土壤结构、增强耕地抗旱和抗涝能力、提高产量的有效措施。根据全国多个区域的专家实地调查,机械耕地可以提高单产10%左右。根据辽宁省具体情况,2006年辽宁省机械耕地面积为301万hm2,机械耕地提高产量为10%。

2006年,辽宁省由于机械耕整地而增加的经济收入如表1所示。

资料来源:根据《全国农产品成本收益资料汇编》、《辽宁统计年鉴》和《中国农村统计年鉴》整理计算获得,以下资料来源相同。

根据表1可以看出,2006年辽宁省机械耕整地增加的经济收入总计26.39亿元。

2.2 机械播种

机械播种可以节省种子20%～40%,本文取20%计算,机械播种可以增产5%,同时节省劳动力工作日数量,每个工作日为8h。

2006年,辽宁省由于机械播种而增加的经济收入如表2所示。

根据表2可以看出,2006年辽宁省机械播种增加的经济收入总计19.64亿元。

2.3 机械收获

机械收获可以减少损失3%左右。本文取挽回损失数量率为2%计算。

2006年,辽宁省机械收获增加的经济收入如表3所示。

根据表3可以看出,2006年辽宁省机械收获增加的经济收入总计2.69亿元。

2.4 机械植保

机械植保包括机械化除草与病虫害防治。据专家论证,采用机械植保可挽回粮食损失11%,棉花损失20%。2006年,辽宁省机械植保作业面积为949.63khm2,棉花和水稻需要的植保面积分别为1.8khm2和289.1khm2,玉米植保面积为532.6khm2,其他作物植保面积为126.13khm2。棉花减少损失0.051亿元,水稻减少损失4.483亿元,玉米减少损失4.534亿元,其他作物减少损失1.124亿元。与无机械植保相比,机械植保增加经济收入为10.19亿元。

2.5 机械施肥

机械施肥可以提高肥料的利用率,减少浪费,节省肥料投入10%;同时,可以增加产量2%,节省劳动力工作日为12d/hm2。2006年,辽宁省机械施肥增加经济收入如表4所示。

根据表4可以看出,2006年辽宁省机械施肥增加的经济收入总计8.79亿元。

2.6 机电排灌

机械排灌可以使旱灾成灾率减低10%以上,水灾成灾率减低20%以上。根据农业部农业统计数据,2006年辽宁省机电排灌面积为780.1khm2,旱灾成灾面积为685.3khm2,旱灾绝收面积为236khm2,洪涝受灾面积为86khm2,洪灾成灾面积32.5khm2,洪涝绝收面积为12khm2。

2006年,辽宁省玉米平均产量为6 104kg/hm2,2005年产量为6 316.5kg/hm2,减产212.5kg/hm2,减产幅度3.4%。灌溉面积为780.15khm2,产出6 104kg/hm2,价格为1.27元/kg,减灾比率10%。最后计算可得,机电排灌增加经济收入6.04亿元。

2.7 机械秸秆还田

与非秸秆还田比较,秸秆还田增产效果为5%～29%。2006年,辽宁省机械秸秆还田面积为142.44khm2,其中水稻秸秆还田面积为115.6khm2,玉米秸秆还田面积26.84khm2。本文以5%计算增产效果可得:水稻秸秆还田增加经济收入0.815亿元,玉米秸秆还田增加经济收入0.104亿元,机械秸秆还田总计增加经济收入0.919亿元,秸秆还田增加经济收入1.84亿元。

将以上7项农业机械化对农业经济增长的经济收入相加,得到农业机械化队农业经济增长的初步贡献值为74.14亿元。

2.8 农业机械折旧、油耗和修理费用

2.8.1 农业机械折旧

2005年,农业机械原值为89.34亿元,机械净值为61.27亿元。2006年,农业机械原值为93.27亿元,机械净值为63.91亿元。农业机械折旧期限平均是8年,按照直线法折旧,每年折旧比例为12.5%,可以计算出2006年折旧为8.19亿元。

2.8.2 农用柴油、汽油和其他油料的消耗

2006年,农机作业实际耗用柴油57.5万t柴油,价格为5 200～5 500元/t。本文取中间值5 350元/t,可以计算出消耗的柴油共计30.76亿元。2006年,柴油发动机动力是1 564.58×104kW,汽油发动机动力为75.97×104kW,汽油机动力是柴油机动力的4.85%。当年汽油和柴油价格相差不多,可按照两者动力比例计算汽油消耗1.54亿元。农业动力机械润滑油、齿轮油和液压油等油料的消耗为柴油和汽油的3%左右,即0.97亿元。总计消耗油料支出33.27亿元,则项目有无法应该计入的油料消耗为33.27×84.4%=28.08亿元。

2.8.3 修理费用

根据2006年农业部农业机械化经营效益情况表,辽宁省2006年农业机械修理费用是2.49亿元。因此,农业机械作业创造的净利润为74.14-8.19-28.08-2.49=35.38亿元。

2.9 种植业的总利润

总利润是总收入减去总成本后的余额,2006年辽宁省种植业收益如表5所示。

根据表5可以看出,2006年辽宁省种植业总利润合计171.83亿元。

2.10 计算农业机械化贡献率

农业机械作业创造的净利润为35.38亿元,种植业总利润合计为171.83亿元。代入公式计算可得

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3 结论

1) 2006年,农业机械化对辽宁省农业经济增长贡献率为20.6%,这表明其处于农业机械化初级阶段(低于30%)。

2) 机械作业面积是影响农机化水平的一个因素。一方面可以说是作业面积和范围影响农机化水平;另一方面应该是农业机械投资的大小影响。作业面积数量大且农机投资多可以提高农机化水平。

3) 农业机械作业效率影响农机化水平,表现在如下几方面:改善作物生产环境,优化了品质,提高了产量,减少了作物收获损失,节约了劳动成本和中间物耗成本。

摘要：在解决“三农”问题和建设新农村过程中,农业机械化的重要作用越来越显著。为此分析了影响农业经济增长的主要因素,运用项目有无法分析模型,测算了2006年农业机械化对辽宁省农业经济增长的贡献率。研究结果表明:农业机械化对农业经济增长的贡献率为20.6%,影响农业经济增长的主要因素有农业生产成本、种植面积、农作物产量和农业机械作业效率等。

关键词：农业机械化,农业经济增长,贡献率,种植业

参考文献

[1]白人朴.我国“十一五”期间农机化发展趋势及促进政策建议[J].中国农机化,2006(1):12.14.

[2]代庆国.如何做好农机与农艺的结合[J].农业机械化与电气化,2004(4):36.37.

[3]王德成.我国农业机械化发展经济效应的研究[D].北京:中国农业大学,2005.

科技进步对经济增长贡献率的测算 篇7

经济增长的要素分析是经济学的核心问题之一。影响经济增长三大重要的因素为:劳动投入、资本投入和科技进步。劳动、资本对任何社会形态而言对经济增长都起着最为基础的作用,他们是经济增长的基础因素;科技进步以强劲的动力有效地促进社会的发展和经济的增长。现代经济增长理论认为,科技进步和经济增长之间存在着密切的联系,一方面经济增长为科技进步提供了必要的物质基础,同时又不断对科技进步提出新的要求,大大促进了科学的发展和技术的进步;另一方面在创造、传播和应用科学技术成果的基础上,科技进步不断促进经济增长,并在其中发挥着越来越大的作用。科技进步对经济增长的促进作用包括以下几方面的内容:改变了劳动者的质量,造就了生产、科研、工程技术和管理技术方面的大量人才;提高了劳动工具的效能,使生产的机械化、自动化程度显著提高,社会生产的物质技术基础发生了根本性变化;开发了新材料、新工艺、新能源、扩大了劳动对象的使用范围等等。人类社会发展的历史也表明,生产力是随着科学技术的进步而不断发展的,科技进步成为推动生产力发展的决定性力量。研究科技进步与经济增长之间的相关关系以及科技进步贡献率,具有非常重要的现实意义。

二、科技进步对经济增长贡献率的测定模型

目前在国内外,对科技进步贡献率进行测定主要通过C~D生产函数(Y=A0LαKβ)。在应用中,A0表示科技水平,是一个不变的量。测算时是利用可量化的资本和劳动力的样本数据算出其增长率对产出增长率的贡献率后,剩余量作为科技进步率对产出增长率的贡献率,这结果显然是不准确的。

此处,采用广义的C~D生产函数,即在C~D生产函数的基础上,将科技进步从模型的A0中分离出来,用一个新变量来表示。得到扩展的经济模型:

式(2)中,Y表示产出,L表示劳动投入,K为资本投入,M为科技创新,t为时间,eλt为一个随时间变化的外生项,表明那些在模型中没有体现但却对产出起影响作用的其他所有因素。

由式(2)可推导得到:

α+β+γ|量是否具有规模效应,大于1、等于1、小于1,分别表明规模报酬递增、不变和递减。在实际运用时,对Y=eλt LαKβMγ|两边分别取对数,转化为线性模型。以1nY为被解释变量,1nL、1nK、1nM为解释变量建立模型:

由式(3)计算得到:

指标的选取:用GDP作为江苏省的产出(Y);用江苏省全社会固定资产投资总额作为资本投入(K);用江苏省就业总人数作为劳动力投入(L);用江苏省R&D经费支出作为科技进步指标(M)。

利用江苏省1990年~2006年的数据(数据来源于《江苏统计年鉴》),运用Eviews软件对改进的C~D模型中的参数进行估计,得到:

R2=0.9968,接近于1,表明模型的拟合优度相当高,回归方程显著。D~W值=1.3156说明模型通过杜宾~瓦森检验,无自相关。

根据回归结果计算江苏省各要素投入对经济增长贡献率,结果为:劳动投入对经济增长的贡献率为1.38%,资本投入对经济增长的贡献率为69.41%,科技进步对经济增长的贡献率为8.02%。说明资本投入的增加是江苏省经济增长的主要源泉,科技进步对江苏经济增长的作用已远远超过了劳动对经济增长的贡献,在经济增长中起着十分重要的作用,但是仍存在较大的发展空间。说明江苏省的经济增长方式粗放色彩很浓,还达不到集约型经济增长方式的标准。江苏省应从自己的实际出发,依靠科技进步,充分发挥劳动效能,提高资本使用率,将集约型增长方式作为自己的发展方向。

三、对江苏经济增长的建议

第一,全面推进人口质量,提高劳动者素质。通过社会服务、依法管理等手段,加强计划生育,提倡优生优育,创造良好的人口环境;积极引导人们的消费方式由物质资本消费型向人力资本消费型转变,积极引进高科技人才;采取多种形式,通过各种渠道,增加教育投入,确保劳动者素质不断提高,从根本上解决江苏省科技进步动力问题。第二,加强科技教育和研发投入,加快科技发展速度,促进科学技术在生产领域的转化和应用。江苏省政府应积极投资科学研究所、高校等机构,提高他们的科研和创新能力,促使产学研相结合,加快科技成果向现实生产力的转化。与此同时,要保持合理的科技投入结构,实现科技资源的优化配置。不断提高科技资源的使用效率,科技投入才能有效地促进科学研究和技术创新的发展,才能真正地促进经济增长。

参考文献

[1]舒 元 谢识予等:《 现代经济增长模型》[M].上海:复旦大学出版社

农业增长贡献率 篇8

探究经济增长的动因及其作用机制, 是现代经济学的一个重要课题。舒尔茨的 (T.W.Shultz) 人力资本理论和丹尼森 (Denision) 对反映劳动质量变化的要素细分, 均表明教育投资作为人力资本形成的主要途径, 对经济增长的影响日渐显著。国内外学者围绕这一课题做了大量研究, 形成了以生产函数法和时间序列时域分析为主导的较为成熟的理论和方法体系, 对一国、地区、经济组织乃至个人的教育行为决策与绩效验证提供了科学和规范的指导。改革开放30年来, 福建省教育事业发展迅速, 财政与社会教育投资力度逐年加大。但是, 教育投入相对于其它要素投入而言, 对福建经济增长的实际贡献如何, 还有待科学评估。本文将教育经费投入变量引入C-D生产函数, 建立经济增长分析模型, 综合运用相关分析、Granger因果关系检验、时间序列平稳性与协整检验等经济计量方法, 对福建省教育的经济效益予以深入和客观科学的总结、评价, 以促进教育与经济的良性互动[2,7]。

1 变量选取与数据说明

如何计量教育经济效益, 常用的指标包括教育对经济增长额或对劳动生产率增长额的贡献率, 以及教育对经济增长速度或对劳动生产率增长速度的贡献率等。本文采用的是教育对经济增长速度的贡献率这一研究视角, 模型构建上借鉴丹尼森在劳动二分法基础上对索洛经济增长速度方程的合理扩展, 因此设定经济增长函数的影响变量是资本、劳动力、技术进步和教育投入。

1.1 经济增长

所谓经济增长, 是指一国或地区在一定时期内国民财富的实际增加量或实际增长速度, 通常可以用国内生产总值 (GDP) 增长率、人均国民生产总值 (GNP per capita) 增长率或人均国民收入 (NI per capita) 表示, 本文采用GDP实际增长率的表述方式。

1.2 教育投入

关于教育投入, 国内外学者存在不同的理解和计量方式。舒尔茨在其《人力投资》一书中, 将教育投入解释为各级毕业生教育费用, 包括社会、家庭的支付费用以及因受教育放弃的收入部分即教育的机会成本, 在计量上, 他采用反事实度量法核算期内教育投资增量[1]。丹尼森和斯特鲁米林分别通过工资收入推算教育量指数增长和劳动者受教育程度, 国内学者曲桢森和韩宗礼则分别以工作总课时和教育年限计量教育投入水平[4]。以上方法中, 工资收入推算暗含着教育经历与个人收入的的高度一致 (虽然丹尼森对此关联性做了经验主义的折衷处理) , 或者可以认为丹尼森计算出的教育量指数应只是实际教育投入中被有效转化为人力资本的那部分, 因此不利于真实反映教育投资中的效率问题, 而且关于不同教育程度劳动者的人均收入的权威数据仍是空白。舒尔茨的分类相比较更直接且全面, 但如何度量政府以外的社会组织和家庭的教育投资, 如何恰当估算机会成本, 是一项浩繁且难以精准的工作。这也是国内不少研究者在实证分析中, 直接以占教育投入主要比例的财政性教育支出来代表的主要原因。基于同样的考虑, 本文采用的是期内福建省财政性教育支出的数据。

1.3 资本投入

本文采用资本形成总额表示资本投入, 资本形成总额=固定资本形成+存量增加, 其中, 存量增加是反映当年流动资本的统计指标。

1.4 劳动力

本文采用全社会从业人员数表示劳动力投入。按照丹尼森的观点, 劳动不仅有数量方面, 而且有质量方面的构成因素[5]。因此, 可以将教育投入作为形成成熟劳动质量的因素, 则这里的劳动力指标是不包含教育质量因素的劳动投入数量。

1.5 技术进步率

学术界对技术进步的界定不尽相同, 但均承认技术进步表现形式的多样性, 因此, 难以用统一的过程性指标来测量。因此, 本文在以下的计量分析中, 采取消除技术进步率变量的方法, 以便于获得其它变量对经济增长的回归模型。

所有的变量除技术进步率外, 均以1979年的价格进行了指数平整, 以反映其真实的增长水平 (见表1) 。

资料来源:根据福建省统计年鉴 (1980～2007年) 整理。

2 经济计量分析

2.1 相关系数的计算

运用Eviews3.1软件包对表1中GDP总量与教育经费总量两组数据相关系数进行运算。

计算结果:rge=0.9850。

显著性检验:计算统计量T=29.09, 对给定的显著水平α=0.05, 查自由度 (n-2) =26的t分布表, 得t0.025 (26) =2.056, 由于29.09>2.056, 所以判断GDP与E变量之间存在明显的线性相关关系。

2.2 教育投入与经济增长的Granger因果关系检验

Granger因果关系检验的基本思想是:如果X是Y变化的原因, 则X应有助于预测Y, 即在Y关于Y滞后变量的回归模型中, 利用X和Y的过去值对Y进行预测比只用Y的过去值对Y进行预测所产生的误差要小, 则X是引起Y变化的Granger原因。反之, 则称X不是Y的Granger原因[3]。

分别选择滞后长度为2、3、4, 运用Eviews3.1对表1中国内生产总值G、教育投入E进行Granger因果关系检验, 结果见表2。检验表明, 在滞后长度为2和3时, E是G变化的原因之一。

2.3 教育投入与经济增长的回归分析

2.3.1 模型设计

本文从C-D生产函数的基本原理出发, 借鉴丹尼森劳动要素二分法的扩展思路, 引入资本、劳动力、技术水平和教育经费投入变量, 建立的福建经济增长的实证分析模型为:

Y=F (Kt, Lt, Et, t) =A (t) KtαLtβEtγ (1)

其中, Y代表产出, K、L、A、E分别代表资本、劳动力、技术水平和教育经费投入, α、β、γ分别为资本、劳动力、教育投入要素的产出弹性系数。

对 (1) 式两边取对数, 可得:

LnYt=LnA (t) +αLnKt+βLnLt+γLnEt (2)

为了消除LnA (t) 的影响, 假设A (t) 服从A (t) =A (0) ebt+u的增长路径[6], 其中u为随机项, 则LnA (t) =LnA (0) +bt+u, 因而 (2) 式的一阶差分形式可写成:

DLnYt=C0+αDLnKt+βDLnLt+γDLnEt (3)

其中, D表示一阶差分, C0为常数 (C0=b) 。

2.3.2 变量的单整检验

为了避免伪回归问题, 使用ADF检验法, 对LnY、LnK、LnL、LnE序列进行平稳性检验。检验结果表明, 在10%的显著性水平上, LnY、LnK、LnL、LnE序列均是不平稳的 (见表3) 。

注:*表示1%的显著水平, **表示5%的显著水平, ***表示10%的显著水平 (以下同)

进一步对上述序列的一阶差分项DLnY、DLnK、DLnL、DlnE和二阶差分项DDLnY、DDLnK、DDLnL、DDlnE进行平稳性检验, 检验结果表明, 在1%的显著性水平上, LnY、LnK、LnL、LnE均是I (2) 的 (见表4、表5) 。

2.3.3 协整回归模型与协整检验

以上单整检验表明, DLnY、DLnK、DLnL、DlnE序列之间可能存在协整关系。用最小二乘法估计协整回归模型, 并引入一阶移动平均项MA (1) 来克服自相关, 得:

DlnY=0.075396+0.4341DLnK+0.4612DLnL+0.1502DlnE-0.3569MA (1)

t= (3.842875) (6.710238) (3.950882) (2.806286) (3.525878) $\text{R}{}^2=0.9825\check{{\displaystyle \text{R}}}{}^2=0.9811\text{S}\text{E}=0.034267$

DW=1.8062 F=11.82224>F0.05=3.03

各项检验指标表明, 方程与变量的显著性检验通过, 回归误差较小, 因而上述回归模型有效。

根据AEG检验法, 对上述模型的残差序列ut进行平稳性检验, 得:ADF=-4.941813, 小于显著性水平为1%的临界值-2.6560, 说明残差序列平稳, 上述模型的相应变量之间存在协整关系。

2.3.4 教育投入对福建经济增长的贡献率

t0至tn时期内经济的平均增长率可以由下式计算:

y=ln (Gtn/Gt0) / (tn-t0)

其中:y表示年平均经济增长率, t0、tn分别表示期内始期与终期, Gt0、Gtn分别表示期内始期与终期的生产总值。据此测算, 福建省1980～2007年年平均增长率是:y=12.22%。

同理, 1980～2007年福建省资本投入的年平均增长率k、劳动力的年平均增长率l、教育投入的年平均增长率e分别是:

k=ln (Ktn/Kt0) / (tn-t0) =13.00%

l=ln (Ltn/Lt0) / (tn-t0) =2.60%

e=ln (Etn/Et0) / (tn-t0) =10.08%

根据索洛的增长速度的扩展形式, 1980～2007年期内, 教育投入对福建省经济增长速度的贡献率是:

PE=γe/y= (0.1502×10.08÷12.22) ×100%=12.34%

同样, 可计算出1980～2007年期内, 资本、劳动力和技术进步对福建省经济增长速度的贡献率分别是:

PK=αk/y=46.18%

PL=βl/y=9.81%

Pa= (y-αk-βl-γe) /y=31.62%

3 结 论

以上的测算表明, 在福建省近30年的发展中, 教育投入对经济增长的影响是不容置疑的。但相对其它增长因素而言, 这种影响明显偏低。从回归模型看, 教育投入增长1%, GDP增长0.1502%, 远低于资本的产出弹性0.4341和劳动力的产出弹性0.4612。在对福建省经济增长速度的贡献率上, 教育投入仅略高于劳动力要素, 远比资本和技术进步因素要低。造成这一问题的原因主要有以下3个方面:

3.1 投入量不足

从总量增长情况看, 1980～2007年期间, 教育投入增长约15倍, GDP和资本投入增长则分别约增长了28倍和21倍, 表明教育投入的增长速度明显滞后于GDP和资本投入的增长速度, 也低于财政性收入增长率。另外, 一般认为, 相对量指标如人均教育投入和教育投入占GDP比重具有很好的说服力。限于数据的可得性, 本文对2003～2007年年鉴数据进行分析, 显示福建省上述指标在国内排名明显低于其他发达省份, 并呈逐年下降趋势。

资料来源:根据中国统计年鉴 (2003～2007年) 整理

3.2 教育经费配置不合理

从支出性质上看, 非功能性费用占用比例过高。对2002～2005年数据分析表明, 直接用于改善教学装备、教育基础设施建设和教学科研活动的经费比重不足35%, 用于行政办公、个人收入的支出部分则占了主要部分。从学历结构上看, 小学、中学、大学的教育经费配置比例大致为1∶0.96∶0.67, 但由于小学、中学在校生数远超过高等学校在校生数, 故测算小学、中学、大学平均教育经费比例大致是在1∶2∶8.5左右, 这说明基础性教育投入仍然不足, 与国家确立的“低重心”教育发展战略不相符合。联合国教科文组织的研究表明, 教育经费在教育层次中的配置比重随着经济发展水平的不同而变化[8]。对中国这样一个发展中国家而言, (1) 基础教育关系到能否从根本上提高全民族科学文化素质, (2) 小学、中学 (包括职业中学) 教育状况直接影响到一个地区劳动力素质的基础。从近几年的经济数据来看, 基础性教育投入不足及其城乡配置的不均衡, 已经造成了优质劳动力资源的供给瓶颈, 制约了福建省“工业制造强省”和城乡的和谐持续发展的战略的顺利实施。

3.3 教育产出结构不均衡, 产品设计缺乏市场导向、创新导向, 教育投资的人才效益不高

主要表现为各级学历教育产出不均衡或脱离市场需求。1980～1990年期间, 福建省小学毕业生升学率一直徘徊在60%～70%之间。虽然近10年有了大幅度提升, 但仍有近5%缺口。初中升学率长期稳定在70%～75%之间, 而职专教育投入又明显不足, 这就等于为社会输送了大量缺乏高技能培养潜力的低素质劳动力人员。普通高等教育和高职高专教育担负着为福建省经济建设提供所需的人才资源的任务, 近10年发展迅猛, 也是现阶段教育投入较为集中的部分。但是囿于办学机制、办学条件的局限, 人才培养规划缺乏市场理念, 教育内容、手段缺乏创新, 加之一定程度上的盲目发展、重复建设, 使得高等教育、高职教育产出长期存在着供需失衡的问题。近几年福建省高校毕业生一次就业率仅为75%～80%左右, 就业的毕业生中, 跨专业就业、用非所学的现象较为普遍, 表明社会教育资源存在着较为严重的浪费。

综上所述, 教育投入总量不足、资源配置失当、产出结构失衡以及人才培养规划滞后, 是制约教育因素对福建经济增长有较大贡献的主要原因。从长远上看, 低技术劳动密集型或资本拉动型经济增长难以为继, 大力发展高技术产业、先进技术制造业, 方为良策。而要做到这一点, 教育必须先行。从这个意义上说, 切实保障教育投入、优化教育资源配置、科学规划人才培养, 从而促进教育投入对经济增长贡献率的稳步提高, 是实现福建省经济可持续增长的根本出路。

摘要：借鉴丹尼森劳动要素二分法, 引入教育经费投入变量, 扩展C-D生产函数, 对福建省1980～2007年经济数据进行计量分析, 表明教育投入与福建省经济产出高度相关, 二者存在着Granger因果关系。教育投入对福建省经济增长速度的贡献率是12.34%, 低于资本和技术进步因素的贡献水平。教育因素对福建经济增长贡献较低的主要原因是教育投入总量不足、资源配置失当、产出结构失衡以及人才培养规划滞后。

关键词：教育经费投入,经济增长,Granger检验,协整回归

参考文献

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[6].谭永生.人力资本与经济增长[M].中国财政经济出版社, 2006

[7].上海财经大学公共政策研究中心.2000年中国财经发展报告——科技教育的公共政策研究[M].上海财经大学出版社, 2000

农业增长贡献率 篇9

关键词：烟草行业,技术进步,经济增长,贡献率

1 技术进步对经济增长贡献的测算方法

1.1 技术进步与经济增长

用Yt表示t时期的产出 (可以是实物, 也可以为价值形式) , x1, x2…, xn产出Yt的n种生产要素投入, F (x1, x2, …, xn) 为产出Yt的n种要素投入数量的组合。则Yt可表示为:

undefined

Yt/F (x1t, x2t, …, xnt) 表示n种要素投入组合的投入产出比, 即投入产出效率 (或生产效率) 。令Yt/F (x1t, x2t, …, xnt) =At。

Yt=F (x1t, x2t, …, xnt) ×At (2)

Y的增加为经济增长 (即产出增加) 。从式 (2) 可知, 经济增长有两个路径:一是增加要素x1, x2…, xn的投入数量, 是一种依靠规模扩张实现的经济增长;二是提升要素投入产出效率A, 是一种依靠提高效率实现的经济增长。前者为粗放型增长, 后者为集约型增长。我们把A提高称为技术进步, At为t时期技术水平。技术进步在指标上表现为投入产出效率的提升。

技术进步主要来源于两个方面:一是“纯技术”进步, 主要是生产工艺工序、生产经营设施设备、信息化技术、中间投入品以及生产技能等的改进与革新, 也就是狭义技术进步。二是管理进步, 包括组织结构、体制机制、规章制度和管理模式、方式、方法、流程等的优化与完善, 以及知识、文化、理念的更新。

技术进步的实质是知识的积累与更新, 是时间t的函数。一般时间越长, 所积累的技术水平会越高, 知识 (包括经验) 越丰富, 文化底蕴越深厚。按照经济理论, 要素投入主要包括资金 (或资本) 、劳动、土地、企业家才能等, 但可测量的要素投入主要是资金K和劳动L。因此, 可将产出表示为:

Yt=F (Kt, Lt) ×A (t) (3)

F (K, L) 为产出Yt与要素投入量的函数关系式, A (t) 表示t时期的技术水平。

1.2 技术进步对经济增长贡献率测算

生产函数法是目前测算技术进步对经济增长贡献的较为常见的方法是之一, 其中大多是基于C-D生产函数的测算方法。

C-D生产函数由美国统计学家柯布和经济学家道格拉斯提出, 其生产函数形式为:

Y=AKαLβ (4)

A为技术水平, K为资金投入, L为劳动投入, α、β分别表示资金和劳动的产出弹性。

一定时期内的产出增长不仅包括要素投入数量增加所推动的增长, 还包括技术进步引起的投入产出效率提高所带来的增长。因此, 产出增长可表示为技术进步率、资金增长率、劳动增长率的函数形式:

undefined

表示产出增长率, undefined为技术进步率 (即要素投入产出效率的增长率) , undefined为资金增长率, undefined为劳动增长率。根据式 (5) 可得:

undefined

从式 (6) 可看出, 技术进步率为产出增长率中扣除因资金、劳动要素投入量增长所导致的产出增长后的剩余值, 此为著名的“索洛余值”。由此, 技术进步对产出增长贡献率可表示为:

undefined

undefined、undefined分别为资金增长、劳动增长对产出增长的贡献率。

因此, 要测算某时期技术进步对经济增长的贡献, 关键是测算α、β。

对式 (4) 两边求自然对数, 变C-D生产函数为线性函数形式:

ln (Y) =ln (A) +αln (K) +βln (L) (8)

可根据有关Y、K、L的历史数据, 通过拟合回归得出参数α、β估计值, 然后再根据Y、K、L的增长速度, 最终可分别计算出资本、劳动和技术进步对经济增长的贡献率。

根据α、β以及资本、劳动和技术进步对经济增长的贡献率, 一方面可以判断经济增长集约化程度的高低, 是属于粗放型还是集约型, 资金、劳动对产出经济增长的贡献率越大, 说明经济增长越粗放;技术进步对经济增长贡献率越大, 说明经济增长集约程度越高。另一方面, 也根据α、β值进行规模报酬分析, α+β>1, 规模报酬递增;α+β<1, 规模报酬递减;α+β=1, 规模报酬不变。

2 技术进步对中国烟草经济增长贡献测算

2.1 烟草工商系统C-D生产函数的建立

2.1.1 指标选择

产出Y用增加值表示。根据烟草行业工商财务快报数据按照“收入法”进行推算, 即:增加值=净利润+应交税金+工资及福利+企业保险+财务费用+累计折旧。

资金K用流动资产与固定资产原值的平均值表示。按期末、期初的简单算术平均数计算, 即: (期初流动资产+期初固定资产原值+期末流动资产+期末固定资产原值) /2

劳动L用从业人员平均人数表示。按期末、期初的简单算术平均数计算, 即:从业人员平均人数= (期初从业人员人数+期末从业人员人数) /2。

2.1.2 模型拟合

根据2008—2011年全国烟草行业工商财务快报数据, 分别计算出烟草工业系统及其18个烟草工业公司、烟草商业系统及其31个省级烟草公司 (不包含上海, 包括计划单列市大连、深圳) 的增加值Y、资金K、劳动L, 应用Excel中“数据分析”功能中的“回归”工具, 按式 (8) 进行拟合回归并还原为式 (4) , 得出2008—2011年全国烟草行业工商系统C-D生产函数。

烟草工业系统2008—2011年度C-D生产函数为:

Y烟草工业, 2008—2011=1.429K0.9542L0.0225 (9)

p= (0.00) (0.44)

R2=0.9892 adj-R2=0.9785 F=1663

烟草商业系统2008—2011年度C-D生产函数为:

Y烟草商业, 2008—2011=1.151K0.8294L0.1864 (10)

p= (0.00) (0.00)

R2=0.9887 adj-R2=0.9776 F=2815

从模型回归系数的有关检验参数来看, 式 (9) 、 (10) 回归系数A (技术水平) 均大于0, 符合经济学理论;R2及adj-R2均大于0.97, 说明回归模型拟合效果较好;除烟草工业系统劳动L的P值较大外 (大于0.05) , 其余均为0, 说明资金K、劳动L对产出Y的影响分别较为显著;F均足够大, 模型整体较为显著, 资金K、劳动L对产出Y的整体影响较为显著。

2.2 技术进步对烟草工商系统经济增长贡献率

利用建立回归模型的数据, 分别计算2009—2011年全国烟草工业系统及其18个烟草工业公司、烟草商业系统及其31个省级烟草公司的增加值Y、资金K、劳动L的平均增长速度, 并将式 (9) 、 (10) 中的α、β参数值分别带入式 (7) , 可计算得出2008—2011年期间烟草行业工商系统及其18个家烟草工业公司 (分别用GY1、GY2, …, GY18表示) 、31家省级烟草公司 (分别用SY1、SY2, …, SY32表示) 技术进步和资金K、劳动L增长对增加值增长的贡献率 (详见表1、表2) 。

3 结果分析及建议

3.1 数据结果分析

3.1.1 烟草工商系统C-D模型回归系数分析

从回归模型 (9) 、 (10) 看, 2009—2011年全国烟草工业系统技术水平A为1.429, 烟草商业系统技术水平A为1.151, 烟草工业系统技术水平整体高于烟草商业系统;烟草工业系统资金K的产出弹性α为0.9542, 劳动L的产出弹性β为0.0225, α+β=0.9766<1, 规模报酬递减;烟草商业系统资金K的产出弹性α为0.8294, 劳动L的产出弹性β为0.1864, α+β=1.0158≈1, 规模报酬不变。无论是烟草工业系统, 还是烟草商业系统, 资金K的产出弹性α均大大高于劳动L的产出弹性β, 说明资本投入增加对烟草行业增加值增长的影响程度, 大于劳动投入增加对烟草行业增加值增长的影响程度;劳动L的产出弹性β较小 (特别是烟草工业系统β值近似零) , 劳动增长对烟草行业增加值增长影响不大。

3.1.2 烟草工商系统增加值增长贡献构成分析

从全国烟草工商系统增加值增长的贡献构成看, 2009—2011年全国烟草工业系统增加值年平均增幅为18.86%, 其中:技术进步贡献7.87个百分点, 劳动增长贡献0.11个百分点, 资金投入增长贡献10.89个百分点;技术进步的贡献率为41.71%, 劳动增长的贡献率为0.57%, 资金投入增长的贡献率为57.71%。全国烟草商业系统增加值年平均增幅为17.47%, 其中:技术进步贡献4.7百分点, 劳动增长贡献0.19个百分点, 资金投入增长贡献12.59个百分点;技术进步的贡献率为26.89%, 劳动增长的贡献率为1.08%, 资金投入增长的贡献率为72.03%。全国18家烟草工业公司中技术进步对经济增长的贡献率超过50%的有4家, 占18家烟草工业公司的22%, 其中两家超过60%。全国31家省级烟草公司中, 剔除SY27数值异常外, 技术进步对经济增长贡献率超过50%的有4家, 占全国31家省级烟草公司12.9%, 超过60%的仅1家。

3.2 结论及建议

3.2.1 结论

从状态上看, 当前中国烟草行业经济增长主要依靠资金投入、技术进步两大因素推动, 劳动量增长对推动作用不大, 经济增长方式相对粗放;从趋势上看, 技术进步已成为烟草行业经济增长的重要动力且作用越来越大, 经济增长方式正在向集约型转变;从烟草工商系统比较来看, 技术进步对烟草工业系统经济增长的推动作用, 大于对烟草商业系统经济增长的推动作用。2009—2011年全国烟草工业系统增加值增长58%由资金投入增长贡献, 42%由技术进步贡献;烟草商业系统增加值增长72%由资金投入贡献, 27%由技术进步贡献。劳动增长对烟草工商系统增加值增长的贡献率分别为0.57%、1%, 一定程度说明烟草行业劳动用工人数已基本达到相对饱和状态, 同时也验证了C-D函数中劳动的产出弹性比较小。如果把技术进步对经济增长的贡献率是否达到50%, 作为判断粗放型、集约型增长方式的临界值, 那么从目前情况看, 中国烟草行业经济增长仍属于粗放型, 但正在向集约型增长方式转变。2009—2011年, 技术进步对烟草工业系统、烟草商业系统增加值增长的贡献率由27%分别上升到48.6%、30%。

资金投入增加推动烟草行业经济增长, 其资金增长需求来源主要体现在:一是由于消费需求增加所带来的卷烟产销总量增长需要更多的资金投入;二是消费水平提升拉动卷烟消费结构提高需要更多资金成本投入。技术进步推动烟草行业经济增长, 主要体现在:一是以技术进步实现资源、管理成本及运行费用的节约推动经济增长;二是以技术进步提升卷烟品牌价值 (如配方、降焦减害等技术) 推动增长, 因此卷烟销售结构体现了对资金投入、技术进步推动烟草行业经济增长两个方面的内容。

3.2.2 建议

对中国烟草行业而言, 随着《烟草控制框架公约》执行要求更加严格, 居民健康意识越来越高, 依靠规模增长来推动中国烟草经济增长的空间越来越受限, 加快转变经济增长方式, 调整结构, 向依靠技术进步推动经济增长转变, 对实现中国烟草行业持续发展变得越来越重要。这提示烟草行业, 在当前继续注重规模增长以满足消费需求的同时, 要更加注重技术进步推动烟草行业经济增长的作用:一是要更加注重深化烟草行业改革, 完善体制机制, 优化资源配置, 提升机制运行效率;二是要更加注重科技创新, 加强新技术、新工艺、新设施设备、新材料等的研发、应用和推广, 不断提高信息化水平, 降低资源消耗, 推动节能减耗, 提高资源利用效率;三是要更加注重企业管理, “以客户为关注焦点”, 以客户为起点、终点优化从烟叶种植、生产、收购、复烤加工到卷烟生产、调拨、批发、零售的烟草产业链流程, 降低管理成本及运行费用, 提高管理效率;四是要更加注重人力资源开发和利用, 优化人力资源结构, 加强员工教育培训, 发挥人的才能, 提高人力资源效率;五是要更加注重企业文化和品牌建设, 提升“中国烟草”品牌价值。

参考文献

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