趙強(qiáng)軍 趙凱

摘要：在對(duì)我國(guó)１９９2～２００８年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率測(cè)算的基礎(chǔ)上，分析了土地、資本及勞動(dòng)力對(duì)于我國(guó)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率，通過(guò)分析得出：在研究期間土地對(duì)于農(nóng)業(yè)的產(chǎn)出彈性為１．４４４；土地投入對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率平均保持在１０．１６％；研究后期各要素投入對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)較前期趨于無(wú)序。針對(duì)以上結(jié)果提出：在以后農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中應(yīng)重視農(nóng)業(yè)要素投入的穩(wěn)定性，達(dá)到要素投入的長(zhǎng)期最優(yōu)。

關(guān)鍵詞：土地；農(nóng)業(yè)發(fā)展；貢獻(xiàn)

中圖分類號(hào)：Ｆ３０１文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：Ａ文章編號(hào)：0439－８114（２０12）06－1270-04

Measurement on Contribution Rate of Land to Chinese Agriculture Development

ＺHAO Ｑｉａｎｇ－ｊｕｎ，ＺHAO Ｋａｉ

（Ｃｏｌｌｅｇｅ ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ ａｎｄ Ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ，Ｎｏｒｔｈｗｅｓｔ ａ＆ｆ ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｙａｎｇｌｉｎｇ ７１２１００，Ｓｈａａｎｘｉ，Ｃｈｉｎａ）

Ａｂｓｔｒａｃｔ： Ｂａｓｅｄ ｏｎ ｔｈｅ ｃａｌｃｕｌａｔｉｏｎ ｏｆ ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ ｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎ ｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙ ｄｕｒｉｎｇ １９９2 ｔｏ ２００８， ｔｈｉｓ ｐａｐｅｒ ａｎａｌｙｚｅｓ ｔｈｅ ｃｏｎｔｒｉｂｕｔｉｏｎ ｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙ ｏｆ ｌａｎｄ， ｃａｐｉｔａｌ ａｎｄ ｍａｎｐｏｗｅｒ ｆｏｒ ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ ｉｎｃｒｅａｓｅ ｉｎ Ｃｈｉｎａ． Ｔｈｒｏｕｇｈ ｔｈｅ ａｎａｌｙｓｉｓ， ｔｈｅ ｒｅｓｕｌｔｓ ｓｈｏｗ ｔｈａｔ ｄｕｒｉｎｇ ｔｈｅ ｓｔｕｄｙ ｐｅｒｉｏｄ， ｔｈｅ ｏｕｔｐｕｔ ｅｌａｓｔｉｃｉｔｙ ｏｆ ｌａｎｄ ｆｏｒ ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒｅ ｉｓ １．４４４， ｔｈｅ ｃｏｎｔｒｉｂｕｔｉｏｎ ｒａｔｅ ｏｆ ｌａｎｄ ｉｎｐｕｔ ｔｏ ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ ｉｎｃｒｅａｓｅ ｉｓ ｏｎ ａｖｅｒａｇｅ ａｔ １０．１６％， ａｎｄ ｔｈｅ ｃｏｎｔｒｉｂｕｔｉｏｎ ｏｆ ｔｈｅ ｆａｃｔｏｒｓ ｉｎｐｕｔｓ ｔｏ ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ ｉｎｃｒｅａｓｅ ｉｓ ｍｏｒｅ ｏｕｔ－ｏｆ－ｏｒｄｅｒ ｉｎ ｅａｒｌｉｅｒ ｓｔａｇｅ ｔｈａｎ ｉｎ ｌａｔｅｒ ｓｔａｇｅ． Ａｃｃｏｒｄｉｎｇ ｔｏ ｔｈｅ ｃｏｎｓｅｑｕｅｎｃｅｓ ａｂｏｖｅ， ｔｈｅ ａｕｔｈｏｒｓ ｓｕｇｇｅｓｔ ｔｈａｔ ｉｎ ｆｕｔｕｒｅ ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ ｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎ， ｔｈｅ ｓｔａｂｉｌｉｔｙ ｏｆ ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ ｆａｃｔｏｒｓ＇ ｉｎｐｕｔ ｓｈｏｕｌｄ ｂｅ ｇｉｖｅｎ ｍｏｒｅ ａｔｔｅｎｔｉｏｎ ｉｎ ｏｒｄｅｒ ｔｏ ｇｅｔ ｔｈｅ ｆａｃｔｏｒｓ ｌｏｎｇ－ｔｅｒｍ ｏｐｔｉｍａｌ ｉｎｐｕｔｓ．

Ｋｅｙ ｗｏｒｄｓ： ｌａｎｄ； ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ； ｃｏｎｔｒｉｂｕｔｉｏｎ

我國(guó)用不到世界１０％的耕地，養(yǎng)活著世界２２％的人口，據(jù)２００８年統(tǒng)計(jì)，全國(guó)耕地面積為１．２億ｈｍ２（１８．２６億畝），人均耕地只有０．０９ ｈｍ２（１．３９畝）。在高速工業(yè)化、城市化的發(fā)展背景下，我國(guó)耕地保護(hù)面臨著巨大的挑戰(zhàn)。近年來(lái)我國(guó)通過(guò)采取嚴(yán)格控制建設(shè)用地占用耕地、建設(shè)用地復(fù)墾等措施，耕地保護(hù)工作取得了一些成效，耕地?cái)?shù)量急劇下降的趨勢(shì)得到了初步遏制，但在保證數(shù)量的過(guò)程中，農(nóng)用地的增加對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提升是否有顯著影響，增加耕地對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提高的貢獻(xiàn)的具體比例及其變化規(guī)律，也是在耕地保護(hù)工作中應(yīng)關(guān)注的問(wèn)題，本研究通過(guò)對(duì)我國(guó)歷年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)數(shù)據(jù)的分析，對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展中土地的貢獻(xiàn)率予以測(cè)算，并對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中各要素貢獻(xiàn)率變化關(guān)系加以分析，通過(guò)所得結(jié)論提出相關(guān)政策建議。

１文獻(xiàn)綜述

國(guó)外在生產(chǎn)函數(shù)理論及生產(chǎn)效率計(jì)量研究方面已有眾多成果，１８９９年美國(guó)數(shù)學(xué)家柯布（Ｃ．Ｗ．Ｃｏｂｂ）和經(jīng)濟(jì)學(xué)家保羅·道格拉斯（ＰａｕｌＨ．Ｄｏｕｇｌａｓ）共同探討投入和產(chǎn)出的關(guān)系，提出柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)Cobb-Douglas production function（C-D函數(shù)）；１９６１年Ａｒｒｏｗ、Ｃｈｅｎｅｒｙ、Ｍｉｈａｓ提出不變替代彈性（ＣＥＳ）生產(chǎn)函數(shù)；而變替代生產(chǎn)函數(shù)方面主要有Ｒｅｖａｎｋａｒ于１９７１年提出的模型和Ｓｔａｏ與Ｈｏｆｆｍａｎ于１９６８年提出的模型。在生產(chǎn)效率測(cè)算方面，Ａｂｒａｍｖｉｔｚ于１９５６年提出指數(shù)法測(cè)算全要素生產(chǎn)率；Ｓｏｌｏｗ［１］于１９５７年提出索羅殘值法。在經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法上，主要有隱形變量法和潛在產(chǎn)出法。

國(guó)內(nèi)關(guān)于土地對(duì)生產(chǎn)的效率研究主要集中在建設(shè)用地對(duì)二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的效率研究上。毛振強(qiáng)等［２］通過(guò)Ｃ－Ｄ函數(shù)測(cè)度了土地投入對(duì)二三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展貢獻(xiàn)，得出１９９６～２００３年貢獻(xiàn)率為１４．７９％，在回歸結(jié)果中土地的影響不顯著；豐雷等［３］測(cè)度了土地要素對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)（二三產(chǎn)業(yè)），得出土地要素的全國(guó)平均貢獻(xiàn)率為１１．０１％。關(guān)于農(nóng)用地對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展效率的研究主要有米建偉等［４］基于１９８４～２００２年省份面板數(shù)據(jù)，采用參數(shù)方法得到土地的產(chǎn)出彈性為０．２１５；全炯振［５］在基于隨機(jī)前沿分析方法對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)分析中引入了土地。

國(guó)內(nèi)外在要素對(duì)生產(chǎn)效率測(cè)算的方法研究方面已經(jīng)比較成熟，對(duì)于土地在我國(guó)生產(chǎn)中的貢獻(xiàn)測(cè)量也有較多應(yīng)用研究，只是多數(shù)為建設(shè)用地研究，對(duì)于農(nóng)業(yè)發(fā)展中土地效率的研究多數(shù)是集中在微觀生產(chǎn)單元的投入產(chǎn)出分析上，而對(duì)于全國(guó)層面實(shí)證研究相對(duì)較少。

２變量界定及模型構(gòu)建

本研究中的“農(nóng)業(yè)”是指包括農(nóng)、林、牧、漁的“大農(nóng)業(yè)”，后文中提及的農(nóng)業(yè)均指大農(nóng)業(yè)范疇。研究思路為，通過(guò)采用C-D函數(shù)，選擇勞動(dòng)力、土地、資本作為投入要素，對(duì)我國(guó)１９９2～２００８年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行回歸分析，得出土地要素的投入產(chǎn)出彈性，然后通過(guò)相關(guān)要素變化率，測(cè)度１９９2～２００８年土地投入對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展的貢獻(xiàn)率。

２．１變量界定

對(duì)投入三要素基礎(chǔ)變量的相關(guān)指標(biāo)選取，依據(jù)科學(xué)及可得性原則進(jìn)行。①對(duì)于因變量產(chǎn)出選取農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒２００９》，并根據(jù)農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值指數(shù)，將其平減為１９９０年不變價(jià)。②勞動(dòng)力選取第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)，數(shù)據(jù)來(lái)源同上。③土地投入指標(biāo)選取主要農(nóng)作物播種面積。④資本指標(biāo)選取。農(nóng)業(yè)資本存量由于官方統(tǒng)計(jì)指標(biāo)中沒(méi)有包含，故該指標(biāo)都為學(xué)者估算，數(shù)據(jù)不太統(tǒng)一。吳方衛(wèi)［６］、張軍等［7］估算１９８０年我國(guó)農(nóng)業(yè)凈資本存量約為８４１．５６億元，然后采用永續(xù)盤存法估算了我國(guó)１９８０～１９９７年農(nóng)業(yè)凈資本存量，其中資本流量采用１９８１～１９９７年農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資總量（部分來(lái)自《中國(guó)農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》，部分為自己估算），折舊率采用０．０５４ ２；趙洪斌［８］估算了１９７９～２０００年我國(guó)農(nóng)業(yè)資本存量。對(duì)該數(shù)據(jù)的估算，因不同學(xué)者采用的初始資本存量及折舊率等數(shù)據(jù)的不同，導(dǎo)致最終結(jié)果不一致。鑒于以上原因，本研究中資本指標(biāo)選取農(nóng)戶歷年生產(chǎn)性固定資產(chǎn)原值，對(duì)于缺失年份數(shù)據(jù)采取平滑處理。

２．２模型構(gòu)建

在研究中采用索洛余值法。１９２８年美國(guó)數(shù)學(xué)家Ｃｈａｒｌｅｓ Ｃｏｂｂ和經(jīng)濟(jì)學(xué)家Ｐａｕｌ Ｄａｕｇｌａｓ提出了生產(chǎn)函數(shù)的數(shù)學(xué)模型：

Ａ（ｔ）＝Ａ０ｅλｔ （α＋β＝１，０≤α≤１，０≤β≤１） （１）

１９３７年，Ｄｕｒａｎｄ提出新的生產(chǎn)函數(shù)，取消了α＋β＝１的條件；１９４２年為了測(cè)定技術(shù)進(jìn)步，Ｔｉｎｂｅｒｇｅｎ提出在生產(chǎn)函數(shù)中加入時(shí)間指數(shù)趨勢(shì)項(xiàng)；１９５７年，Ｓｏｌｏｗ對(duì)Ｃ－Ｄ生產(chǎn)函數(shù)模型進(jìn)行了改進(jìn)，本研究采用改進(jìn)后的模型，具體如下：

Ｙ＝Ａ（ｔ）ＫαＰβＬγ（２）

假設(shè)，其中Ｙ、Ｋ、Ｐ、Ｌ分別表示產(chǎn)出、資金投入量和勞動(dòng)力的投入量、土地投入量，ｔ變量代表時(shí)間，α、β、γ分別代表資金的產(chǎn)出彈性系數(shù)、勞動(dòng)力的產(chǎn)出彈性系數(shù)、土地的產(chǎn)出彈性系數(shù)，其中，且α＋β＋γ值可以大于１、小于１、等于１，即規(guī)模報(bào)酬遞增、規(guī)模報(bào)酬遞減和規(guī)模報(bào)酬不變。通過(guò)轉(zhuǎn)換將（２）式記為：

Ｙ＝Ａ（ｔ）ｆ（ｋ，ｐ，ｌ）（３）

對(duì)（３）式左右兩邊關(guān)于ｔ求導(dǎo)得：

■=■ｆ＋■■+■■+■■ （４）

將（４）式兩邊乘以ｄｔ／Ｙ得：

■=■＋α■+β■+γ■（５）

以差分代替微分，當(dāng)Δｔ→１時(shí)有：

■＝■+α■+β■+γ■（６）

令ｙ＝■，a＝■，k=■，p=■，l=■

則上式可表示為：

y=a+αk+βp+γl（７）

進(jìn)而（１）式可表示為公式（７），其中ｙ，ｋ，ｐ，ｌ分別表示產(chǎn)出、資金和勞動(dòng)力、土地的年平均增長(zhǎng)率。資金、勞動(dòng)力、土地、技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率分別為：

αk/y，βp/y，γl/y，（y-αk-βp-γl） （８）

通過(guò)公式（８）對(duì)歷年的投入要素貢獻(xiàn)率測(cè)算并分析。

３數(shù)據(jù)描述及處理

３．１數(shù)據(jù)描述

①農(nóng)業(yè)播種面積（圖1）。從１９９2年到２００８年，我國(guó)農(nóng)業(yè)播種面積呈現(xiàn)出先增后降再又逐步上升的趨勢(shì)，其中１９９９年達(dá)到最大值１５６ ３７２千ｈｍ２。②第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口（圖2）。第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口數(shù)量在隨著時(shí)間推移逐年下降，到２００８年達(dá)到歷史最低３０ ６５４萬(wàn)人。③農(nóng)業(yè)資本。農(nóng)業(yè)資本的統(tǒng)計(jì)采用農(nóng)戶歷年生產(chǎn)性固定資產(chǎn)原值，顯示在研究期間逐年上升，在２００８年達(dá)到最大值。

３．２數(shù)據(jù)處理

以農(nóng)林牧漁產(chǎn)值為因變量，第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)、農(nóng)作物播種面積、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)原值、時(shí)間為自變量，采用SPSS １６．０軟件進(jìn)行對(duì)數(shù)回歸結(jié)果如下：

ｌｎＹ＝－８．４９８＋０．３ｔ＋１．４４４ｌｎＬ＋０．２３６ｌｎＫ－０．１３５ｌｎＰ

檢驗(yàn)結(jié)果：①擬合優(yōu)度檢驗(yàn)（表1）。農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出模型回歸函數(shù)的可決系數(shù)Ｒ２為０．９９６，調(diào)整可決系數(shù)為０．９９５，非常接近１，故該模型的擬合優(yōu)度很高。②方程顯著性檢驗(yàn)。通過(guò)回歸計(jì)算得出該回歸方程的Ｆ＝９３７．１，給定顯著性水平ａ＝０．０００１的水平下，Ｆ大于臨界值，表明模型在９９．９％的置信水平下顯著成立。③變量顯著性檢驗(yàn)（表2）。勞動(dòng)力的回歸系數(shù)為－０．１３５，ｔ檢驗(yàn)為-０．899，在６２％的置信區(qū)間下顯著；土地投入要素的回歸系數(shù)為１．４４４，在９５％的置信區(qū)間下顯著；資本要素的回歸系數(shù)為０．２３６，在９５％置信水平下顯著；技術(shù)進(jìn)步系數(shù)為０．0３0，在９５％置信水平下通過(guò)檢驗(yàn)。

綜上所述，回歸方程的擬合優(yōu)度、Ｆ檢驗(yàn)都較顯著，各變量的ｔ檢驗(yàn)也都比較顯著，方程通過(guò)計(jì)量檢驗(yàn)。通過(guò)上述結(jié)果，利用農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)率分解公式（８），計(jì)算得出歷年（１９９２～２００８年）農(nóng)業(yè)各投入要素增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展的貢獻(xiàn)率，其結(jié)果見(jiàn)表３。

４結(jié)果與分析

４．１生產(chǎn)彈性分析

土地投入對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的彈性系數(shù)為１．４４４，資本投入的產(chǎn)出彈性系數(shù)為０．２３６，勞動(dòng)力的產(chǎn)出彈性系數(shù)為－０．１３５。該結(jié)果分析與之有提及的我國(guó)農(nóng)業(yè)投入要素供給特性相對(duì)應(yīng)，由于勞動(dòng)力供給的充足性，使得生產(chǎn)函數(shù)中勞動(dòng)力的產(chǎn)出彈性為負(fù)值，表明我國(guó)農(nóng)業(yè)從業(yè)人員過(guò)多，這與我國(guó)二元經(jīng)濟(jì)體制及人口過(guò)多這一國(guó)情相符，在阿瑟·劉易斯［９］的二元經(jīng)濟(jì)論中也提及，由于勞動(dòng)力的無(wú)限供給，使傳統(tǒng)部門的勞動(dòng)產(chǎn)出邊際效率很小甚至為負(fù)。

４．２貢獻(xiàn)率變化分析

在１９９２～２００８年期間，我國(guó)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)率平均為6.2％，具體可以分為3個(gè)階段：第一階段農(nóng)業(yè)高速發(fā)展（１９９２～１９９８年），期間農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)率最高，平均為７．９７％；第二階段（１９９９～２００３年），農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)速度平緩，平均增長(zhǎng)率為４．２８％；第三階段（２００４～２００８年），期間農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)速度提升，均值為５．６２％。農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)呈現(xiàn)“Ｖ”字形先降后升的發(fā)展趨勢(shì)。

3階段中土地對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展的貢獻(xiàn)率如下：第一階段，在農(nóng)業(yè)高速發(fā)展中，土地投入對(duì)于農(nóng)業(yè)發(fā)展的貢獻(xiàn)率逐步提高，促進(jìn)了農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增加，平均貢獻(xiàn)率為１０．１６％，3要素的貢獻(xiàn)率變化趨于平穩(wěn)，呈現(xiàn)出比較協(xié)調(diào)的發(fā)展形勢(shì)；第二階段，農(nóng)業(yè)低速發(fā)展，土地對(duì)于農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響程度增強(qiáng)，期間土地貢獻(xiàn)率均值的絕對(duì)值達(dá)到了１４．７１％，但對(duì)產(chǎn)值增長(zhǎng)率的貢獻(xiàn)率在降低，而資本的貢獻(xiàn)率逐步提高；第三階段，農(nóng)業(yè)發(fā)展水平逐步提高，土地投入對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展的貢獻(xiàn)率也有提高，各要素貢獻(xiàn)率的變化幅度增大，趨于無(wú)序發(fā)展。

５結(jié)論及建議

通過(guò)效率測(cè)算得出的結(jié)論主要是：①?gòu)目傮w上來(lái)看，土地對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的影響程度在加強(qiáng)，土地投入增加對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的影響力也逐年提高，同時(shí)土地投入的減少也對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)產(chǎn)生巨大的阻力。②現(xiàn)階段農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的速度在提升，但各要素投入的劇烈波動(dòng)導(dǎo)致各要素貢獻(xiàn)率趨于無(wú)序發(fā)展，容易造成要素投入的無(wú)效使用，對(duì)農(nóng)業(yè)長(zhǎng)期穩(wěn)定發(fā)展造成不利影響。

鑒于以上結(jié)論，對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)要素的投入提出以下政策建議：一是保證土地投入的穩(wěn)定性。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中土地的貢獻(xiàn)率逐年增強(qiáng)，不穩(wěn)定的土地投入容易引起農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的巨幅波動(dòng)，對(duì)滿足人們基本需求造成威脅，要繼續(xù)加大耕地保護(hù)力度，應(yīng)在保證耕地?cái)?shù)量不減少的基礎(chǔ)上提高土地的利用效率。二是逐步減少第一產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)，有序引導(dǎo)第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員轉(zhuǎn)移進(jìn)入二三產(chǎn)業(yè)，解決農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動(dòng)力供給嚴(yán)重失衡問(wèn)題，提高第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)效率，通過(guò)勞動(dòng)效率的提高增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，提高農(nóng)民收入。

參考文獻(xiàn)：

［１］ 郭慶旺，賈俊雪．中國(guó)全要素生產(chǎn)率的估算：１９７９～２００４［Ｊ］． 經(jīng)濟(jì)研究，２００５（６）：５１－６０．

［２］ 毛振強(qiáng)，左玉強(qiáng)． 土地投入對(duì)中國(guó)二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展貢獻(xiàn)的定量研究［Ｊ］． 中國(guó)土地科學(xué)，２００７，２１ （３）：５９－６３．

［３］ 豐雷，魏麗，蔣妍．論土地要素對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)［Ｊ］． 中國(guó)土地科學(xué)， ２００８，２２（１２）：４－１０．

［４］ 米建偉，梁勤，馬驊．我國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的變化及其與公共投資的關(guān)系——基于１９８４～２００２年分省份面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析［Ｊ］． 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，２００９（３）：４－１６．

［５］ 全炯振．中國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的實(shí)證分析：１９７８～２００７年——基于隨機(jī)前沿分析（ＳＦＡ）方法［Ｊ］．中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，２００９（９）：３６－４７．

［６］ 吳方衛(wèi)．我國(guó)農(nóng)業(yè)資本存量的估計(jì)［Ｊ］．農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，１９９９（６）：３４－３８．

［７］ 張軍，吳桂英，張吉鵬．中國(guó)省際物質(zhì)資本存量估算：１９５２～２０００［Ｊ］．經(jīng)濟(jì)研究，２００４（１０）：３５－４４．

［８］ 趙洪斌．改革開(kāi)放以來(lái)中國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步率演進(jìn)的研究［Ｊ］． 財(cái)經(jīng)研究，２００４（１２）：９１－１００．

［９］ 阿瑟·劉易斯．二元經(jīng)濟(jì)論［Ｍ］． 北京：北京經(jīng)濟(jì)學(xué)院出版社，１９８９．