摘 要：長(zhǎng)期以來(lái)，我國(guó)東部地區(qū)的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率一直高于中部與西部地區(qū)。本文基于1990—2013年三大地區(qū)的省際面板數(shù)據(jù)，通過(guò)系統(tǒng)SYS-GMM動(dòng)態(tài)面板回歸發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平、化肥施用量、農(nóng)村居民固定資產(chǎn)投入以及農(nóng)村居民個(gè)人收入等因素對(duì)全國(guó)三大地區(qū)的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高都具有顯著正向作用。但是就影響差異而言，東部地區(qū)的農(nóng)村固定資本投入對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的帶動(dòng)作用明顯大于中西部地區(qū)；而中西部的農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平、農(nóng)用化肥投入量的增加以及農(nóng)村居民個(gè)人收入的提高對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的帶動(dòng)作用反而高于東部地區(qū)?？梢?jiàn)，東部地區(qū)農(nóng)村固定資本的投入數(shù)量及利用效率遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)中西部地區(qū)。同時(shí)研究發(fā)現(xiàn)，從全國(guó)范圍講，高水平專(zhuān)業(yè)技術(shù)人才的缺乏已成為近年制約我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的瓶頸。

關(guān)鍵詞：東中西部；農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率；影響因素；SYS-GMM

一、引言

提高農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率是農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的源泉，也是非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)，是解決農(nóng)業(yè)增產(chǎn)增效、農(nóng)民增收增富的關(guān)鍵所在。在我國(guó)東中西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡由來(lái)已久，農(nóng)村勞動(dòng)生產(chǎn)率在三大經(jīng)濟(jì)區(qū)域也存在差異，就其影響因素來(lái)看，在東中西部地區(qū)存在著怎樣的不同？

在相關(guān)文獻(xiàn)中，XinandQin通過(guò)使用Maudos，PastorandSerrano提出的增長(zhǎng)分解框架，認(rèn)為自1987年-2005年，要素積累是中國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)的主要依靠因素，而全要素生產(chǎn)率（尤指技術(shù)前沿的進(jìn)步）是重要貢獻(xiàn)方面。張平運(yùn)用索羅模型就1980年—2007年我國(guó)省區(qū)橫截面數(shù)據(jù)表明，生育率和人力資本對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率有重要貢獻(xiàn)。余康等利用1988年—2008年29個(gè)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型，發(fā)現(xiàn)勞均物質(zhì)資本、農(nóng)村勞動(dòng)力規(guī)模和勞均土地因素對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率地區(qū)差異的影響逐漸減小，而技術(shù)效率和技術(shù)進(jìn)步的影響逐漸增大?？镞h(yuǎn)鳳則認(rèn)為1988年以來(lái)，技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率的“雙驅(qū)動(dòng)”模式是對(duì)省份農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)存在積極影響的重要因素。

盡管這些研究取得不少成果，但是從空間單位看，較少?gòu)膰?guó)內(nèi)不同區(qū)域差異的視角進(jìn)行研究；并且，應(yīng)該考慮到，地區(qū)差異在時(shí)序演進(jìn)中的變動(dòng)速度是較慢的，前水平很可能取決于過(guò)去歷史水平。鑒于此，本文從東中西部地區(qū)各省際數(shù)據(jù)中選取影響農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的主要因素，采用長(zhǎng)動(dòng)態(tài)面板模型，以防止基本計(jì)量模型的設(shè)定偏誤，同時(shí)消除部分解釋變量可能產(chǎn)生的內(nèi)生性偏誤。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源與地區(qū)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率變化趨勢(shì)

在宏觀經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)實(shí)踐中，較為準(zhǔn)確的定義勞動(dòng)生產(chǎn)率的做法是使用”每個(gè)工作小時(shí)的產(chǎn)出”或“每個(gè)就業(yè)者的產(chǎn)出”作為反映整體經(jīng)濟(jì)勞動(dòng)生產(chǎn)率水平的指標(biāo)。因此，本研究采用的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率=農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值/鄉(xiāng)村就業(yè)人口的公式計(jì)算。同時(shí)，為了剔除物價(jià)波動(dòng)影響，各年農(nóng)林牧漁業(yè)生產(chǎn)總產(chǎn)值按1990年為基期計(jì)算，以反映真實(shí)生產(chǎn)能力。

本研究數(shù)據(jù)均取自1990年—2013年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》及《中國(guó)農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》各省際面板數(shù)據(jù)，并根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中經(jīng)濟(jì)區(qū)域三分法，將我國(guó)劃分為東部、中部、西部3個(gè)區(qū)域。東部地區(qū)包括北京、天津、遼寧、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個(gè)?。ㄊ校?，中部地區(qū)包括吉林、黑龍江、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個(gè)省，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、陜西、青海、寧夏、新疆、甘肅、四川、重慶、貴州、云南、西藏、廣西等12個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)）。

本研究發(fā)現(xiàn)自1990年—2013年，我國(guó)東中西部農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率總體呈現(xiàn)明顯的提高趨勢(shì)，但是東部地區(qū)的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率遠(yuǎn)高于中西部，西部農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率最低，并且地區(qū)之間的差距仍有擴(kuò)大趨勢(shì)。如圖所示，截止到2013年，東部地區(qū)的平均農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率為0.61，而西部地區(qū)的平均農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率僅為0.34，東部農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率幾乎為西部地區(qū)的兩倍。東部農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率最高的是海南省，最低的是上海市；中部農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率最高的是黑龍江省，最低的是山西??；西部農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率最高的是內(nèi)蒙古自治區(qū)，最低的是貴州省。其中，海南省農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率為1.05，而貴州省僅為0.17，相差近6倍。

三、模型與計(jì)量方法

為了分析影響不同地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的基本因素，本研究從各省市（自治區(qū)）選取了5個(gè)具有代表性的指標(biāo)：農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平（臺(tái)/千公頃）（x1）、平均農(nóng)用化肥施用量（噸/公0頃）（x2）、人均農(nóng)村居民個(gè)人固定資產(chǎn)投入（元/人）（x3）、大專(zhuān)及以上學(xué)歷人數(shù)（人）（x4）、人均農(nóng)村居民純收入（元/人）（x5）作為解釋變量。由于x1，x2，x3，x5數(shù)量級(jí)較大，筆者對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理。本文選擇動(dòng)態(tài)回歸模型，并采用”系統(tǒng)廣義矩估計(jì)法”（SYS-GMM）對(duì)回歸系數(shù)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，以研究解釋變量對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的動(dòng)態(tài)影響，具體模型見(jiàn)（1）—（4）。本研究所使用的統(tǒng)計(jì)分析軟件為

考慮到農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率變化水平可能取決于過(guò)去水平，因此（1）式包含被解釋變量的滯后項(xiàng)，為動(dòng)態(tài)面板模型。模型（2）、（3）、（4）分別在模型（1）的基礎(chǔ)上增加了地區(qū)控制變量。其中IsEastern為是否東部地區(qū)指示變量，當(dāng)樣本為東部地區(qū)時(shí)，值為1，否則為0；IsCentral為是否中部地區(qū)指示變量，當(dāng)樣本為中部地區(qū)時(shí)，值為1，否則為0；IsWestern為是否西部地區(qū)指示變量，當(dāng)樣本為西部地區(qū)時(shí)，值為1，否則為0。

另外，為了確保動(dòng)態(tài)面板回歸的有效性，我們還做了兩項(xiàng)檢驗(yàn)，包括：差分轉(zhuǎn)換方程的序列相關(guān)檢驗(yàn)（AbondTestForAR（1）&AR（2））來(lái)判斷隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)是否存在序列相關(guān)，用過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)（SarganTest）來(lái)判斷工具變量的有效性。檢驗(yàn)結(jié)果一并列示在面板回歸結(jié)果表格中。

四、動(dòng)態(tài)面板實(shí)證分析

1.描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)系數(shù)分析

（1）描述性統(tǒng)計(jì)

對(duì)于上述變量，本文對(duì)其全樣本、東部樣本、中部樣本、西部樣本的樣本量、均值、標(biāo)準(zhǔn)差、最小值、四分之一分位數(shù)、四分之三分位數(shù)、最大值進(jìn)行統(tǒng)計(jì)匯總，列入下列表中。

由上表可知，六個(gè)變量在我國(guó)東中西部地區(qū)均呈現(xiàn)明顯梯度變化，東部所有變量平均值強(qiáng)于中部，中部強(qiáng)于西部。可見(jiàn)，三大經(jīng)濟(jì)區(qū)域即使在農(nóng)村經(jīng)濟(jì)中也存在著明顯的地域差距。

（2）相關(guān)性分析

由初步相關(guān)性分析知，因變量與五個(gè)自變量之間的相關(guān)性非常顯著（P<0.05）。為了更好地研究解釋變量與被解釋變量之間的關(guān)系，接下來(lái)做動(dòng)態(tài)面板回歸分析。

2.動(dòng)態(tài)面板回歸分析

在系統(tǒng)SYS-GMM動(dòng)態(tài)面板回歸過(guò)程中，從有效性檢驗(yàn)來(lái)看，四個(gè)模型的序列相關(guān)檢驗(yàn)均顯示的差分后動(dòng)項(xiàng)不存在二階序列相關(guān)，而Sargan過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)表明，工具變量的選擇不存在過(guò)度識(shí)別問(wèn)題，證明了本文的模型設(shè)定和結(jié)果是可靠的；從模型系數(shù)估計(jì)結(jié)果來(lái)看，四個(gè)模型的系數(shù)估計(jì)的顯著性水平較高、方向一致、估計(jì)值相近，四個(gè)模型的結(jié)果能夠相互印證，說(shuō)明了模型估計(jì)的有效性。

由上表可見(jiàn)，L.y系數(shù)顯著為正，lnx1、lnx2、lnx3、lnx5系數(shù)顯著為正；L.lnx2、L.lnx3系數(shù)顯著為負(fù)；x4系數(shù)不顯著。具體分析如下：

（1）上一期農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率水平對(duì)本期農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率在我國(guó)東中西部地區(qū)都有著顯著的正向影響；控制地區(qū)因素后由L.y的系數(shù)變化可知，西部地區(qū)的本期農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率更依賴(lài)于上一期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，其次是東部。

（2）當(dāng)期農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的提高對(duì)我國(guó)東中西部地區(qū)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率具有顯著促進(jìn)作用，而上一期水平對(duì)當(dāng)期的影響不明顯；控制地區(qū)因素后由lnx1的系數(shù)變化可知，西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率較其它地區(qū)更依賴(lài)于農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平，其次是中部。

（3）當(dāng)期化肥施用量對(duì)我國(guó)東中西部地區(qū)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率提高有正向影響，而L.lnx2系數(shù)顯著為負(fù)，表明上一期化肥投入量對(duì)本期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率有負(fù)向影響，說(shuō)明化肥投入量對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響不具有延續(xù)性；控制地區(qū)因素后由lnx2的系數(shù)變化可知，西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率較其它地區(qū)更依賴(lài)當(dāng)期化肥施用量，其次是東部。

（4）當(dāng)期農(nóng)村居民固定資產(chǎn)投入的增加對(duì)東中西部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高有顯著的正向影響，而L.lnx3系數(shù)顯著為負(fù)，表明上一期農(nóng)村居民固定資產(chǎn)投入對(duì)本期農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率有負(fù)向影響，說(shuō)明要素投入量對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響也不具有延續(xù)性；控制地區(qū)因素后由L.lnx3的系數(shù)變化可知，東部地區(qū)當(dāng)期資本投入量對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的帶動(dòng)效果優(yōu)于全國(guó)。

（5）x4結(jié)果不顯著，表明大專(zhuān)及以上的高學(xué)歷水平對(duì)我國(guó)東中西部農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率影響不大。此結(jié)果反映出長(zhǎng)期以來(lái)我國(guó)高水平農(nóng)業(yè)人才嚴(yán)重缺乏，大多數(shù)農(nóng)村實(shí)用人才沒(méi)有受過(guò)系統(tǒng)全面教育的基本現(xiàn)狀，這已成為制約農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化生產(chǎn)的瓶頸。

（6）農(nóng)村居民個(gè)人收入的提高有助于我國(guó)各地區(qū)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的顯著改善；控制地區(qū)因素后由lnx5的系數(shù)變化可知，西部地區(qū)農(nóng)村居民個(gè)人收入的提高對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的帶動(dòng)效果最明顯，其次是中部。

五、結(jié)論與啟示

由于我國(guó)東部地區(qū)其發(fā)展相對(duì)較快，農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平、農(nóng)用化肥投入量及農(nóng)村居民個(gè)人收入水平已經(jīng)位于全國(guó)前列，所以相對(duì)而言，機(jī)械化水平的提升、化肥的增加和個(gè)人收入的提高對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的帶動(dòng)作用沒(méi)有中部和西部地區(qū)明顯；而東部地區(qū)由于資本利用水平較高，其農(nóng)村固定資本投入的增加對(duì)其農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的帶動(dòng)作用要大于中部和西部地區(qū)。反觀中西部地區(qū)，雖然其機(jī)械化水平的提升、農(nóng)用化肥投入量的增加以及農(nóng)村居民個(gè)人收入的提高對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的帶動(dòng)作用于東部地區(qū)，然而固定資本投入對(duì)其農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用弱于東部地區(qū)。同時(shí)研究發(fā)現(xiàn)，從全國(guó)范圍講，高水平專(zhuān)業(yè)技術(shù)人才的缺乏已成為近年制約我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的瓶頸。

中西部地區(qū)應(yīng)轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)向資本密集帶動(dòng)起來(lái)的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式。為解決中西部地區(qū)資金比較緊缺的問(wèn)題，國(guó)家應(yīng)給予政策傾斜，鼓勵(lì)地方政府、金融機(jī)構(gòu)增加對(duì)中西部地區(qū)農(nóng)村建設(shè)的固定資本投入，并效仿發(fā)達(dá)地區(qū)努力提高資本投入的利用效率。同時(shí)應(yīng)增強(qiáng)中西部地區(qū)農(nóng)業(yè)機(jī)械的升級(jí)換代，從操作技能到機(jī)械質(zhì)量上完善作為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展基本條件的基礎(chǔ)設(shè)施和機(jī)械裝備；多管齊下增加中西部農(nóng)民人均純收入，保證農(nóng)民進(jìn)行農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)的積極性和有效供給。并且值得注意的是，增強(qiáng)農(nóng)業(yè)企業(yè)吸引力，吸收高水平專(zhuān)業(yè)技術(shù)人才為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)提供智力支持，已是進(jìn)一步建設(shè)三大地區(qū)現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)、提高全國(guó)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)水平的當(dāng)務(wù)之急。

參考文獻(xiàn)：

[1] Xin And Qin. Decomposition of Agricultural Labor Productivity Growth and its Regional Disparity in China[C].27th Conference of the International Association of Agricultural Economists，16-22August，Beijing China.

[2]Maudos，J.，J.M.Pastor And L.Serrano. Convergence in OECD Countries：Technical Change，Efficiency and Productivity [J].Applied Economics，2000，32（6）：757—765.

[3]張平.論人力資本、生育率與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的關(guān)系[J].商業(yè)時(shí)代，2010（3）：14—15.

[4]辛翔飛，秦富.我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力水平的地區(qū)差距及其結(jié)構(gòu)分解[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2007（4）：23-27.

[5]余康，郭萍，章立.我國(guó)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率地區(qū)差異動(dòng)態(tài)演進(jìn)的決定因素——基于隨機(jī)前沿模型的分解研究[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2011（2）：42-53.

[6]匡遠(yuǎn)鳳.技術(shù)效率、技術(shù)進(jìn)步、要素積累與中國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)—基于SFA的經(jīng)驗(yàn)分析[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2012（1）：3-18.

[7]高雷業(yè).勞動(dòng)生產(chǎn)率的其中定義及其價(jià)值[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題探索，2014（12）：.

作者簡(jiǎn)介：伍希（1980- ），女，四川成都人，講師，研究方向：理論經(jīng)濟(jì)學(xué)