王修梅 吳昊天

摘 要：實現(xiàn)農(nóng)業(yè)科技資源的最優(yōu)配置對于提升農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率具有重要意義。為了分析農(nóng)業(yè)科技資源錯配與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的動態(tài)關(guān)系，本文以農(nóng)業(yè)科研機構(gòu)為研究對象，選取2005—2017年的數(shù)據(jù)，運用協(xié)整分析、誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗，考察了農(nóng)業(yè)科技人力資源錯配、農(nóng)業(yè)科技財力資源錯配與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的內(nèi)生關(guān)系。實證結(jié)果表明：東部地區(qū)農(nóng)業(yè)科技人力、財力資源錯配與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率之間不存在協(xié)整關(guān)系;中部地區(qū)農(nóng)業(yè)科技人力、財力資源錯配與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率之間至少存在2個協(xié)整關(guān)系;西部地區(qū)農(nóng)業(yè)科技人力、財力資源錯配與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率之間至少存在1個協(xié)整關(guān)系;中部地區(qū)農(nóng)業(yè)科技人力、財力資源與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率之間存在單項因果關(guān)系。因此，改善農(nóng)業(yè)科技資源錯配是提升農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的主要路徑。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)科技資源錯配; 農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率;協(xié)整檢驗;格蘭杰因果檢驗

中圖分類號：S-3 ? ? ? 文獻標識碼：A

DOI：10.19754/j.nyyjs.20200430059

引言

隨著農(nóng)業(yè)供給側(cè)改革的推進以及鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施，農(nóng)業(yè)問題成為理論關(guān)注的焦點。近年來，我國加大對于農(nóng)業(yè)的科技投入力度但只具有短期效應(yīng)，致使我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)出效率以及科技成果轉(zhuǎn)化效率較低，科技資源投入重復浪費的問題仍存在。農(nóng)業(yè)科技人力、財力資源的有效配置是實現(xiàn)科技成果有效轉(zhuǎn)化的前提，也是促進農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的有效途徑。隨著經(jīng)濟發(fā)展的多元化，我國開始推行市場化改革，然而這種長期的、漸進式的市場化改革并不能從根本上優(yōu)化我國的農(nóng)業(yè)科技資源配置效率，我國農(nóng)業(yè)科技資源錯配現(xiàn)象仍較為嚴重。主要表現(xiàn)為農(nóng)業(yè)科技成果轉(zhuǎn)化效率較低，農(nóng)業(yè)科技投資占全國科技總投資的比例不高[1，2];財力投入結(jié)構(gòu)失衡、人力資源分布失衡、科技創(chuàng)新信息失衡使得農(nóng)業(yè)科技資源配置結(jié)構(gòu)不優(yōu)[3]。因此，改善農(nóng)業(yè)科技資源錯配成為提高全要素生產(chǎn)率的主要途徑。

近年來，較多學者從資源錯配對全要素生產(chǎn)率的影響展開論述，其中，國內(nèi)諸多學者從不同行業(yè)、不同對象以及使用不同方法驗證農(nóng)業(yè)科技資源錯配與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，但結(jié)論不統(tǒng)一。涂正革、肖耿運用隨機前沿生產(chǎn)模型，發(fā)現(xiàn)科技資源的配置效率對于全要素生產(chǎn)率的影響并不顯著[4]。姚戰(zhàn)琪、曾先鋒等也證實了資源錯配對全要素生產(chǎn)率沒有作用[5，6]。隨著研究的深入，王文以工業(yè)為研究對象通過建立模型發(fā)現(xiàn)消除工業(yè)企業(yè)科技資源錯配全要素生產(chǎn)率會提升0.35～0.9倍[7]，朱喜從農(nóng)業(yè)角度展開研究認為消除農(nóng)業(yè)科技錯配，農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)TFP有望再增長20%以上[8]。李谷成以農(nóng)業(yè)為研究對象從產(chǎn)出損失視角發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)科技資源錯配會使農(nóng)業(yè)科技產(chǎn)出年均損失5%[9]。因此，資源錯配究竟與全要素生產(chǎn)率之間存在怎樣的關(guān)系，現(xiàn)有學者主要是使用數(shù)理模型來驗證消除了資源錯配后會對全要素生產(chǎn)率的影響，并未驗證科技資源錯配與全要素生產(chǎn)率之間到底存在怎樣的耦合效應(yīng)，所以本文從農(nóng)業(yè)角度出發(fā)驗證農(nóng)業(yè)科技資源錯配與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的耦合關(guān)系。

1 研究方法、指標選取及數(shù)據(jù)來源

1.1 研究方法

本研究利用時間序列相關(guān)方法及理論，對東部、中部、西部地區(qū)農(nóng)業(yè)科技資源錯配與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系進行實證研究，所采用的主要計量方法：利用ADF方法檢驗農(nóng)業(yè)科技人力、財力資源錯配指數(shù)與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的平穩(wěn)性;利用Johansen協(xié)整檢驗方法來驗證各地區(qū)農(nóng)業(yè)科技資源錯配與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率之間是否存在協(xié)整關(guān)系，即農(nóng)業(yè)科技資源錯配與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率之間是否存在長期均衡關(guān)系;建立誤差修正模型考慮農(nóng)業(yè)科技資源錯配與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的短期均衡關(guān)系;利用Granger因果關(guān)系檢驗來考察農(nóng)業(yè)科技資源錯配與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的因果關(guān)系。

1.2 數(shù)據(jù)來源與處理

本文數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)業(yè)科技統(tǒng)計資料匯編》，以2005—2017年31個省份為研究對象。對于農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率以及農(nóng)業(yè)科技資源錯配指數(shù)的測算數(shù)據(jù)是以農(nóng)業(yè)科技活動人員、RD經(jīng)費內(nèi)部支出作為投入變量，以科技論文與科技著作為產(chǎn)出變量。在對2005—2017年各省份農(nóng)業(yè)科技資源錯配情況進行分析時，將選取的31個省劃分為東部、中部、西部3大區(qū)域，在各個區(qū)域內(nèi)對各省份的錯配情況進行比較分析，從而更能明顯的分析我國農(nóng)業(yè)科技資源的錯配情況及區(qū)域錯配特征。

1.3 變量選取

1.3.1 農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率

基于2005—2017年我國31個省域劃分的3大地區(qū)的農(nóng)業(yè)投入與產(chǎn)出的時間序列數(shù)據(jù)借助DEAP2.1軟件測算不同時期我國農(nóng)業(yè)科研機構(gòu)的全要素生產(chǎn)率的變動情況。由表1可以看出，我國東部地區(qū)的除2012年、2014年、2016年這3a全要素生產(chǎn)率大于1以外，其余年份全要素生產(chǎn)率都小于1，在2008年、2015年全要素生產(chǎn)率達到最低僅為0.886，說明在這2a我國東部地區(qū)的全要素生產(chǎn)率下降1.4%。中部地區(qū)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率處于波動狀態(tài)，在2005年、2006年、2014年這3a我國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率處于增長狀態(tài)平均增長4%左右，2011年中部地區(qū)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率下降5.7%。西部地區(qū)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率較為穩(wěn)定波動不大，但在2011年全要素生產(chǎn)率達到最低僅為0.872，相較于其余年份下降12.8%?？傮w來說我國3大地區(qū)的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率還較為穩(wěn)定，只是個別年份出現(xiàn)波動下降與上升。

由公式（6）計算出不同地區(qū)農(nóng)業(yè)科技人力資源和農(nóng)業(yè)科技財力資源的相對扭曲系數(shù)，錯配指數(shù)以1為標準，當農(nóng)業(yè)科技人力、財力資源錯配指數(shù)>1時表明農(nóng)業(yè)科技資源配置過剩;<1時表明農(nóng)業(yè)科技人力、財力資源配置不足，各地區(qū)農(nóng)業(yè)科技人力、財力錯配指數(shù)測算結(jié)果如表2。

總的來看，農(nóng)業(yè)科技資源在3大地區(qū)的錯配情況為農(nóng)業(yè)科技人力資源在中部地區(qū)、西部地區(qū)配置相對過剩;在東部地區(qū)農(nóng)業(yè)科技財力資源配置相對過剩，中部、西部地區(qū)配置相對不足。東部地區(qū)農(nóng)業(yè)科技人力資源錯配系數(shù)在0.5附近波動，雖然東部地區(qū)農(nóng)業(yè)科技人力資源錯配系數(shù)<1并不一定說明東部地區(qū)農(nóng)業(yè)科技人力配置不足，東部地區(qū)農(nóng)業(yè)科技人力資源自2006年一直在緩慢上升，說明東部地區(qū)農(nóng)業(yè)科技人力資源的質(zhì)量在不斷地上升。東部地區(qū)農(nóng)業(yè)科技財力資源配置過剩，原因在于東部地區(qū)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)發(fā)展較為雄厚，憑借其獨特的區(qū)位優(yōu)勢，大量的農(nóng)業(yè)科技活動經(jīng)費聚集在這里，而農(nóng)業(yè)科技人力資源的配置速度跟不上農(nóng)業(yè)科技財力資源的增長速度致使農(nóng)業(yè)科技財力資源出現(xiàn)嚴重過剩現(xiàn)象。中部地區(qū)農(nóng)業(yè)科技人力資源配置系數(shù)從2005年的2.336增長到2017年的2.571，西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)科技人力資源錯配系數(shù)一直維持在1.2附近，中部地區(qū)與西部地區(qū)農(nóng)業(yè)科技財力資源存在配置過?，F(xiàn)象，主要因為中西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)科技活動人員的供給小于其需求造成農(nóng)業(yè)科技活動人員冗余現(xiàn)象較為嚴重。中部和西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)科技財力資源錯配指數(shù)在1附近波動，說明中部和西部地區(qū)存在配置不足現(xiàn)象，但錯配現(xiàn)象并不嚴重。

2 計量檢驗與分析

2.1 東部地區(qū)變量的單位根、協(xié)整檢驗

由東部地區(qū)的單位根檢驗結(jié)果可以看出，農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率與農(nóng)業(yè)科技人力、財力資源錯配指數(shù)在原序列下都是平穩(wěn)的。因此，說明在東部地區(qū)農(nóng)業(yè)科技人力、財力資源錯配與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率之間不存在協(xié)整關(guān)系。

2.2 中部地區(qū)變量的單位根、協(xié)整檢驗

由中部地區(qū)的時間序列單位根檢驗結(jié)果由表4可知，時間序列數(shù)據(jù)均為一階單整存在單位根，符合協(xié)整檢驗的前提，因此，本文主要使用Johansen協(xié)整檢驗方法來判斷我國農(nóng)業(yè)科技資源錯配與全要素生產(chǎn)率之間是否存在耦合關(guān)系。

由表5可以看出，變量之間沒有協(xié)整關(guān)系（None）、最多有1個協(xié)整關(guān)系（At most1）、最多有2個協(xié)整關(guān)系（At most2）全都被接受，這說明在我國中部地區(qū)用跡統(tǒng)計量檢驗和最大特征值檢驗的結(jié)果表明我國農(nóng)業(yè)科技資源錯配與全要素生產(chǎn)率之間至多存在2個協(xié)整關(guān)系。說明中部地區(qū)農(nóng)業(yè)科技人力、財力資源錯配對于農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長具有長期影響。

3 結(jié)論與建議

本文主要選取了農(nóng)業(yè)科技資源投入的變量，測算出農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率與農(nóng)業(yè)科技人力、財力資源錯配指數(shù)，進而驗證農(nóng)業(yè)科技資源錯配與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率之間關(guān)系，得出如下結(jié)論：分地區(qū)而言，農(nóng)業(yè)科技人力、財力資源與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率在中部和西部地區(qū)均為一階序列單整;東部地區(qū)農(nóng)業(yè)科技人力資源、農(nóng)業(yè)科技財力資源與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率之間不存在協(xié)整關(guān)系，中部地區(qū)農(nóng)業(yè)科技人力、財力資源錯配與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率之間至少存在2個協(xié)整關(guān)系，西部地區(qū)農(nóng)業(yè)科技人力、財力資源錯配與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率之間至少存在1個協(xié)整關(guān)系;中部地區(qū)農(nóng)業(yè)科技人力、財力資源錯配與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率之間也存在短期動態(tài)關(guān)系，誤差修正方程的誤差修正系數(shù)均符合反向修正機制;Granger因果檢驗表明，中部地區(qū)存在農(nóng)業(yè)科技人力資源、農(nóng)業(yè)科技財力資源與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的單向因果關(guān)系，西部地區(qū)雖然存在協(xié)整關(guān)系但不存在因果關(guān)系。

針對分地區(qū)農(nóng)業(yè)科技人力資源、農(nóng)業(yè)科技財力資源與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的論證結(jié)果，建議合理配置農(nóng)業(yè)科技人力、財力資源并高效的利用。農(nóng)業(yè)科技資源發(fā)生錯配主要是因為農(nóng)業(yè)科技資源的投入不合理，各地區(qū)農(nóng)業(yè)科技資源分配不均衡等原因。在農(nóng)業(yè)科技人力資源配置方面，應(yīng)該加強地區(qū)之間的人才流動實現(xiàn)農(nóng)業(yè)科技活動人員之間的優(yōu)勢互補，為了更好地讓科技活動人員投入到科研活動中應(yīng)該完善科技環(huán)境和體制;在農(nóng)業(yè)科技財力資源配置方面，加強政府對于資金的管理力度，切實落實一體化改革實現(xiàn)資金最優(yōu)配置，通過加強產(chǎn)學研合作消除農(nóng)業(yè)科技人力、財力資源之間存在的障礙;近年來，我國加大了對農(nóng)業(yè)科技投入的力度，但我國對于農(nóng)業(yè)科技資源的投入存在一定的短期效應(yīng)致使農(nóng)業(yè)科技轉(zhuǎn)化效率仍不高。應(yīng)因地制宜制定相應(yīng)的科技資源配置政策，促進農(nóng)業(yè)科技資源的有效利用進而提高農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率;人才是發(fā)展的第一動力，必須充分發(fā)揮農(nóng)業(yè)科技人才的作用，應(yīng)該建立農(nóng)業(yè)科技資源共享平臺，加快戶籍制度改革，促進農(nóng)業(yè)科技人才在不同省份間的自由流動，對緩解省際間農(nóng)業(yè)科技人力資源錯配至關(guān)重要。

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（責任編輯 李媛媛）