遼寧農業勞動生產率變動及影響因素分析

于淑艷

(大連交通大學 管理學院，遼寧 大連 116028)＊

0 引言

農業生產力作為衡量一個地區農業經濟運行狀況的綜合性指標受到學者們的關注.已有關于農業生產力水平研究的文獻主要集中于對農業全要素生產率的分析.陳衛平運用非參數的Malmqusit指數法，研究了1990～2003年期間中國農業全要素生產率及其構成的時序成長和空間分布特征［1］.汪小平基于線性規劃的 Malmquist指數方法測算了中國農村改革以來農業全要素生產率(TFP)的變動趨勢，并把TFP的增長構成分解為技術進步和生產效率變化兩個部分［2］.辛翔飛、秦富認為，全要素生產率是一個加總的結果，并不能知道經濟增長的效率到底是哪方面出了問題，認識中國的經濟增長不僅需要全要素生產率，更需要單要素生產率［3］.黃興磊對江西農業勞動生產率進行了分析，認為耕地產出彈性、技術進步、結構調整系數是影響農業勞動生產率的主要因素［4］;高帆從結構轉化和資本深化的角度對上海農業勞動生產率提高的影響因素進行了分析［5］;車維漢分析了技術效率和技術進步對農業全要素生產率的影響［6］.本文在上述研究的基礎上，按照時間序列分析遼寧1978～2009年間農業勞動生產率的變動趨勢，通過構建生產率決定模型分析影響遼寧農業生產率的因素并提出相應的對策建議.

1 遼寧農業勞動生產率變動趨勢分析

反映農業勞動產出效率的最直接指標是農業勞動生產率.本文選用農業勞動生產率指標，即勞均農業產出作為遼寧農業生產力水平的研究對象，通過計算農業勞動生產率的歷史變化趨勢，直觀反映遼寧農業發展變化狀況.

本文以第一產業為農業產出值(GDP1)，以全社會從業人員中第一產業從業人員(L1)為農業就業人數.用平減指數對(GDP1)進行調整，則農業勞動生產率公式為:LDT1=GDP1/L1.按照上面公式得到可比價格的農業勞動生產率及其變動趨勢，見附圖.

附圖 遼寧1985年～2009年農業勞動生產率

從附圖可以看出，遼寧農業勞動生產率經歷了幾個不同的發展階段.

1985年～1988年，農業勞動生產率增長較快.按照可比價格計算，3年間年均增長率為14.9%.這一時期是家庭聯產承包責任制普遍推行并發揮作用的時期.全省農村形成了以集體統一經營和家庭分散經營的雙層經營體制.這一時期農林牧漁業總產值從1985年的118.1億元增加到1988年的227.4億元，年均增長15.5%.糧食產量從1985年的976萬噸增加到1988年的1 307.2萬噸，年均增長10.1%.農民人均純收入從1985年的485.7元增加到1988年的699.6元，年均增長13%，恩格爾系數從1985年的51.6下降到1988年的48.5，生活質量明顯提高.

1988年～1992年，農業勞動生產率增長緩慢.4年間農業勞動生產率年均僅增長2.5%.這一期間，農民對土地的投入逐漸減少，影響了農業勞動生產率的提高.為了穩定土地承包關系，國家相繼出臺了一系列鼓勵農業發展的政策與文件.這些對穩定農村發展起到了積極的作用.這一時期農林牧漁業總產值從1988年的227.4億元增加到1992年的330.1億元，按照可比價格計算年均增長3.9%.糧食產量從1988年的1 307.2萬噸增加到1992年的1 568.7萬噸，年均增長4.7%.農民人均純收入從1988年的699.6元增加到1992年的995.1元，年均增長9.2%，恩格爾系數從1988年的48.5上升到1992年的51.7，與上一階段比較農民生活水平增長緩慢.

1992年～1996年，農業勞動生產率出現了較快增長.4年間農業勞動生產率年均增長16.6%.1992年9月，國務院發布了《關于發展高產優質高效農業的決定》，明確提出要以市場為導向，繼續調整農業產業結構，加快高產優質高效農業的發展.1993年7月通過了《中華人民共和國農業法》，用法律的形式確立農業產業化經營的主導地位，將土地承包期再延長30年.這一期間，鼓勵農業發展的政策、法律的出臺促進了農業勞動生產率的提高.

1996年～2003年，遼寧農業勞動生產率出現負增長，由1996年的16.02萬元/萬人，減少到2003年的13.04萬元/萬人.這一時期從國際環境看，1997年發生了東南亞金融危機，對我國及遼寧經濟造成了一定的影響.從國內環境看，在控制通脹政策的慣性作用下，出現了產品供過于求，農產品出現結構性過剩，內需不足，市場物價持續回落.這一時期農林牧漁業總產值從1996年的804.74億元增加到2003年的1 215.0億元，按可比價格計算年均增長-0.03%.糧食產量從1996年的1 660.1萬噸增加到2003年的1 498.3萬噸，年均增長-1.46%.農民人均純收入從1996年的2 150元增加到2003年的2 934.2元，年均增長4.5%，恩格爾系數從1996年的56.5下降到2003年的43.2，說明這一時期居民的消費結構發生了顯著變化.

2003年～2009年，這一時期農業勞動生產率在2003年～2004年的快速增長后，2005年、2006年經歷了徘徊階段，從2007年開始又進入快速增長時期.這一時期國家加大了對農村的扶持力度，把“三農”問題放在突出重要的地位，各地加大了對農業的投入，農業勞動生產率顯著提高.2006年～2009年，農業勞動生產率年均增長10.7%.農林牧漁業總產值從2006年的1738.1億元增加到2009年的2 704.6億元，年均增長10.9%.糧食產量從2006年的1 767萬噸增加到2009年的1 591萬噸，年均增長9.7%.農民人均純收入從2006年的4 049.4元增加到2009年的5 956元，年均增長13.3%，恩格爾系數從2006年的41.2下降到2009年的36.7，居民的消費結構和生活水平發生了顯著變化.

2 農業勞動生產率影響因素分析

為了分析影響勞動生產率的因素，構建了勞動生產率決定模型.模型中，因變量為勞均農業產出，自變量包括:人均耕地面積;灌溉率，即有效灌溉面積與耕地面積的比重、勞均化肥施用量 ;結構調整系數，用林牧漁三業的產值與農業總產值的比率加以表示;機電灌溉面積占有效灌溉面積比重等，原始數據略.

采用應用面板數據(paneldata)計量模型對原始數據作實證分析.將勞均農業產出(Y)作為被解釋變量，人均播種面積(X1)、結構調整系數(X2)、勞均化肥施用量(X3)、灌溉率(X4)、機電提灌面積占有效灌溉面積比重(X5)作為解釋變量.考慮到被解釋變量與解釋變量的數量級差距較大，我們對模型中的被解釋變量進行對數變換.則模型的形式為:

運用這個公式，我們可以分析模型中5個自變量對因變量的影響程度.

通過SPSS統計軟件對上述數據做回歸分析，估計模型的參數，結果如表1:

表1 模型匯總

表1是對回歸方程擬合情況的描述，相關系數的取值(R)，相關系數的平方即決定系數(R Square)，校正后的決定系數(Adjusted R Square)和回歸系數的標準誤差(Std.Error of the Estimate).決定系數的取值為0～1，它的含義就是自變量所能解釋的方差在總方差中所占的百分比，取值越大說明模型的效果越好.

表2是對模型進行方差分析的結果，可以看到方差分析的結果 F值為181.956，P值小于0.05，所以該模型是有意義的.

表2 Anovab

表3給出了回歸方程中常數項、回歸系數的估計值和檢驗結果.從表中可以讀出α和β的值，通過它可以寫出回歸方程，如下:

表3 系數a

從上式中可以看出，人均播種面積(X1)、結構調整系數(X2)、勞均化肥施用量(X3)、灌溉率(X4)、機電提灌面積占有效灌溉面積比重(X5)每增長1個單位，會促使勞均農業產出依次平均增長0.002、6.509、3.979、3.146、0.016 個單位.說明農業產業結構調整、勞均化肥施用量、灌溉率對勞均農業產出的影響非常顯著，機電提灌面積占有效灌溉面積比重對勞均農業產出的影響比較顯著.

3 提高農業勞動生產率的對策建議

3.1 加快農業產業結構調整

一是加快發展非農產業，實現農林牧漁協調發展.改革開放以來，遼寧林、牧、漁業發展迅速，林牧漁業占農業總產值的比重從1978年的20.9%上升到2009年的60.4%，農、林、牧、漁的產值構成由1978年的79.1∶2.2:14.3∶4.4調整為2009 年的33.8∶2.6:43.3∶16.3，牧業、漁業發展發展很快，同時農林牧漁服務業有了很大發展，由2003年的33.3億元增加到2009年的107.8億元.今后遼寧在協調發展農林牧漁的同時，結合遼寧實際，進一步挖掘漁業與牧業資源，根據漁業發展規劃，充分發揮沿海漁業資源豐富的優勢，提高漁業資源的附加值;

二是優化農業內部結構.改革開放以來，遼寧主要農產品產量在發展中結構不斷優化.糧食產量不斷增加，由1978年的1 117.2萬噸增加到2008年的1 860.3萬噸，2009年減少到1 591萬噸，其中主要是玉米產量下降較多.棉花、麻類產量銳減，棉花由1978年的23 372噸較少到2009年的956萬噸，麻類由1978年的14 994噸減少到2009年的9噸，主要是由于產量較低，農民種植棉麻的面積縮減.蔬菜產量則從1978年的652萬噸增加到2009年的2 604.4萬噸，較好的滿足了居民生活水平提高對蔬菜的需求.伴隨耕地面積的不斷減少及城市化進程的加快，遼寧應該進一步優化農產品種植結構，一方面，在保障糧食穩定生產的同時，調整糧食生產結構，減少大宗糧食的生產，增加雜糧的生產，滿足居民對健康食品的需求.另一方面，增加油料、蔬菜等經濟作物的生產，這不僅可以增加農民收入，還可以滿足城市化進程中消費者對相關商品的需求.

3.2 推進科學技術在農業生產中的應用

一是走高產、優質、高效、環保之路.在耕地面積日趨減少的情況下，為了滿足社會不斷增長的消費需求，必須轉變發展方式，走集約化發展道路，通過積極引進、試驗、示范和推廣新品種，大力推廣先進農業適用技術，實現良種、良技、良好相配套;

二是做到科學施肥，提高土壤效力.為了提高產量，農民更多的選擇增加化肥使用量.然而，在一定的技術條件下，農業存在邊際報酬遞減，同樣的產出，需要投入更多的化肥，這不僅會降低土壤肥力，同時也會增加農民負擔.而科學施肥不僅會減少投入，還會保障土壤肥力和農業的可持續發展.為此，各級農業技術推廣部門應該下放到基層，通過技術指導，提高農民科學施肥的能力.

3.3 加強農業基礎設施建設

一是加強農村水利設施建設，提高灌溉效率，增強預防自然災害的能力.改革開放之初，家庭聯產承包經營制度提高了農業生產率，增加了農民的收入.然而，農田水利等公共基礎設施建設無人問津，原有的水利設施因無人管理處于棄用狀態，農民常常因為澆灌不及時遭受自然災害之苦.為此，應采取有效措施、多渠道籌集資金加強水利設施建設，保障農業的可持續發展;

二是提高機電灌溉水平和灌溉效率.實證分析表明，機電灌溉率是提高農業勞動生產率的主要因素.因此，在加大農業投入的過程中，應該通過提高機電灌溉率提高灌溉的效率，采用節水灌溉措施提高水資源的利用率.

3.4 完善和落實各項支農惠農政策，提高公共服務水平

一是要全面貫徹落實工業反哺農業、城市支持農村和多予少取放活的方針，確保各項支農惠農政策落實到位，建立健全財政支農資金穩定增長機制，切實改善農民要求最迫切、受益最直接的生產生活條件;

二是制定各種優惠政策，積極引導大城市工業生產能力和物流、中介等服務業向縣域延伸，促進公共基礎設施、公共服務向農村擴展.完善農村金融服務體系，形成多元投融資機制.動員社會各界力量，支持社會主義新農村建設;

三是構建現代農業服務體系，積極推進農業標準化生產和信息化服務.重點支持一批大型農產品加工銷售龍頭企業，培育農產品優質品牌.努力用先進的技術設備裝備農業，加強農業綜合配套設施建設，提高農業科技開發和應用水平.

［1］陳衛平.中國農業生產率增長、技術進步與效率變化:1990～2003年［J］.中國農村觀察，2006(1):18-23.

［2］汪小平.中國農業勞動生產率增長的特點與路徑介析［J］.數量經濟技術經濟研究，2007(4):14-25.

［3］辛翔飛，秦富.我國農業生產力水平的地區差距及其結構分解［J］.農業技術經濟，2007(4):23-27.

［4］黃興磊.江西省農業勞動生產率的實證分析［J］.企業家天地，2007(3):19-20.

［5］高帆.結構轉化、資本優化與農業勞動生產率提高——以上海為例的研究［J］.經濟理論與經濟管理，2010(2):66-73.

［6］車維漢，楊榮.技術效率、技術進步與中國農業全要素生產率的提高—基于國際比較的實證分析［J］.財經研究，2010(3):113-123.