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农业生产类有关论文范文,与中国农业生产率地区差异的影响因素相关论文查重免费
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ngandFulginiti,2002,韩晓燕和翟印礼,2005；张永霞,2006）.本文首先计算各地区平均受教育年限：Ed等于prop0•,0+prop1•,6+prop2•,9+prop3•,12+prop4•,13+prop5•,15
其中prop0prop5代表不识字、小学、初中、高中、中专、大专及以上的人口比重,然后参照HallandJones（1999）将受教育年限转化为人力资本的做法,即人力资本X1是教育年限的一个函数,假定该函数形式为X1等于h(Ed)等于eφ(Ed),再将φ(Ed)看成一个分段函数（黎德福和陈宗胜,2008）,结合使用PsacharopoulosandPatrinos(2004)所给的中国教育的社会回报率初等教育回报率为0.144,中等教育0.129,高等教育0.113.的数据,将各地区每年的平均受教育年限转化为人力资本.由于统计上没有1988年以前的农村居民家庭劳动力文化状况的数据,因此人力资本的数据为1988―2005年.
农村工业化（Ind）：改革开放后的农村工业化的突出表现是乡镇企业的发展,工业化一方面吸纳了富裕的农村劳动力,使得单个农业劳动力的产出上升,即劳动生产率提高（苗长虹,1997）,另一方面直接提高了农业的技术水平,当地的工业化对农业产生技术溢出.本文使用乡镇企业总产值占该地区农业总产值的比重从1984年起村及村以下工业产值划归工业,因此乡镇企业总产值占地区农业总产值比重的数字有可能是大于1的..从中国资讯行可以获得1999―2005年中国各地区乡镇企业总产值数据,1987―1998年的乡镇企业总产值数据来自历年《中国农业年鉴》.其中1996年的各地区乡镇企业总产值数据在现有统计资料中没有报告,我们采用插值法补充.
科技因素（R&D）：大部分文献都认为农业的研发投入对技术进步有显著作用（McCunnandHuffman,2000,TongandFulginiti,2002）.但由于数据的限制,无法得到各地区用于农业方面的科研投入数据,本文使用的是各地区农业科研机构的研发支出,数据来源于《全国农业科技统计资料》,该数据是从1999年开始统计的,因此数据是从1999年到2005年.
文章还考察了其他指标对地区生产率变化的影响,一个是反映地区市场化程度的指标（Mark）――市场化指数,该数据来源于樊纲等关于2001、2003、2004和2006年的四个市场化程度报告,每个地区的市场化程度指标包括政府与市场关系、非国有经济发展、产品市场和要素市场的发育程度以及市场中介组织发育和法制环境,数据期间为1997―2005.另一个指标是开放程度（Open）―进出口总额占GDP的比重,一个地区对外开放程度高,则会增加该地区接触和引进新技术的机会,提高学习和使用技术的效率,从而也会促进一个地区生产率水平的提高.最后一个指标是城市化率（City）,城市化水平越高说明该地区城镇人口比重越大,则对农产品的需求也会越大,产品价格就会相应提高,可以刺激农业生产的积极性,促进农业生产率的提高,我们以城镇人口的比重作为对城市化的度量.
实证分析结果通过第三部分的分析,发现局部空间相关是存在的,也就是说局部地区的生产率水平与其邻近地区的生产率水平发生了显著的空间相关性.那么在进行中国农业全要素生产率地区差异研究时,需要控制住邻近地区对本地生产率水平的影响,即采用空间计量模型进行分析.另外可获得的数据的时间跨度也不一样,本文将逐步引入工业化、人力资本、对外开放程度、城市化、市场化指数和科研投入.根据Arbiaetal.（2005）针对意大利地区差距的研究,控制固定效应可以将空间依赖的作用跟空间异质性和遗漏变量的影响区分开来,这样可以准确估计一国内部的地区收敛过程,因此在估计各模型时采用双向固定效应的模型.
表3空间误差和空间滞后的固定效应模型回归结果由于篇幅限制,作者只列出了最终选择解读的模型,模型Ⅴ的空间滞后和误差模型结果基本没有差异,只列出了误差模型,其他模型结果如有需要可向作者索要.
注：括号内为t值,其中*、**和***分别代表10%、5%和1%的显著性水平.
模型Ⅰ的空间误差和空间滞后变量模型中,期初生产率水平和农村工业化的系数值和显著性差别不大,同时空间误差模型的空间相关系数显著为负,空间滞后变量模型的不显著,两种模型都能通过LM检验,因此选择空间误差模型.从结果来看,在经典β收敛模型的基础上,控制了误差的空间相关性并加入可能的影响因素――农村工业化程度后,中国地区之间的农业全要素生产率仍没有显示出显著的收敛迹象,农村工业化程度因素对生产率的增长有显著的正向作用,即工业化水平越高的地区其生产率增长也越快.对于这一结果,本文认为可能有以下几种机制：
首先,农村工业化程度较高的地区,乡镇企业的产品流通会促进技术和信息的传播,而农业技术和信息的传播又会直接带来生产率的提高.其次是价格方面的原因,一方面,农村工业化程度较高的地区,农民收入也相对较高作者计算了每年各地区农村工业化程度与农民人均纯收入的相关系数,最低也为0.70,最高达到0.88.,消费水平也会比较高,商品价格水平也会相应高,而由于农业总产值的计算方法通常是按农、林、牧、渔业产品及其副产品的产量分别乘以各自单位产品价格求得《中国统计年鉴2007》农业主要统计指标解释.,总产值指标包含了价格的因素,因此价格较高,同样产出量条件下的总产值就会较高,从而会使得测算的生产率水平提高；另一方面,农村工业化程度高的地区,一部分乡镇企业从事的是农产品的加工,会加大对农产品的需求,从而提高农产品的价格.最后,农村工业化会带动农村基础设施建设,比如农村的交通、通信教育等,这些会直接促进本地与外界的交流和沟通,从而带动技术和信息更快地传播和扩散.
模型Ⅱ在模型Ⅰ的基础上加入农村人力资本,无论是空间误差还是空间滞后模型的结果都不显著,通过对两种模型进行LM检验后,发现当不存在空间滞后相关性的时候,空间误差相关也不显著；而在没有空间误差相关时,空间滞后相关性是显著的,即当λ等于0时,η不显著为0,因此对于模型Ⅱ选择空间滞后变量模型的估计结果.由于模型Ⅰ中不控制人力资本因素时是存在显著的空间误差相关的,而控制了人力资本后的模型则不显著,这说明地区间的空间相关性是包含在人力资本因素中的,人口在不同地区之间的流动可以带来技术溢出.
模型Ⅲ在模型Ⅱ的基础上加入了城市化和对外开放程度,空间误差和滞后模型的结果没有太大差异,但空间滞后模型通过了LM检验,因此选择空间滞后变量模型.加入了城市化和对外开放程度指标后,期初生产率水平的回归系数为负,出现了显著收敛的迹象,农村工业化程度对生产率水平的提高仍有显著的正向的促进作用,人力资本的作用为正但仍不显著.同时对外开放对生产率增长没有显著的作用,而城市化水平显著提高生产率的增速,这可能是因为城市人口是农产品的纯粹消费者,且农产品大多属于生活必需品,每个个体对农产品į
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模型Ⅳ中的误差模型存在显著的空间溢出效应,两个模型除对外开放外,其他变量的结果没有大的差别,因此选择空间误差模型.期初生产率水平没有出现收敛迹象,可能是因为样本期缩短为1997―2005,该时期地区间农业生产率水平没有收敛趋势.农村工业化的作用仍然是显著正向į
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