本文關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)技術(shù)選擇影響因素的實證分析，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

農(nóng)業(yè)技術(shù)選擇影響因素的實證分析 7852字 投稿：汪譋譌

全文8頁 共7852字

 

 

邵伯船閘從秦晉謝安筑埭演變發(fā)展到今天具有三座大型現(xiàn)代化的船閘，可以說是中國船閘發(fā)展的一個縮影。長期以來，他們圍繞“把千年古閘建設(shè)成為古代文化與現(xiàn)代文明相互輝映的美麗幸福家園”這一目標(biāo)，按照“自發(fā)、自覺、自信、自醒、自強”的工作思路，深入開展“脈通南北…

重躍公司是我國船用大功率柴油機關(guān)鍵零部件滑動軸承專業(yè)配套生產(chǎn)廠，具有四十多年研制生產(chǎn)經(jīng)驗。在國內(nèi)大功率柴油機滑動軸承研發(fā)能力方面位于國內(nèi)一流，研制生產(chǎn)了各種高、中、低速大功率柴油機滑動軸承，產(chǎn)品適合缸徑范圍Ф150–Ф980mm，已成為國內(nèi)同類產(chǎn)品生…

20世紀(jì)70年代，日本成功地在小農(nóng)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)上迅速實現(xiàn)了農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化。我國東部沿海一些地區(qū)如長江三角洲、珠江三角洲、溫州在改革開放20多年后，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化也取得了豐碩成果。從目前的發(fā)展勢頭看，珠江三角洲將于2010年，長江三角洲以及溫州將于2020年內(nèi)實現(xiàn)…

 

作者：常向陽姚華鋒

中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì) 2006年02期

 

　　一、引言

 

 

　　農(nóng)業(yè)發(fā)展離不開農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步，農(nóng)業(yè)對技術(shù)的依賴程度隨現(xiàn)代農(nóng)業(yè)科學(xué)技術(shù)的發(fā)展愈來愈高。單就農(nóng)業(yè)機械動力和農(nóng)用化肥的使用來看，1992～2002年，農(nóng)業(yè)機械總動力和化肥使用量增長十分迅速，分別增長86.25％和48.10％。與此同時，其他農(nóng)業(yè)技術(shù)的運用也有很大幅度的增長，農(nóng)用大中型拖拉機和小型拖拉機使用臺數(shù)分別增長了20.13％和78.42％。

 

 

　　1992～2002年，全國各省(市、區(qū))的農(nóng)業(yè)機械總動力和農(nóng)用化肥使用量基本上都呈遞增趨勢，但增長幅度存在很大差異。這期間，農(nóng)業(yè)機械總動力增長最快的是河南省，增幅達(dá)170.10％，增幅超過100％的還有山東、河北、安徽、云南和新疆等省(市、區(qū))。同時，北京、上海兩市的農(nóng)業(yè)機械總動力卻出現(xiàn)了不同程度的下降。在農(nóng)用化肥使用量方面，增幅前兩位的是天津和內(nèi)蒙古，分別增長了104.65％和102.44％，只有浙江的化肥使用量出現(xiàn)了略微的下降。我國各省(市、區(qū))在農(nóng)業(yè)技術(shù)類型選擇上存在著較為顯著的差異。那么，究竟是什么原因?qū)е铝松鲜霾町惸�？各�?市、區(qū))選擇偏向何種農(nóng)業(yè)技術(shù)類型的依據(jù)是什么？本文運用技術(shù)選擇偏向系數(shù)，利用2002年全國31個省(市、區(qū))的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了實證分析，試求這個問題的答案，并分析影響農(nóng)業(yè)技術(shù)選擇的因素。

 

 

　　二、理論背景

 

 

　　農(nóng)業(yè)技術(shù)選擇的激勵主要來自通過技術(shù)的采用可以消除或部分消除由經(jīng)濟(jì)體中相對稀缺的生產(chǎn)要素對農(nóng)業(yè)發(fā)展的制約。采用適宜農(nóng)業(yè)技術(shù)消除相對稀缺要素對農(nóng)業(yè)發(fā)展的制約，主要通過兩個途徑來實現(xiàn)（注：按照希克斯對技術(shù)類型的定義，把用來促進(jìn)其他投入要素對勞動力替代的技術(shù)稱為“勞動力節(jié)約型”技術(shù)，而把用來促進(jìn)其他投入要素對土地替代的技術(shù)稱為“土地節(jié)約型”技術(shù)。本文采用此劃分方法。）：一是勞動力節(jié)約型技術(shù)，這類技術(shù)能夠消除或部分消除勞動力的相對稀缺對農(nóng)業(yè)發(fā)展的制約，此類技術(shù)的采用可以擴大單位勞動力的耕作面積或減少單位土地面積上勞動力的投入；二是土地節(jié)約型技術(shù)，這類技術(shù)可以消除或部分消除土地資源的相對稀缺對農(nóng)業(yè)發(fā)展的制約，通過技術(shù)的采用達(dá)到增加單位土地面積產(chǎn)出量的目的。

 

 

　　假設(shè)一個經(jīng)濟(jì)體中只有兩種生產(chǎn)要素，即只有勞動力和土地。如果經(jīng)濟(jì)體中勞動力是相對稀缺的，那么，生產(chǎn)決策者傾向于用資本來替代勞動力，而這種替代最初是通過機械化來實現(xiàn)的(速水佑次郎、弗農(nóng)·拉坦，2000)。在本文中，機械化設(shè)備被視為一種勞動力節(jié)約型技術(shù)而被決策者采用，在一定程度上起著替代勞動力的作用。農(nóng)業(yè)機械化告訴人們這樣一個事實：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機械化水平的提高，或擴大了單位農(nóng)業(yè)勞動力的耕作面積，或減少了單位土地面積上勞動力的投入，從而解放了部分農(nóng)業(yè)勞動人口。如果經(jīng)濟(jì)體中土地資源相對稀缺，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策者傾向于使用生物化學(xué)技術(shù)來替代土地，生物化學(xué)技術(shù)被視為一種土地節(jié)約型技術(shù)而被采用，并提高單位土地面積的產(chǎn)出水平。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展至今，農(nóng)藥、化肥的使用提高了土地的肥力和產(chǎn)出率，在一定程度上突破了土地資源稀缺對農(nóng)業(yè)發(fā)展的制約。

 

 

　　三、研究方法

 

 

　　(一)要素稟賦系數(shù)和技術(shù)選擇偏向系數(shù)

 

 

　　1.要素稟賦系數(shù)。在分析要素稟賦狀況時，一般采用資源稟賦系數(shù)。資源稟賦系數(shù)是國際上常用的一種能夠比較準(zhǔn)確地反映一個國家某種資源相對豐富程度的計算指標(biāo)。本文借鑒這一系數(shù)來研究我國各省(市、區(qū))的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素稟賦(主要包括耕地面積和農(nóng)業(yè)勞動力)狀況。本文計算土地要素稟賦系數(shù)的公式為：

 

 

　　T[，i]=(t[，i]/T)/(y[，i]/Y)(1)

 

 

　　公式(1)中，t[，i]為i省擁有的耕地資源，T為全國擁有的耕地資源總量，y[，i]為i省農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值，Y為全國農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值。

 

 

　　同樣，農(nóng)業(yè)勞動力要素稟賦系數(shù)L[，i]的計算公式為：

 

 

　　L[，i]=(l[，i]/L)/(y[，i]/Y)(2)

 

 

　　公式(2)中，l[，i]為第i省農(nóng)業(yè)勞動力資源，L為全國擁有的農(nóng)業(yè)勞動力資源總量，其余變量與公式(1)相同。那么，勞動力與土地要素稟賦相對系數(shù)為：

 

 

　　W[，i]=L[，i]/T[，i]=(l[，i]/L)/(t[，i]/T)(3)

 

 

　　在本文中，W[，i]＞1，說明該省農(nóng)業(yè)勞動力資源相對于耕地資源來說是豐富的；W[，i]＜1，則說明耕地資源相對于農(nóng)業(yè)勞動力來說是豐富的。

 

 

　　2.技術(shù)選擇偏向系數(shù)。本文借鑒計算要素稟賦系數(shù)的方法，計算技術(shù)選擇偏向系數(shù)。其計算公式為：

 

 

　　TC[，i]=(m[，i]/M)/(f[，i]/F)(4)

 

 

　　公式(4)中，m[，i]為i省(市、區(qū))農(nóng)業(yè)機械總動力，M為全國農(nóng)業(yè)機械總動力，f[，i]為i省(市、區(qū))農(nóng)用化肥使用量，F(xiàn)為全國農(nóng)用化肥使用量。TC[，i]＞1，說明該省(市、區(qū))技術(shù)選擇偏向于機械技術(shù)；TC[，i]＜1，則說明該省(市、區(qū))技術(shù)選擇偏向生物化學(xué)技術(shù)。

 

 

　　(二)建立模型

 

 

　　1.模型一。為測度技術(shù)選擇的影響因素，本文建立了一個以技術(shù)選擇偏向系數(shù)為因變量的線性模型(模型一)：

 

 

　　附圖

 

 

　　公式(5)中，E[，i]為農(nóng)民平均受教育年限，I[，i]為農(nóng)民家庭平均純收入，D[，j]為地區(qū)虛擬變量（注：本文按照傳統(tǒng)的方法將31個省(市、區(qū))，分為華北(D[，1])、東北(D[，2])、華東(D[，3])、華中(D[，4])、華南(D[，5])、西南(D[，6])和西北七個地區(qū)，并且將西北作為比較的基準(zhǔn)地區(qū)。），ξ[，i]為隨機擾動項。

 

 

　　2.模型二。C—D生產(chǎn)函數(shù)的一般表達(dá)式為：

 

 

　　Y[，i]=AK[，i][α]L[，i][β]H[，i][y]e[ε[，i]](6)

 

 

　　公式(6)中，K[，i]代表資本投入，L[，i]代表勞動力投入，H[，i]表示人力資本，而一般認(rèn)為，常數(shù)項A包含了技術(shù)因素的貢獻(xiàn)。因此，把技術(shù)選擇偏向系數(shù)代入(6)式，得到如下變形公式：

 

 

　　Y[，i]=AK[，i][α]L[，i][β]H[，i][y]e[TC[，i]+ε[，i]](7)

 

 

　　在本研究中，Y[，i]表示單位耕地面積總產(chǎn)值，用表示單位耕地面積總產(chǎn)值

 

 

　　四、實證分析

 

 

　　(一)數(shù)據(jù)來源的說明

 

 

　　本文所采用的數(shù)據(jù)主要來自《中國農(nóng)業(yè)年鑒》(2003年)、《中國統(tǒng)計年鑒》(2003年)和《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》(2002年和2003年)。其中，農(nóng)民受教育年限的計算主要依據(jù)的是《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》(2002年)關(guān)于農(nóng)民家庭受教育程度統(tǒng)計指標(biāo)中的文化程度狀況統(tǒng)計值（注：人力資本是一個存量的概念，教育投資轉(zhuǎn)化為人力資本需要經(jīng)過一定時間的積淀，故筆者認(rèn)為，采用2001年的受教育程度指標(biāo)代替2002年的相應(yīng)指標(biāo)不會影響本文的分析結(jié)果。本文在計算農(nóng)民受教育年限時，采用了如下變換：文盲或識字=0年，小學(xué)文化程度=6年，初中文化程度=9年，高中文化程度=12年，中專文化程度=13年，大專及以上文化程度=15年。本文根據(jù)各文化程度的農(nóng)民數(shù)量的比重計算得到各省(市、區(qū))農(nóng)民的受教育年限。）。耕地資源用各省(市、區(qū))耕地面積表示；勞動力資源采用第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員表示；各省(市、區(qū))農(nóng)業(yè)機械總動力和農(nóng)用化肥使用量分別表示機械技術(shù)和化學(xué)技術(shù)（注：對所選指標(biāo)的解釋如下：用農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值表示農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，單位為億元；農(nóng)業(yè)勞動力用第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員表示，單位為萬人；用耕地面積表示農(nóng)業(yè)土地資源，單位為千公頃；農(nóng)民受教育年限采用農(nóng)民家庭勞動力文化程度表示，單位為年；農(nóng)業(yè)機械總動力表示農(nóng)業(yè)機械使用量，單位為萬千瓦；農(nóng)用化肥使用量包括氮肥、磷肥、鉀肥的使用量，本文采用的是折純量，單位為萬噸；農(nóng)民家庭純收入的單位為元。）的使用。

 

 

　　(二)2002年全國各省(市、區(qū))要素稟賦與技術(shù)選擇基本情況

 

 

　　本文采用2002全國各省(市、區(qū))的數(shù)據(jù)，計算出要素稟賦系數(shù)和技術(shù)選擇偏向指數(shù)，具體數(shù)據(jù)見表1。

 

 

　　表1 2002年全國各省(市、區(qū))要素稟賦相對系數(shù)與技術(shù)選擇偏向系數(shù)

 

 

　　省(市、區(qū)) 要素稟賦相對系數(shù) 技術(shù)選擇偏向系數(shù)

 

　　省(市、區(qū)) 要素稟賦相對系數(shù) 技術(shù)選擇偏向系數(shù)

 

 

　　(W[，i]) (TC[，i])

 

　　(W[，i]) (TC[，i])

 

 

　　北京0.80931.9678湖北 0.96880.0464

 

 

　　天津0.68902.6736湖南 2.11761.0410

 

 

　　河北0.99162.0521廣東 1.97180.6804

 

 

　　山西0.59311.6131廣西 1.46540.7134

 

 

　　內(nèi)蒙古 0.28201.4008海南 1.10640.6629

 

 

　　遼寧0.68141.0236重慶 1.05640.6964

 

 

　　吉林0.38580.7553四川 1.12650.6609

 

 

　　黑龍江 0.28281.0313貴州 1.13790.7298

 

 

　　上海1.09700.5505云南 1.09680.8973

 

 

　　江蘇1.11380.6790西藏 1.01441.8864

 

 

　　浙江1.80531.7158陜西 0.80080.7035

 

 

　　安徽1.33760.9574甘肅 0.61051.3117

 

 

　　福建2.18920.5866青海 0.83063.0005

 

 

　　江西1.37400.7590寧夏 0.50411.3842

 

 

　　山東1.27141.4435新疆 0.40350.8425

 

 

　　河南1.72281.0727

 

 

　　根據(jù)表1的計算結(jié)果，筆者按照要素稟賦相對系數(shù)和技術(shù)選擇偏向系數(shù)值把全國31個省(市、區(qū))進(jìn)行歸類，得表2。

 

 

　　表2 2002年全國各省(市、區(qū))按照W[，i]和TC[，i]的分類情況

 

 

　　要素稟賦相對系數(shù)(W[，i])

 

　　技術(shù)選擇偏向系數(shù)(TC[，i])

 

 

　　上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、 北京、天津、河北、山西、內(nèi)蒙古、遼寧、

 

 

　　W[，i]＞1的省(市、區(qū)) 山東、河南、湖南、廣東、廣西、海南、 TC[，i]＞1的省(市、區(qū)) 黑龍江、浙江、山東、河南、湖南、西藏、

 

 

　　重慶、四川、貴州、云南、西藏 甘肅、青海、寧夏

 

 

　　北京、天津、河北、山西、內(nèi)蒙古、遼吉林、上海、江蘇、安徽、福建、江西、湖

 

 

　　W[，i]＜1的省(市、區(qū)) 寧、吉林、黑龍江、湖北、陜西、甘肅、 TC[，i]＜1的省(市、區(qū)) 北、廣東、廣西、海南、重慶、四川、貴州、

 

 

　　青海、寧夏、新疆 云南、陜西、新疆

 

 

　　由表2可以看出，湖南、湖北、浙江、山東、河南、西藏、陜西、吉林和新疆等9個省(區(qū))W[，i]值和TC[，i]值同大于1或同小于1，說明這9個省(區(qū))的農(nóng)業(yè)技術(shù)選擇是違背比較優(yōu)勢原則的。這是因為，W[，i]＞1說明該經(jīng)濟(jì)體內(nèi)部勞動力豐度較高，按照比較優(yōu)勢原則應(yīng)該選擇能夠替代相對稀缺要素——土地的技術(shù)類型；而TC[，i]＞1說明該省(區(qū))農(nóng)業(yè)技術(shù)選擇偏向勞動力替代型技術(shù)。這顯然是違背了比較優(yōu)勢原則的。同理，W[，i]和TC[，i]同小于1，說明該省(市、區(qū))的農(nóng)業(yè)技術(shù)選擇也是違背比較優(yōu)勢原則的。

 

 

　　(三)技術(shù)選擇影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的實證分析

 

 

　　1.對模型一回歸結(jié)果的分析。本文使用計量軟件Eviews3.1對模型一進(jìn)行了回歸。由于農(nóng)民平均受教育年限(E[，i])和農(nóng)民家庭平均純收入(I[，i])對技術(shù)選擇影響不顯著，且影響模型的整體擬合度，將這兩個變量剔除后重新進(jìn)行回歸，得到表3。

 

 

　　表3 模型一的回歸結(jié)果

 

 

　　變量名 系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差

 

　　T值

 

 

　　常數(shù)項 0.376096

 

　　0.2604561.443991

 

 

　　要素稟賦相對系數(shù)(W[，i])0.226861[**]

 

　　0.1314221.726205

 

 

　　地區(qū)虛擬變量(D[，1])

 

　　-0.143553

 

　　0.205415

 

　　-0.698842

 

 

　　地區(qū)虛擬變量(D[，2])

 

　　-0.138636

 

　　0.251728

 

　　-0.550738

 

 

　　地區(qū)虛擬變量(D[，3])0.862506[***] 0.2084854.137026

 

 

　　地區(qū)虛擬變量(D[，4])1.063644[***] 0.2637644.032566

 

 

　　地區(qū)虛擬變量(D[，5])0.982907[***] 0.2659103.696397

 

 

　　地區(qū)虛擬變量(D[，6])0.559042[**]

 

　　0.2454382.277734

 

 

　　R[2] 0.700051

 

 

　　F值

 

　　7.335113

 

 

　　DW值 2.090204

 

 

　　概率(F值) 0.000138

 

 

　　注：*表示10％水平上顯著，**表示5％水平上顯著，***表示1％水平上顯著。

 

 

　　從回歸結(jié)果來看，模型整體擬合效果不是很理想，但考慮到影響因素除地區(qū)虛擬變量外只有一個要素稟賦相對系數(shù)變量，因此，R[2]還是在可以接受的范圍之內(nèi)。而且F檢驗值在1％水平上達(dá)到顯著，說明模型的整體線性關(guān)系是顯著的。

 

 

　　由于農(nóng)業(yè)機械和化肥這兩項技術(shù)的使用對農(nóng)民的文化程度要求不是很高，農(nóng)民受教育年限對技術(shù)選擇影響不顯著與實際情況是相符合的。

 

 

　　要素稟賦相對系數(shù)變量對技術(shù)選擇的影響在5％水平上是顯著的，且參數(shù)符號為正。斜率參數(shù)的值為0.23，說明如果其他變量保持不變，要素稟賦相對系數(shù)(W[，i])增加1，技術(shù)選擇偏向系數(shù)(TC[，i])將會相應(yīng)地增加0.23（注：在本文中，W[，i]是一個無量綱化的比值。W[，i]值增加1，表示△W[，i]=((l[，i]+△l[，i])/(L+△L))/((t[，i]+△t[，i])/(T+△T))-((l[，i]/L)/(t[，i]/T))=1同理，TC[，i]增加0.23，表示△TC[，i]=((m[，i]+△m[，i])/(M+△M))/((f[，i]+△f[，i])/(F+△F))-(m[，i]/M)/(f[，i]/F)=0.23。）。假如某省要素稟賦結(jié)構(gòu)發(fā)生了改變，勞動力要素稟賦系數(shù)與土地要素稟賦相對系數(shù)的比值比原來的比值增加了1，那么，該省農(nóng)業(yè)機械總動力投入占全國總投入的比重與該省化肥投入占全國總投入的比重的比值將比原來的比值增加0.23。當(dāng)某種要素相對增加時，農(nóng)業(yè)技術(shù)選擇為什么會傾向于相對地增加替代該種要素的農(nóng)業(yè)技術(shù)類型呢？筆者認(rèn)為，主要有三個方面原因：第一，農(nóng)業(yè)機械化水平是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)區(qū)別于傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的主要特征。長期以來，我國對農(nóng)用機械實行優(yōu)惠政策，政府對農(nóng)民、農(nóng)民組織購買農(nóng)業(yè)機械是有補貼的，這就人為地降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，對農(nóng)民購買農(nóng)業(yè)機械產(chǎn)生了刺激作用。第二，農(nóng)業(yè)機械化水平是衡量地方政府政績的主要內(nèi)容之一，某些地方政府為了自身的利益，片面強調(diào)農(nóng)業(yè)機械化水平，甚至為了得到國家的補貼不顧當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)生產(chǎn)的現(xiàn)實條件而過度使用農(nóng)業(yè)機械技術(shù)。第三，農(nóng)業(yè)機械工具能夠減輕農(nóng)民的勞動強度，提高勞動生產(chǎn)效率，增加產(chǎn)出，并使農(nóng)民有更多的閑暇時間或增加他們從事其他非農(nóng)行業(yè)的機會(例如外出打工、進(jìn)廠上班等)，從而增加收入。從這一點出發(fā)，農(nóng)民也會傾向于增加使用農(nóng)業(yè)機械技術(shù)。

 

 

　　在地區(qū)虛擬變量中，只有D[，1]和D[，2]未通過顯著性檢驗，說明華北和東北與西北地區(qū)相比在技術(shù)選擇上沒有顯著的區(qū)別，這有可能與它們的耕作方式、氣候條件等相似有關(guān)，而華東、華中、華南和西南等地區(qū)與西北地區(qū)在技術(shù)選擇上存在顯著的差異。

 

 

　　2.對模型二回歸結(jié)果的分析。由于農(nóng)民受教育年限(E[，i])和單位耕地面積機械動力)

 

　　0.227164 0.1796191.264702

 

 

　　單位耕地面積化肥使用量() 0.965924[***] 0.1631695.919759

 

 

　　技術(shù)選擇偏向系數(shù)(TC[，i])0.216991[**] 0.1182771.834595

 

 

　　R[2] 0.753962

 

 

　　F值

 

　　27.57972

 

 

　　DW值 2.048501

 

 

　　概率(F值) 0.00000

 

 

　　注：*表示10％水平上顯著，**表示5％水平上顯著，***表示1％水平上顯著。

 

 

　　從最終的回歸結(jié)果來看，模型二的整體擬合效果比較理想，其中，，R[2]=0.753962，說明自變量對因變量具有較好的解釋效果。F值=27.57972，說明整體模型的擬合性在1％水平上達(dá)到顯著。DW值=2.048501，說明變量之間不存在自相關(guān)關(guān)系。

 

 

　　由表4可以得出如下結(jié)論：

 

 

　　第一，雖然單位耕地面積勞動力投入量的系數(shù)為正，表明它對單位耕地面積農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的貢獻(xiàn)為正，但未能通過顯著性檢驗，這與我國的現(xiàn)實是相符的。我國的實際情況是農(nóng)業(yè)勞動力供給相對豐富，農(nóng)村勞動力嚴(yán)重過剩，因此，勞動力的投入對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)沒有顯著的影響。

 

 

　　第二，單位耕地面積化肥使用量的彈性系數(shù)為0.9659，而且通過1％水平的顯著性檢驗。這說明，增加單位耕地面積農(nóng)用化肥使用量可以相應(yīng)地提高農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值，如果其他投入保持不變，單位耕地面積化肥投入量增加1％，那么，單位耕地面積農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值相應(yīng)地增加0.9659％。

 

 

　　由于土地供給缺乏彈性，農(nóng)業(yè)增產(chǎn)主要通過提高單位土地的產(chǎn)出率來實現(xiàn)，所以，農(nóng)用化肥的使用起到了增加耕地單產(chǎn)和替代稀缺資源——土地的作用。但是，對化肥的使用必須要一分為二地看�；适褂迷谔岣咄恋禺a(chǎn)出率的同時有可能破壞土地將來的生產(chǎn)能力。不可否認(rèn)，在某些地區(qū)，化肥使用已經(jīng)過量，破壞了土地的結(jié)構(gòu)和農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境。這種追求短期利益的行為是以損失土地的長期生產(chǎn)能力為代價的。

 

 

　　第三，技術(shù)選擇偏向系數(shù)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響在5％水平上通過顯著性檢驗，且系數(shù)為正。這說明，農(nóng)業(yè)技術(shù)選擇對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有顯著的影響，并且提高農(nóng)業(yè)機械的相對使用量，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有正效應(yīng)。因此，相對增加農(nóng)業(yè)機械投入對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是有利的，這與前面的分析是一致的。農(nóng)業(yè)機械化是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的根本出路，但是，農(nóng)業(yè)機械化要因地制宜，不能盲目，必須充分考慮到不同地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的現(xiàn)實情況。

 

 

　　五、小結(jié)

 

 

　　根據(jù)上述實證分析，本文得出如下結(jié)論：

 

 

　　第一，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素稟賦對農(nóng)業(yè)技術(shù)類型的選擇具有顯著的影響。農(nóng)業(yè)技術(shù)選擇主體主要根據(jù)自身擁有要素的實際情況并以自身利益最大化為根本出發(fā)點決定采用勞動力節(jié)約型技術(shù)還是土地節(jié)約型技術(shù)。

 

 

　　第二，農(nóng)業(yè)技術(shù)選擇偏向系數(shù)這一變量對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有顯著的影響，而且系數(shù)為正，說明相對增加農(nóng)業(yè)機械投入對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有正效應(yīng)。

 

 

　　第三，單位耕地面積勞動力投入量和化肥使用量對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)都具有正效應(yīng)，且化肥使用量具有顯著的影響，說明單位耕地面積化肥使用量增加對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是有利的。但是，還必須清楚地認(rèn)識到化肥使用對土地質(zhì)量具有的負(fù)作用，因此，化肥使用必須要科學(xué)、合理。

 

 

　　第四，農(nóng)業(yè)技術(shù)選擇在地區(qū)之間存在差異，華東、華中、華南和西南地區(qū)與西北地區(qū)在農(nóng)業(yè)技術(shù)類型的選擇上存在顯著的差異。這足以說明，耕作方式、生產(chǎn)工藝以及自然條件對技術(shù)選擇具有顯著的影響。

 

作者介紹：作者單位：南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院。

 

一、引言農(nóng)業(yè)發(fā)展離不開農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步，農(nóng)業(yè)對技術(shù)的依賴程度隨現(xiàn)代農(nóng)業(yè)科學(xué)技術(shù)的發(fā)展愈來愈高。單就農(nóng)業(yè)機械動力和農(nóng)用化肥的使用來看，1992～2002年，農(nóng)業(yè)機械總動力和化肥使用量增長十分迅速，分別增長86.25％和48.10％。與此同時，其他農(nóng)業(yè)技術(shù)的…

日前，央視暗訪東莞色情業(yè)，連續(xù)報道東莞色情行業(yè)泛濫的情況，當(dāng)?shù)卣⒓闯鰮�，掀起一場聲勢浩大的掃黃行動。此后，香港、江蘇、黑龍江、湖南等多地也展開掃黃行動，一場全國范圍內(nèi)的嚴(yán)打掃黃行動正在進(jìn)行之中。出人意料的是，對于這樣一個曾經(jīng)進(jìn)行多次的媒體監(jiān)督行為…

發(fā)達(dá)的農(nóng)業(yè)科技服務(wù)體系是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)現(xiàn)代化的重要標(biāo)志，是整個農(nóng)業(yè)社會化的重要內(nèi)容，也是國家創(chuàng)新體系建設(shè)的重要組成部分。農(nóng)業(yè)科技服務(wù)在推動農(nóng)業(yè)科學(xué)技術(shù)發(fā)展、科技成果轉(zhuǎn)化和促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中發(fā)揮了重要作用。隨著農(nóng)業(yè)內(nèi)涵的不斷延伸和拓展，農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)的深化調(diào)整、農(nóng)…

英國一項長達(dá)11年的研究顯示，手機輻射并不影響健康，也沒有證據(jù)顯示，孕婦暴露在基站輻射環(huán)境中，生育出的孩子患白血病的風(fēng)險會增加。移動通訊和健康研究項目是英國關(guān)于健康風(fēng)險與移動電話技術(shù)研究的最大項目。這個項目的主席戴維？科戈說：“當(dāng)初成立這個項目時，科…

 

本文由第一文庫網(wǎng)()首發(fā)，轉(zhuǎn)載請保留網(wǎng)址和出處！

>> 查看更多相關(guān)文檔

 

免費下載文檔：

 

  本文關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)技術(shù)選擇影響因素的實證分析，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

本文編號：137770