科技人力資源配置的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長效應(yīng)的統(tǒng)計檢驗

劉 寧 ，白云飛

（遼寧大學(xué)a.哲學(xué)與公共管理學(xué)院；b經(jīng)濟學(xué)院，沈陽 110036）

為進一步夯實我國農(nóng)業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)，促進農(nóng)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，近年中國政府制定了一系列提高農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新和推廣能力的政策措施。為實現(xiàn)這些政策目標，如何優(yōu)化農(nóng)業(yè)科技資源配置，提高農(nóng)業(yè)科研效率，成為我國農(nóng)業(yè)科技政策亟需解決的課題。實行市場經(jīng)濟以來，我國在全國范圍內(nèi)開展了農(nóng)業(yè)科技體制改革，科研機構(gòu)和人員得以精簡，科研效率有了一定的提高。但是農(nóng)業(yè)科技在促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長方面的作用仍受到質(zhì)疑，甚至有學(xué)者認為我國農(nóng)業(yè)科技體制改革仍未破題。因此，準確判斷我國農(nóng)業(yè)科技資源配置與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長關(guān)系，確定影響農(nóng)業(yè)科技資源配置效率的因素，將是完善我國農(nóng)業(yè)科技政策的關(guān)鍵。

1 變量與理論模型的選擇

1.1 變量的確定

農(nóng)業(yè)科技人員總量、結(jié)構(gòu)和地域分布是影響影響科研產(chǎn)出的主要因素。農(nóng)業(yè)科技人員總量以各省農(nóng)科機構(gòu)科技活動人員數(shù)來表示，人力資源結(jié)構(gòu)問題由于涉及方面較多，因此僅選擇崗位結(jié)構(gòu)指標作為解釋變量，以課題活動人員占科技活動人員比重表示，因為該指標反映了核心科技力量的大小。農(nóng)業(yè)科技人員地域分布對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響需要通過農(nóng)業(yè)分區(qū)來反映，這是由于我國幅員遼闊，地區(qū)間生態(tài)條件和經(jīng)濟發(fā)展水平差異巨大，即使科技人力資源總量和結(jié)構(gòu)相近的省份，如果所處地域不同，其農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長也會不同，只有將農(nóng)業(yè)生態(tài)條件相近的省份進行分類研究，才能夠剔除自然、經(jīng)濟條件對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響，得出真實的科技人力資源配置效應(yīng)。由于我國糧食生產(chǎn)在農(nóng)業(yè)發(fā)展中仍處于主體地位，而且糧食產(chǎn)銷狀況不僅反映自然條件差異，還能夠反映區(qū)域的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，所以按照糧食產(chǎn)銷進行分區(qū)是較好的方法。目前我國糧食主產(chǎn)區(qū)包括河北、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、山東、河南、江蘇、安徽、湖南、湖北、江西、四川13個省區(qū)，糧食主銷區(qū)包括北京、天津、上海、浙江、福建、廣東、海南7個省市，糧食平衡區(qū)包括山西、廣西、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆等11個省區(qū)市。在確定了科技人力資源的基礎(chǔ)變量和分區(qū)后，還應(yīng)該納入一些影響農(nóng)業(yè)增長的相關(guān)變量，因為，科技人力資源配置直接影響的是科技產(chǎn)出水平，科技產(chǎn)出轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實生產(chǎn)力還要與其他生產(chǎn)要素相結(jié)合，根據(jù)常用的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)，農(nóng)業(yè)勞動力、農(nóng)業(yè)私人資本、農(nóng)業(yè)公共投入被作為本研究的其他解釋變量。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長是本研究的被解釋變量，以地區(qū)農(nóng)業(yè)GDP來表示。

1.2 理論模型的選擇

在研究科技投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長關(guān)系的文獻中，曾經(jīng)出現(xiàn)過先估計全要素生產(chǎn)率指數(shù)，再對科技投入進行回歸的兩步法，非參數(shù)法，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)法等方法。其中柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)是采用的最為普遍的函數(shù)形式。本文也采取柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)作為檢驗我國農(nóng)業(yè)科技人力資源與區(qū)域農(nóng)業(yè)增長關(guān)系的基本模型，為消除異方差現(xiàn)象，對函數(shù)兩邊取對數(shù)，得到以下線性模型。

模型中變量均為各省級單位的數(shù)據(jù)，其中Y代表農(nóng)業(yè)GDP，KJ為科技活動人員數(shù)量，BZ為課題活動人員占科技活動人員比重，L為農(nóng)業(yè)勞動力，K為私人農(nóng)業(yè)資本，取各省農(nóng)村家庭戶數(shù)和該省份各年末戶均固定資產(chǎn)原值乘積，G為政府農(nóng)業(yè)支出，主要包括各省支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出、農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)支出、農(nóng)林水利氣象部門事業(yè)費、農(nóng)業(yè)支出、林業(yè)支出等項目。由于采取雙對數(shù)模型，各β系數(shù)代表了該要素的投入產(chǎn)出彈性系數(shù)。鑒于數(shù)據(jù)的可得性，科技要素數(shù)據(jù)跨度為1997～2005年，數(shù)據(jù)來源于各年《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計資料》。由于科技人力資源對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出貢獻存在一定周期，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出等其他變量的時間跨度可能與科技人力資源數(shù)據(jù)時間跨度不一致。根據(jù)樊勝根、錢克明（2005）[11]，我國地方農(nóng)業(yè)科技以應(yīng)用性研究為主，選擇一個較短的滯后期更為恰當。因此，農(nóng)業(yè)GDP和其他要素投入時間跨度為1997～2008年，以便在計量時選擇適當?shù)臏笃?。?shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，其中農(nóng)業(yè)GDP和財政農(nóng)業(yè)支出按照1978年基期價格進行了不變價調(diào)整。

2 面板模型形式的確定

本文在糧食產(chǎn)銷分區(qū)的基礎(chǔ)上，將對每個產(chǎn)區(qū)內(nèi)部省級單位采用面板數(shù)據(jù)模型進行計量分析，這主要是考慮到即使同類產(chǎn)銷區(qū)間內(nèi)部各省份仍存在一定的異質(zhì)性，比如同是糧食主產(chǎn)區(qū)，江蘇與四川的經(jīng)濟發(fā)展水平就存在較大差異，農(nóng)業(yè)科技人力資源對兩省的農(nóng)業(yè)增長促進作用也會有所不同，而且在研究的時期跨度內(nèi)，科技體制改革前后這種作用也會發(fā)生變動。面板數(shù)據(jù)模型能夠充分利用時間空間二維信息，既突破了總量研究的同質(zhì)性界定，又可發(fā)現(xiàn)研究對象的時間變化特點，有助于提高研究結(jié)果的準確性和可靠性。

在進行面板數(shù)據(jù)計量前，首先要確定模型的適當形式。以確定應(yīng)以何種形式來表現(xiàn)計量對象個體和時期的差異。根據(jù)截距和變量系數(shù)形式的不同，模型可分為三種形式。模型1為個體成員截距項和系數(shù)向量均不同的變系數(shù)模型，模型2為個體成員截距項不同但系數(shù)向量相同的變截距模型，模型3為個體成員截距項和系數(shù)向量均相同的混合回歸模型。經(jīng)常的檢驗方法是協(xié)方差分析檢驗。需要構(gòu)造如下兩個統(tǒng)計量：

其中 S1，S2，S3分別為模型 1，模型 2，模型 3 的殘差平方和。N為個體數(shù)，T為時期數(shù)，k為解釋變量個數(shù)。F統(tǒng)計量分別服從于相應(yīng)自由度下的F分布。當F2小于給定置信度下相應(yīng)臨界值時，選擇混合回歸模型，當F2不小于給定置信度下相應(yīng)臨界值，還需要判斷F1，當F1不小于給定置信度下相應(yīng)臨界值時，選擇變系數(shù)模型，反之，選擇變截距模型。

通過主產(chǎn)區(qū)F統(tǒng)計量的構(gòu)造，計算出F2=13.66，F(xiàn)1=0.33，查F分布表，在給定5%顯著水平下，得到相應(yīng)的臨界值為F(72，39)=1.99，F(xiàn)(60，39)=2.03，由于 F2＞1.99，且 F1＜2.03，因此需選擇變截距模型。說明主產(chǎn)區(qū)內(nèi)各省份要素投入對農(nóng)業(yè)增長的彈性沒有顯著差別，投入效果的差別主要通過截距的不同得以體現(xiàn)。但是這種差別效應(yīng)是固定效應(yīng)還是隨機效應(yīng)，還需進行Hausman檢驗。通過Eviews6.0軟件，得出模型的W統(tǒng)計量為20.83，相應(yīng)的P值為0.0000，在1%顯著水平下拒絕了隨機效應(yīng)的假設(shè)。因此，主產(chǎn)區(qū)應(yīng)該采取固定效應(yīng)變截距模型。采取同樣的方式，對主銷區(qū)和平衡區(qū)進行模型設(shè)定檢驗，得出結(jié)論也都應(yīng)該選擇固定效應(yīng)變截距模型。

計量模型如下式：

式中αi為各區(qū)域內(nèi)不同省份的個體固定效應(yīng)。在E-views6.0軟件估計結(jié)果中反映為共同截距項C和個體截距之和。

3 面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗

在進行面板數(shù)據(jù)模型的計量分析時，為防止偽回歸現(xiàn)象的出現(xiàn)，首先要對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗，檢驗方法與普通的單序列相似，但也存在一些不同。

3.1 面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

本文利用Eviews6.0軟件，同時采用LLC、IPS、Fisher-ADF和Fisher-PP四種方法對變量進行平穩(wěn)性檢驗。其中LLC為同質(zhì)單位根檢驗，IPS、Fisher-ADF和Fisher-PP為異質(zhì)單位根檢驗。由于變量不存在明顯的時間趨勢，故在進行單位根檢驗時選用含截距不含時間趨勢的檢驗方式，模型的滯后期數(shù)根據(jù)AIC原則選取。表1顯示了糧食主產(chǎn)區(qū)的檢驗結(jié)果。

結(jié)果表明糧食主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)業(yè)GDP、農(nóng)業(yè)科技活動人員數(shù)量、課題人員占科技人員比重、農(nóng)業(yè)勞動投入、資本投入、政府農(nóng)業(yè)支出都存在單位根，序列是非平穩(wěn)的。但是對這些變量進行一階差分后，仍采取同樣方法檢驗，各變量都在1%顯著水平下拒絕存在單位根的假設(shè)，序列平穩(wěn)。說明各變量都屬于一階單整。糧食主銷區(qū)和糧食平衡區(qū)各變量的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果也得出同樣的結(jié)論，限于篇幅未一一列出。

表1 糧食主產(chǎn)區(qū)面板單位根檢驗結(jié)果

3.2 面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗

由于變量都屬于一階單整過程，因此可以進一步進行協(xié)整檢驗，以判斷變量之間是否具有長期均衡關(guān)系。本文采取基于Engle and Granger二步法的Pedroni檢驗和Kao檢驗兩種方法分別對糧食主產(chǎn)區(qū)、主銷區(qū)、平衡區(qū)數(shù)據(jù)進行面板協(xié)整檢驗。檢驗結(jié)果見表。從表2中各區(qū)域協(xié)整檢驗的統(tǒng)計量可判斷，三個區(qū)域中各省份農(nóng)業(yè)產(chǎn)出與投入要素中資本、勞動、政府農(nóng)業(yè)支出、科技活動人員數(shù)量、課題活動人員占科技活動人員比重之間存在協(xié)整關(guān)系。因此，可以根據(jù)前面確定的固定效應(yīng)變截距模型對三個區(qū)域數(shù)據(jù)進行回歸分析。

表2 各區(qū)域面板協(xié)整檢驗結(jié)果

4 回歸結(jié)果分析

采取6.0軟件運用加權(quán)OLS方法進行回歸，分別用滯后1至3期進行檢驗，發(fā)現(xiàn)滯后1期時效果最為顯著。得到回歸結(jié)果見表3。結(jié)果顯示各區(qū)域農(nóng)業(yè)科技人力資源對農(nóng)業(yè)增長的影響效果存在較大差異。糧食主產(chǎn)區(qū)科技活動人力數(shù)量和課題人員比重均對農(nóng)業(yè)增長具有顯著的正向影響，產(chǎn)出彈性系數(shù)分別為0.2237和0.4178，表明農(nóng)業(yè)科技活動人員每增加1%，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出會增加0.2237%，課題人員比重每增加1%，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出會增加0.4178%。糧食主銷區(qū)科技活動人力數(shù)量系數(shù)為負，但未通過顯著性檢驗，課題人員比重系數(shù)為0.3182，在5%水平下通過顯著性檢驗。糧食平衡區(qū)科技活動人員的系數(shù)為0.3292，通過顯著性檢驗，課題人員比重系數(shù)為正，但未通過顯著性檢驗?；貧w結(jié)果說明糧食主產(chǎn)區(qū)科技活動人員數(shù)量的增加和結(jié)構(gòu)的優(yōu)化都能夠有效促進農(nóng)業(yè)增長。糧食主銷區(qū)科技人力資源結(jié)構(gòu)優(yōu)化是提高對農(nóng)業(yè)增長貢獻的關(guān)鍵。糧食平衡區(qū)主要問題在于增加科技活動人員數(shù)量。

從其他三個變量的產(chǎn)出效應(yīng)來看，糧食主產(chǎn)區(qū)資本和政府農(nóng)業(yè)支出都具有顯著正向效應(yīng)，勞動投入為負，但不顯著。糧食主銷區(qū)資本、勞動、政府農(nóng)業(yè)支出都有正效應(yīng)。糧食平衡區(qū)資本、政府農(nóng)業(yè)支出有顯著正效應(yīng)。勞動的產(chǎn)出效應(yīng)不顯著。這些現(xiàn)象表明糧食主產(chǎn)區(qū)除科技要素外，公共和私人部門資金對產(chǎn)出都具有較重要的作用，而勞動力增加已經(jīng)在一定程度上產(chǎn)生負面影響，轉(zhuǎn)移農(nóng)業(yè)勞動力可能會帶來促進農(nóng)業(yè)增長的效果。糧食主銷區(qū)除需要增加資金外，增加勞動力也很重要，這可能是由于多數(shù)主銷區(qū)經(jīng)濟發(fā)達，農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)水平高，農(nóng)業(yè)勞動力過少所致。糧食平衡區(qū)主要應(yīng)該增加的因素主要是資金，而勞動力作用并不明顯。因此，各區(qū)域不僅要考慮科技人力資源要素的優(yōu)化，還必須注重調(diào)整其他農(nóng)業(yè)要素投入的重點，否則會影響科技人力資源作用的發(fā)揮。

表3 各區(qū)域回歸結(jié)果

5 研究結(jié)論與政策建議

通過對我國地方農(nóng)業(yè)科技人力資源配置與農(nóng)業(yè)增長關(guān)系的分析，可以得出以下結(jié)論：我國地方農(nóng)業(yè)科技人力資源總量不足、結(jié)構(gòu)不合理、資源分布不平衡，給地區(qū)農(nóng)業(yè)增長帶來不利影響，但是不同糧食產(chǎn)銷區(qū)內(nèi)問題的嚴重性存在差異，科技人力資源配置的優(yōu)化應(yīng)該有側(cè)重點的進行?？萍既肆Y源要更有效的促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，還要注重其他要素投入的優(yōu)化，否則將影響科技成果向現(xiàn)實生產(chǎn)力的轉(zhuǎn)化。建議政府采取以下的政策措施：

（1）建立規(guī)模適度結(jié)構(gòu)合理的農(nóng)業(yè)科技隊伍。轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)科技體制改革思路，防止以減人為衡量改革成效的標準，保證適度的科技人力資源規(guī)模，為國家各項農(nóng)業(yè)科技政策的實施提供人力保證。將改革重點放在優(yōu)化人力資源結(jié)構(gòu)方面。優(yōu)化人力資源層次結(jié)構(gòu)，在省級行政單位內(nèi)，統(tǒng)籌省市縣科技人力資源配置，做到層次分明，分工明確，防止各級機構(gòu)重復(fù)研究造成的資源浪費，加強基層農(nóng)業(yè)科技人員在科技普及和推廣方面的作用。優(yōu)化人力資源崗位結(jié)構(gòu)，增加核心研究人員的數(shù)量，嚴格控制管理人員和輔助性服務(wù)人員的比重，特別要防止基層農(nóng)業(yè)科研機構(gòu)隨意超編和憑關(guān)系進人的現(xiàn)象。優(yōu)化人力資源的素質(zhì)結(jié)構(gòu)，加大分配制度改革力度，留住并吸引高層次人才到農(nóng)業(yè)科研機構(gòu)從事科研工作，特別要加強對科技領(lǐng)軍人才的培養(yǎng)。優(yōu)化人力資源的專業(yè)結(jié)構(gòu)，根據(jù)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的方向，在確保糧食科研力量的前提下，改變目前科技人員過度集中于種植業(yè)研究的現(xiàn)狀，增加畜牧、漁業(yè)、農(nóng)業(yè)機械等方面科研人員數(shù)量。

（2）調(diào)整農(nóng)業(yè)科技人力資源區(qū)域配置。首先，要提高糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)科技人力資源的數(shù)量，加強核心科技人才隊伍建設(shè)，確保國家糧食安全。糧食主產(chǎn)區(qū)多數(shù)是農(nóng)業(yè)大省和財政窮省，地方政府難以或不愿對農(nóng)業(yè)科研投入足夠的財政資金，這使農(nóng)業(yè)科技人力資源數(shù)量無法得到保證，因此，一方面要調(diào)整政績考核標準，促進地方政府加大對農(nóng)業(yè)科研的投入，另一方面中央要考慮糧食生產(chǎn)對全國產(chǎn)生的正外部效應(yīng)，在財政方面給糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)科研更多的資金支持。同時，多數(shù)經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)要盡快提高農(nóng)業(yè)科技人員中核心研究人員比重，將有限的資金集中在科研項目上。其次，要改變目前農(nóng)業(yè)科研機構(gòu)按行政區(qū)設(shè)置的模式，逐步按農(nóng)業(yè)生態(tài)區(qū)域?qū)ΜF(xiàn)有農(nóng)業(yè)科研機構(gòu)進行整合，這樣能夠防止處于相同生態(tài)區(qū)的同類農(nóng)業(yè)科研機構(gòu)從事重復(fù)性研究，實現(xiàn)同類科技人力資源聚集，發(fā)揮科研資源的規(guī)模效應(yīng)。

（3）完善配套政策促進農(nóng)業(yè)科技成果轉(zhuǎn)化。地方政府要搭建平臺，促進農(nóng)業(yè)科技人員開展產(chǎn)學(xué)研合作，使農(nóng)業(yè)科技成果面向生產(chǎn)、面向市場，充分發(fā)揮高校和企業(yè)對農(nóng)業(yè)研發(fā)的作用，將高水平的農(nóng)業(yè)科技成果及時轉(zhuǎn)化為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力。要創(chuàng)建新型的農(nóng)村金融體系，為農(nóng)業(yè)科技成果轉(zhuǎn)化提供有效的融資保證。加大財政支農(nóng)資金的投入，優(yōu)化財政資金使用方式，重點加強商品糧基地和特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)示范區(qū)建設(shè)，加強對科技型農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)的財政扶植力度。發(fā)揮公共資金對市場資源的引導(dǎo)作用。還要根據(jù)不同區(qū)域的具體情況，采取靈活的農(nóng)業(yè)勞動力政策，鼓勵農(nóng)業(yè)勞動力進行自主產(chǎn)業(yè)，促進各地區(qū)勞動力的供求平衡。

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