導(dǎo)語(yǔ)：Cobb-Douglas函數(shù)下的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)論文一文來(lái)源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

1數(shù)據(jù)與變量描述

1.1農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)內(nèi)生性影響因素的理論分析下面從理論角度分析內(nèi)生性影響因素對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響機(jī)制：

（1）物質(zhì)資本和土地。資本常指在生產(chǎn)過(guò)程中涉及到的各種生產(chǎn)資料，包括生產(chǎn)場(chǎng)所、勞動(dòng)工具等，對(duì)于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，農(nóng)業(yè)資本指為進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所投入的各種生產(chǎn)資料的總和，包括用種量、農(nóng)藥和化肥等。顯然，農(nóng)藥化肥和其他各類農(nóng)資產(chǎn)品的使用對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)至關(guān)重要。作為一種特殊的物質(zhì)資本形式，土地在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中的作用尤為顯著。一般而言，隨著農(nóng)業(yè)機(jī)械化的發(fā)展和農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的改善，勞動(dòng)力擁有的農(nóng)業(yè)機(jī)器設(shè)備越多，土地面積越廣闊，勞動(dòng)生產(chǎn)率提高得越快。

（2）人力資本。人力資本對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有非常重要的作用。人力資本理論認(rèn)為，勞動(dòng)投入應(yīng)當(dāng)是“勞動(dòng)力數(shù)量”與“勞動(dòng)力素質(zhì)”的綜合反映。勞動(dòng)力素質(zhì)往往與勞動(dòng)力接受的教育程度和與職業(yè)相關(guān)的培訓(xùn)程度有關(guān)。勞動(dòng)的不斷積累會(huì)使得勞動(dòng)本身產(chǎn)生遞增收益；勞動(dòng)質(zhì)量的提高會(huì)使得勞動(dòng)以外的因素如資本等產(chǎn)生遞增收益，提高生產(chǎn)效率，增加其他生產(chǎn)要素的邊際產(chǎn)出，同時(shí)會(huì)使得它們的單位成本下降。

（3）技術(shù)進(jìn)步?？茖W(xué)技術(shù)是第一生產(chǎn)力，科技的發(fā)展對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起著推動(dòng)作用。技術(shù)進(jìn)步從三個(gè)方面影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：第一，技術(shù)進(jìn)步有利于促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展從傳統(tǒng)的“粗放式”轉(zhuǎn)變?yōu)楝F(xiàn)代的“集約式”；第二，在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中，技術(shù)可以幫助企業(yè)實(shí)現(xiàn)集約化經(jīng)營(yíng)，提高競(jìng)爭(zhēng)力；第三，技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有乘數(shù)效應(yīng)，技術(shù)進(jìn)步能夠促使產(chǎn)業(yè)內(nèi)部生產(chǎn)要素優(yōu)化配置，促使生產(chǎn)要素在不同產(chǎn)業(yè)之間不斷流動(dòng)，從而實(shí)現(xiàn)跨產(chǎn)業(yè)的技術(shù)要素融合，改變產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

1.2數(shù)據(jù)來(lái)源與變量選擇本文實(shí)證分析的數(shù)據(jù)來(lái)源于1996-2013年的《湖北統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。具體地，每個(gè)變量采用的指標(biāo)及個(gè)別變量的近似替代詳述如下：

（1）農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出（Y）：用“農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值（單位：億元，當(dāng)年價(jià)格）”指標(biāo)來(lái)衡量；

（2）物質(zhì)資本變量（K）：現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)于“物質(zhì)資本”的度量主要有兩種方法：一種是以“物質(zhì)費(fèi)用”近似替代，另一種是用“固定資產(chǎn)”近似替代。本文認(rèn)為以“物質(zhì)費(fèi)用”近似替代農(nóng)業(yè)資本更符合生產(chǎn)的實(shí)際情況，所以本文釆用“農(nóng)業(yè)物質(zhì)費(fèi)用”這一指標(biāo)衡量農(nóng)業(yè)物質(zhì)資本投入，選取“農(nóng)林牧漁業(yè)中間消耗（單位：億元）”指標(biāo)表示。根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究結(jié)果及生產(chǎn)實(shí)際，預(yù)計(jì)物質(zhì)資本投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)正相關(guān)；

（3）土地變量（M）：用“當(dāng)年農(nóng)作物總播種面積（單位：萬(wàn)畝）”指標(biāo)來(lái)衡量。隨著湖北省城鎮(zhèn)化建設(shè)進(jìn)程的不斷加快，農(nóng)業(yè)用地勢(shì)必會(huì)受到一定程度的影響；同時(shí)，農(nóng)用土地幾乎沒(méi)有大幅增加的可能，所以土地對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響有待通過(guò)進(jìn)一步的定量分析來(lái)解決；

（4）勞動(dòng)變量（L）：人力資本理論認(rèn)為，勞動(dòng)投入應(yīng)當(dāng)是“勞動(dòng)力數(shù)量”與“勞動(dòng)力素質(zhì)”的綜合反映。本文釆用“教育存量法”對(duì)人力資本存量加以計(jì)量，由于無(wú)法獲取農(nóng)業(yè)部門勞動(dòng)力受教育程度數(shù)據(jù)，所以本文采取近似替代的處理方法。根據(jù)鄉(xiāng)村從業(yè)總?cè)藬?shù)（單位：萬(wàn)人，來(lái)源《湖北統(tǒng)計(jì)年鑒》）及平均每百個(gè)勞動(dòng)力文化狀況比（來(lái)源《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》），加權(quán)加總得出人力資本總存量。其中“，平均每百個(gè)勞動(dòng)力文化狀況比”將文化程度區(qū)分為文盲或半文盲、小學(xué)程度、初中程度、高中程度、中專程度、大專以上，本文根據(jù)每種受教育情況對(duì)應(yīng)的實(shí)際受教育年限，對(duì)其分別賦值為0、6、9、12、12、16。綜合國(guó)內(nèi)外研究現(xiàn)狀發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中存在著“人力資本陷阱”，結(jié)合湖北農(nóng)村勞動(dòng)力實(shí)際狀況，因此人力資本變量對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響有待進(jìn)一步證實(shí)。

（5）技術(shù)進(jìn)步變量（T）：本文用序數(shù)變量來(lái)反映技術(shù)進(jìn)步的變化趨勢(shì)，即1995年T值為1，按年份依次遞增，2012年T值為18。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)會(huì)隨著農(nóng)業(yè)技術(shù)水平的提高而逐漸增長(zhǎng)。

2擴(kuò)展的cobb-douglas函數(shù)

Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)常用于分析經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)系統(tǒng)中投入與產(chǎn)出的數(shù)量關(guān)系，是一種應(yīng)用較為廣泛的生產(chǎn)函數(shù)形式，近年來(lái)被大量應(yīng)用于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究領(lǐng)域。Cobb-Douglas函數(shù)的基本形式為，其中，Y表示產(chǎn)出量；A表示技術(shù)水平；K表示資本投入量；L表示勞動(dòng)投入量；分別表示資本、勞動(dòng)投入的生產(chǎn)彈性值。結(jié)合湖北省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的實(shí)際發(fā)展特點(diǎn)，本文設(shè)定農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方程為擴(kuò)展的Cobb-Douglas函數(shù)，即（1）其中，Y表示農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出，A表示技術(shù)水平，K表示物質(zhì)資本因素，M表示土地因素，L表示人力資本因素，T表示技術(shù)變化趨勢(shì)，為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。為了將農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方程作線性化處理，對(duì)模型（1）兩邊取對(duì)數(shù)得分別度量各種影響因素對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的影響大小，下面通過(guò)實(shí)證分析估計(jì)參數(shù)并給出合適的經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋。

3實(shí)證結(jié)果與分析

根據(jù)第二部分選取的變量指標(biāo)與收集的數(shù)據(jù)以及第三部分對(duì)模型的設(shè)定，利用Stata/MP13.1軟件對(duì)模型進(jìn)行測(cè)算。繪制各變量的趨勢(shì)變化如圖1所示，可見，隨著年份的推移，lnM、lnL變動(dòng)幅度很小，呈現(xiàn)相對(duì)穩(wěn)定的趨勢(shì)；lnY、lnK都隨著時(shí)間的增長(zhǎng)而逐漸上升，并呈現(xiàn)“一致增長(zhǎng)”的趨勢(shì)。畫出各解釋變量lnK、lnM、lnL相對(duì)于lnY的散點(diǎn)圖如圖2-圖4所示。圖2中，lnY與lnK高度正相關(guān)，lnY隨lnK幾乎呈“直線趨勢(shì)”變動(dòng)；圖3中，lnY隨lnM變動(dòng)的波動(dòng)幅度較大，但從整體變化趨勢(shì)仍可以看出，lnY隨lnM的逐漸增加而增長(zhǎng)，呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系；圖4中，lnY隨lnL變動(dòng)的波動(dòng)幅度較大，變化率隨著時(shí)間的推移逐漸遞增。做出各變量的1階差分趨勢(shì)圖如圖5所示，2階差分趨勢(shì)圖。由圖可知，各變量的1階差分序列呈現(xiàn)不平穩(wěn)序列趨勢(shì),但它們的2階差分序列都表現(xiàn)為平穩(wěn)序列趨勢(shì)。各變量的ADF檢驗(yàn)結(jié)果見表1所示，由表1可知,變量lnY、lnK、lnM、lnL的水平序列與一階差分序列都非平穩(wěn)，二階差分序列是平穩(wěn)的。因此,該序列是2階單整序列。用OLS法對(duì)模型進(jìn)行協(xié)整回歸，得農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方程為：根據(jù)協(xié)整回歸的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，各變量的系數(shù)符號(hào)基本與預(yù)期相符，lnK的系數(shù)在0.1%的水平上顯著，lnL的系數(shù)在1%的水平上顯著；，模型具有良好的擬合優(yōu)度，并且，說(shuō)明各解釋變量的變化能很好地解釋農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變化。作出該回歸的殘差圖，從殘差圖中可以看出殘差值較為平穩(wěn)，模型的擬合的效果較好。

為進(jìn)一步驗(yàn)證水平序列l(wèi)nY、lnK、lnM、lnL之間是否存在著確定的協(xié)整關(guān)系，對(duì)殘差序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。殘差項(xiàng)的DF統(tǒng)計(jì)量值為-6.717<-2.66（01%顯著性水平下的臨界值），故可以在1%的水平上拒絕“殘差項(xiàng)存在單位根”的原假設(shè)，所以，殘差序列為平穩(wěn)序列，即回歸變量之間存在著唯一的協(xié)整關(guān)系。根據(jù)回歸結(jié)果可知，lnK的系數(shù)為1.012且顯著，對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用明顯，說(shuō)明物質(zhì)資本每增加1%，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出會(huì)隨之增加1.012%，隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中物質(zhì)消耗的增多，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較快，且增長(zhǎng)幅度更大，這比較符合傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，表明湖北的農(nóng)業(yè)發(fā)展還處于傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)階段；lnM的系數(shù)為0.104但不顯著，說(shuō)明研究期間農(nóng)作物總播種面積對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的變化沒(méi)有顯著影響，可能是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展從土地要素獲得的動(dòng)力已經(jīng)十分微弱，與傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)發(fā)展模式相比，現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)更多地依賴于農(nóng)業(yè)技術(shù)的應(yīng)用；lnL的系數(shù)為-1.168且顯著，對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用明顯，說(shuō)明人力資本每增加1%，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出會(huì)隨之減少1.168%；說(shuō)明隨著農(nóng)村人力資本存量的增加，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)不增反降。這很可能與湖北省的農(nóng)村地區(qū)勞動(dòng)力過(guò)剩或由于農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)不足等導(dǎo)致的農(nóng)民素質(zhì)過(guò)低有關(guān)，過(guò)剩的勞動(dòng)力不能及時(shí)有序地從農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移到二、三產(chǎn)業(yè)，這反而給農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)造成了負(fù)擔(dān)，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率低下，從而產(chǎn)生抑制效應(yīng)；T（技術(shù)變化趨勢(shì)）的系數(shù)為0.00578但不顯著，系數(shù)符號(hào)符合理論分析的預(yù)期，不過(guò)，由于本文限于數(shù)據(jù)的可得性，對(duì)于技術(shù)變化趨勢(shì)的處理不太精確，其顯著性有待進(jìn)一步驗(yàn)證。

4結(jié)論與對(duì)策建議

本文基于湖北省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際情況，通過(guò)構(gòu)建農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型——擴(kuò)展的Cobb-Douglas函數(shù)實(shí)證研究了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)內(nèi)生性因素投入對(duì)總產(chǎn)出的影響。實(shí)證分析基于1996-2013年的《湖北統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》的年度數(shù)據(jù)，測(cè)算了物質(zhì)資本、土地面積、勞動(dòng)力投入、技術(shù)進(jìn)步四個(gè)內(nèi)生性因素對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出的效應(yīng)。具體結(jié)論如下：

（1）物質(zhì)資本投入對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的正效應(yīng)，隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中物質(zhì)消耗的增多，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較快，且增長(zhǎng)幅度更大，這比較符合傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，表明湖北的農(nóng)業(yè)發(fā)展還處于傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)階段；

（2）人力資本投入對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的負(fù)效應(yīng)，隨著農(nóng)村人力資本存量的增加，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)不增反降。這很可能與湖北省的農(nóng)村地區(qū)勞動(dòng)力過(guò)?；蛴捎谵r(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)不足等導(dǎo)致的農(nóng)民素質(zhì)過(guò)低有關(guān)，過(guò)剩的勞動(dòng)力不能及時(shí)有序地從農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移到二、三產(chǎn)業(yè)，這反而給農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)造成了負(fù)擔(dān)，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率低下，從而產(chǎn)生抑制效應(yīng)。據(jù)此，本文建議：大力發(fā)展農(nóng)業(yè)科技，增強(qiáng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的科技創(chuàng)新及科技應(yīng)用，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式爭(zhēng)取早日由傳統(tǒng)的“粗放型”轉(zhuǎn)向現(xiàn)代的“集約型”；通過(guò)開展“農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)課程”等方式強(qiáng)化農(nóng)民的職業(yè)教育，提高農(nóng)業(yè)從業(yè)人員素質(zhì)。

作者：張坤單位：湖北省武漢市中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)統(tǒng)計(jì)與數(shù)學(xué)學(xué)院