農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)下技術(shù)提升的影響

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一、模型設(shè)定及數(shù)據(jù)的精制

(一)模型的設(shè)定

為了全面反映農(nóng)業(yè)的綜合生產(chǎn)能力和影響農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的基本要素，將投入要素分為物質(zhì)性投入和非物質(zhì)性投入，建立全要素生產(chǎn)函數(shù)模型。基于文章對(duì)制度因素和農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)因素的分析，依次將制度變量和結(jié)構(gòu)變量引入模型，從而形成三個(gè)線性模型。模型1:LnY=α0+α1LnX1+…+αkLnXk+β1H1+…+βmHm+μt(1)其中，LnY為農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，LnX1、Hj分別為物質(zhì)性投入和非物質(zhì)性投入，αi(i=1，…，k)、βj(j=1，…，m)，為投入的產(chǎn)出彈性系數(shù)和影響系數(shù);α0為常數(shù)項(xiàng)，μt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，用以估計(jì)受隨機(jī)因素影響但無法觀察并加到模型中的偶然因素。依次將制度變量和農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)變量引入模型，得到模型2和模型3:模型2:LnY=α0+α1LnX1+…+αkLnXk+β1H1+…+βmHm+γT+μt(2)模型3:LnY=α0+α1LnX1+…+αkLnXk+β1H1+…+βmHm+γT+λS+μt(3)其中，T、S分別為制度變量和農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)變量，γ和λ分別為其影響系數(shù)。

(二)變量的選取及數(shù)據(jù)的精制

考慮到甘肅省數(shù)據(jù)的可獲得性與計(jì)量模型的有效性，變量的選取與全國性研究稍有不同。就物質(zhì)性投入變量而言，選定農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力為土地和勞動(dòng)力投入指標(biāo)，固定資本投入以農(nóng)業(yè)機(jī)械為主、中間物質(zhì)投入以化肥使用量為主，從而在因素分析中以農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力和化肥施用量為物質(zhì)投入指標(biāo);由于灌溉設(shè)施實(shí)際投入價(jià)值量難以衡量，從而選擇有效灌溉率指標(biāo)作為非物質(zhì)性投入中變量。就影響因素而言，由于甘肅省內(nèi)自然災(zāi)害發(fā)生頻繁，程度嚴(yán)重，波及范圍廣泛，對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的影響程度較大，將農(nóng)作物播種面積減去災(zāi)害損失面積，以凈播種面積為土地投入指標(biāo);制度變量以年份為分類標(biāo)準(zhǔn)設(shè)定為虛擬變量:T=1，1984－1985，2006—20070，{其它年份這里選擇1984—1985和2006—2007年份是考慮到國家兩次較大的宏觀政策及其效應(yīng)的發(fā)揮，家庭承包制度的作用在1985年左右達(dá)到最大;2004年國家取消農(nóng)業(yè)稅、增加對(duì)種糧農(nóng)民補(bǔ)貼等一系列政策效應(yīng)存在一定的滯后性。農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)變量采用農(nóng)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)指標(biāo)，即S=經(jīng)濟(jì)作物播種面積+其它作物播種面積/總播種面積。數(shù)據(jù)方面，該模型所用原始數(shù)據(jù)來源于1978—2008年的《甘肅(統(tǒng)計(jì))年鑒》、《中國農(nóng)業(yè)年鑒》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》，各變量所用數(shù)據(jù)多數(shù)通過進(jìn)一步的整理和精制，具體如下:①農(nóng)作物播種面積(萬畝)、化肥使用量(萬噸)及農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量(萬人)從《新中國五十五年統(tǒng)計(jì)資料匯編》中直接獲得。②農(nóng)業(yè)產(chǎn)值①(億元)采用按1980年不變價(jià)計(jì)算的可比價(jià)格數(shù)據(jù);災(zāi)害損失面積，即由于自然災(zāi)害的發(fā)生而損失的種植面積，由甘肅省歷年受災(zāi)面積和成災(zāi)面積等原始數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)計(jì)算得到，具體采用王紅玲等［6］的災(zāi)損系數(shù)計(jì)算方法①;農(nóng)業(yè)物質(zhì)資本投入由固定資本存量和農(nóng)業(yè)中間消耗兩部分組成。資本存量的估計(jì)方法采用常見的永續(xù)盤存法。為保持引用數(shù)據(jù)與計(jì)算數(shù)據(jù)的連續(xù)性及計(jì)算方法的一致性，本研究以吳方衛(wèi)［7］估算的1980年的綜合折舊率0.0542為基準(zhǔn)重置率。各年農(nóng)業(yè)實(shí)際固定資產(chǎn)投資序列通過當(dāng)期現(xiàn)行價(jià)格的農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資乘以價(jià)格縮減系數(shù)得到，其中1981—1990年縮減系數(shù)以吳方衛(wèi)估計(jì)系數(shù)為準(zhǔn)，且1977年甘肅固定資產(chǎn)原值的估算按吳方衛(wèi)估算的比例②。有效灌溉率為有效灌溉面積與耕地面積的比值，而有效灌溉面積和耕地面積可以從歷年甘肅年鑒中獲得。

二、時(shí)間序列的檢驗(yàn)及模型回歸

(一)時(shí)間序列的檢驗(yàn)

為保證時(shí)間序列數(shù)據(jù)OLS回歸結(jié)果的有效性，需對(duì)各序列進(jìn)行平穩(wěn)性(ADF)檢驗(yàn)③。各時(shí)間序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果顯示:LnY、LnXi、Hj、S～I(xiàn)(1)，即各序列均為單整序列。為了檢驗(yàn)三個(gè)計(jì)量模型中被解釋變量與各解釋變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，采用EG協(xié)整檢驗(yàn)方法，運(yùn)用上文所確定的線性回歸方程，產(chǎn)生模型估計(jì)的殘差序列μij(i=1，2，3)，通過對(duì)該序列做ADF檢驗(yàn)，判斷其協(xié)整關(guān)系。序列μ1t、μit(i=2，3)分別在α=5%、α=1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，接受不存在單位根的結(jié)論，可以確定三個(gè)模型殘差序列均為平穩(wěn)序列。因此，我們可以得出結(jié)論:被解釋變量LnY與解釋變量LnXi、Hj、S之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，滿足OLS回歸的條件，可以進(jìn)行線性回歸。

(二)模型回歸及估計(jì)結(jié)果的分析

(1)利用eviews6.0軟件，對(duì)模型1進(jìn)行逐步回歸。從模型的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果來看，可決系數(shù)R2及調(diào)整的R2達(dá)到0.99以上，說明該模型的總體擬合優(yōu)度很高，具有較強(qiáng)的解釋能力。F檢驗(yàn)值在α=1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)。解釋變量農(nóng)作物凈播種面積、化肥施用量、機(jī)械總動(dòng)力及有效灌溉率的回歸系數(shù)在α=1%的顯著性水平下通過t檢驗(yàn)，只有農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力未通過t檢驗(yàn)。因此，總體來看，各解釋變量均能較好地解釋其對(duì)被解釋變量的影響。而對(duì)于序列相關(guān)性檢驗(yàn)的D.W.值，處于d1=1.14和du=1.74之間，為不可確定區(qū)域，通過LM檢驗(yàn)，結(jié)果顯示通過檢驗(yàn)，說明回歸方程的殘差不存在序列相關(guān)性。同時(shí)，模型通過了異方差性檢驗(yàn)，不存在異方差性，模型的估計(jì)結(jié)果在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上具有較好的擬合效果。從估計(jì)結(jié)果的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上來看，各物質(zhì)投入的回歸系數(shù)即要素的產(chǎn)出彈性系數(shù)具有較好的解釋力。比較各要素的彈性系數(shù)，機(jī)械總動(dòng)力是對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)影響最大的因素，產(chǎn)出彈性為1.01，機(jī)械總動(dòng)力增加1%將使農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增長(zhǎng)一倍;其次為農(nóng)作物的凈播種面積，產(chǎn)出彈性達(dá)到0.95，這是農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的物質(zhì)基礎(chǔ);化肥的施用量既可以看作農(nóng)業(yè)的物質(zhì)投入，同時(shí)也是農(nóng)業(yè)技術(shù)物化投入的體現(xiàn)，施用量的增加對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的增長(zhǎng)具有明顯的促進(jìn)作用，產(chǎn)出彈性為0.20。有效灌溉率作為代表農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的指標(biāo)之一，應(yīng)該對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用，但是本研究結(jié)果顯示為負(fù)，這主要受甘肅具體情況的影響。一方面甘肅地處干旱半干旱黃土高原，有效灌溉率1978年為23.83%，2007年為30.82%，速度緩慢;另一方面，甘肅農(nóng)村水利灌溉事業(yè)發(fā)展相對(duì)落后，水利基礎(chǔ)設(shè)施更新和維修不夠，因此有效灌溉率沒有對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平的提高產(chǎn)生顯著的影響;農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的影響為負(fù)，且未通過t檢驗(yàn)，說明甘肅省農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力大量過剩，邊際收益極低甚至為負(fù)，這與甘肅農(nóng)村發(fā)展現(xiàn)狀是一致的。

(2)為了研究制度變遷和農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的影響，以下依次將以時(shí)間分類的制度虛擬變量和農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)變量引入模型。通過對(duì)模型1和模型2結(jié)果的比較分析，我們發(fā)現(xiàn)，模型2可決系數(shù)達(dá)0.992以上，擬合優(yōu)度提高，制度變量系數(shù)通過t檢驗(yàn)。D.W.值處在du=1.83和4－dl=2.17之間，通過檢驗(yàn)，不存在序列相關(guān)，且通過異方差性檢驗(yàn)，不存在異方差。總體來看，模型質(zhì)量有所提高。關(guān)于各變量的檢驗(yàn)，凈播種面積、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力等變量估計(jì)系數(shù)通過t檢驗(yàn)，且系數(shù)無顯著變化;引入的制度變量估計(jì)系數(shù)通過t檢驗(yàn)，并且為正，這很大程度上說明我們所預(yù)期的兩個(gè)時(shí)期的制度改革和政策的實(shí)施對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)產(chǎn)生了明顯的促進(jìn)作用。具體來看，80年代中期，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制和農(nóng)產(chǎn)品的市場(chǎng)流通體制改革大大調(diào)動(dòng)了農(nóng)民的生產(chǎn)積極性，促進(jìn)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的發(fā)展;而2006—2007年，隨著國家各項(xiàng)支農(nóng)政策的實(shí)施，農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性再次被激發(fā)，提高了對(duì)土地的利用程度，并積極采用新技術(shù)，提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。由此可見，制度因素依然是甘肅農(nóng)業(yè)發(fā)展的推動(dòng)力。

(3)在對(duì)制度因素考察的基礎(chǔ)上，繼續(xù)將農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)變量引入模型3中，得到如下估計(jì)結(jié)果:結(jié)果顯示，模型3的可決系數(shù)提高到0.993以上，擬合優(yōu)度再次提高，D.W.值更接近2，且通過LM檢驗(yàn)，不存在序列相關(guān)性，White檢驗(yàn)結(jié)果說明模型不存在異方差。解釋變量中除農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力外均通過t檢驗(yàn)，估計(jì)系數(shù)與模型2相比并無顯著變化。關(guān)于農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)變量，其估計(jì)系數(shù)為負(fù)值，說明播種結(jié)構(gòu)的變化對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)產(chǎn)生了負(fù)向影響。究其原因，一方面雖然甘肅農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)行了一定程度的調(diào)整，但整體調(diào)整幅度不大，經(jīng)濟(jì)作物占農(nóng)業(yè)總播種面積的比重不到30%，而根據(jù)鐘甫寧［8］的測(cè)算，中國1978—1998年種植業(yè)產(chǎn)值的增長(zhǎng)中，種植結(jié)構(gòu)調(diào)整的貢獻(xiàn)率達(dá)到41.2%;另一方面，甘肅省農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)中其它因素的作用顯著，相對(duì)而言，結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)顯示不出來。這從反面說明農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整依然是甘肅農(nóng)業(yè)發(fā)展的重點(diǎn)。

三、農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步率及對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率的測(cè)算

(一)索洛余值法的擴(kuò)展應(yīng)用

在有關(guān)技術(shù)進(jìn)步定量測(cè)度的文獻(xiàn)中，技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率的測(cè)算大體遵循兩種技術(shù)路線:參數(shù)法和非參數(shù)法。本研究在以上回歸分析的基礎(chǔ)上采用參數(shù)法———索洛余值法，利用回歸分析的參數(shù)估計(jì)值進(jìn)行計(jì)算，具體數(shù)理方法如下:假設(shè)農(nóng)業(yè)部門的生產(chǎn)過程可用以下生產(chǎn)函數(shù)表示Y=AF(K，L，B)(4)其中，Y為農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值，K、L、B分別為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的資本、勞動(dòng)力和土地投入，A為希克斯中性的技術(shù)進(jìn)步，各變量均為時(shí)間t的函數(shù)。從(4)式推導(dǎo)出(5)式———索洛余值公式:TP=A′A=Y′Y－εKK′K－εLL′L－εBB′B(5)TP為技術(shù)進(jìn)步率，即總產(chǎn)值的增長(zhǎng)率減去各投入要素的增長(zhǎng)率的余值，而技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率TPCR=TPY′/Y，即技術(shù)進(jìn)步率與總產(chǎn)值增長(zhǎng)率的比值。這里為了得到土地、勞動(dòng)力和資本的產(chǎn)出彈性，需要將固定資本投資變量K引入模型中，進(jìn)行回歸，結(jié)果見表6。結(jié)果顯示，模型擬合優(yōu)度較高，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值、序列相關(guān)性的LM統(tǒng)計(jì)值及異方差性統(tǒng)計(jì)量均通過檢驗(yàn)，除農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力，其它各物質(zhì)投入要素的產(chǎn)出彈性系數(shù)均通過t檢驗(yàn)。需要指出的是，與以往的測(cè)算方法不同，考慮甘肅農(nóng)業(yè)的發(fā)展實(shí)踐，由于固定資本投資在農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)中的作用甚微，而農(nóng)業(yè)機(jī)械作為主要的資本投資作用顯著，化肥使用作為主要中間物質(zhì)消耗影響也較大，因此，物質(zhì)投入的產(chǎn)出彈性系數(shù)以農(nóng)業(yè)機(jī)械和化肥使用的系數(shù)替代，從而測(cè)算公式轉(zhuǎn)化成:技術(shù)進(jìn)步率:TP=A′A=Y′Y－εFF′F－M′M－εLL′L－εBB′B(6)技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率:TPCR=TPY′/Y(7)

(二)技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率的測(cè)算及比較分析

朱希剛等［4］采用不變的要素彈性按照中國每個(gè)“五年計(jì)劃”時(shí)期的標(biāo)準(zhǔn)劃分階段，測(cè)算了中國“六五”到“九五”時(shí)期的技術(shù)進(jìn)步率及貢獻(xiàn)率;趙芝俊等［5］則為了避免不變彈性的缺陷，通過建立要素彈性隨時(shí)間變動(dòng)的生產(chǎn)函數(shù)模型，得到每年的要素彈性值及其技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率，并根據(jù)其變動(dòng)趨勢(shì)和農(nóng)業(yè)制度、政策的導(dǎo)向?qū)⒅袊r(nóng)業(yè)技術(shù)的發(fā)展分為五個(gè)階段。本研究由于數(shù)據(jù)樣本量的限制采取不變彈性的計(jì)算方法，并借鑒朱希剛等劃分階段的標(biāo)準(zhǔn)，將整個(gè)時(shí)期分為五個(gè)階段。以下用經(jīng)過平滑處理的農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、凈播種面積、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、化肥施用量和機(jī)械總動(dòng)力，以模型4回歸結(jié)果的系數(shù)為產(chǎn)出彈性，計(jì)算各階段技術(shù)進(jìn)步率和技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率。通過比較各物質(zhì)投入和技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率的變化趨勢(shì)，可以看出，甘肅省除農(nóng)作物播種面積外，其它投入在“八五”時(shí)期后基本呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，特別是進(jìn)入“十五”時(shí)期以后，要素投入增長(zhǎng)速度迅速減慢。可見，逐漸降低的化肥投入量和機(jī)械使用量在一定程度上反映了農(nóng)業(yè)化學(xué)化和機(jī)械化對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用開始出現(xiàn)遞減的趨勢(shì)，而生物技術(shù)、信息技術(shù)等技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的潛力依然很大。從各個(gè)時(shí)期技術(shù)進(jìn)步特征來看，技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率的差異比較大，呈現(xiàn)出較大的波動(dòng)，而且與全國相比，甘肅農(nóng)業(yè)技術(shù)整體水平相對(duì)較低。中國“六五”、“七五”、“八五”、“九五”期間種植業(yè)的技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率分別為31%、24%、30%和42.11%［5］，而甘肅分別為41.96%、30.79%、－2.27%和13.56%，如表3－2所示。可見，甘肅農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率的波動(dòng)與全國發(fā)展趨勢(shì)相似，只是在時(shí)間上呈現(xiàn)出一定的滯后性。從每個(gè)時(shí)期的技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率來看，“六五”時(shí)期技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率非常顯著，“七五”時(shí)期有所下降，而“八五”時(shí)期為負(fù)值，這與我國宏觀經(jīng)濟(jì)政策和經(jīng)濟(jì)形勢(shì)基本上是一致的。從“八五”后期進(jìn)入“九五”時(shí)期，隨著我國工業(yè)化進(jìn)程的進(jìn)一步推進(jìn)，農(nóng)村勞動(dòng)力大規(guī)模跨區(qū)域流動(dòng)，農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)需求擴(kuò)大，投入增加，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格回升，對(duì)新技術(shù)采用起到很大的推動(dòng)作用，農(nóng)業(yè)技術(shù)貢獻(xiàn)率逐步回升。進(jìn)入“十五”時(shí)期到“十一五”前期，國家的農(nóng)業(yè)與農(nóng)村政策不斷創(chuàng)新，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營范圍進(jìn)一步擴(kuò)大，生物育種、信息化管理等高新技術(shù)得到一定程度的利用，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)率也從13.56%加速上升到51.54%。這反映出農(nóng)業(yè)制度改革對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有很大的影響，對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步有很大的促進(jìn)作用。

四、基本結(jié)論及啟示

通過對(duì)甘肅1985—2007年的農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)影響因素分析和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率的測(cè)算，得出以下幾個(gè)結(jié)論及啟示。

第一，依靠技術(shù)進(jìn)步是促進(jìn)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的主要途徑。通過分析不同要素投入對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的影響，并對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)中廣義技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率的測(cè)算，得到包括組織演進(jìn)、制度變遷和結(jié)構(gòu)調(diào)整等在內(nèi)的廣義技術(shù)進(jìn)步作用的變化趨勢(shì)，可以看出農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)發(fā)揮了重要作用，是農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的核心動(dòng)力。同時(shí)我們也看到，甘肅農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)率一直低于全國平均水平，農(nóng)業(yè)依然處于較低的發(fā)展階段，農(nóng)業(yè)技術(shù)的發(fā)展具有很大的進(jìn)步空間，依靠技術(shù)進(jìn)步是促進(jìn)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的主要途徑，是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿Α?/p>

第二，以生物技術(shù)進(jìn)步為主、因地制宜地推進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械技術(shù)的使用，是農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的主要方向。從甘肅農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的要素投入和貢獻(xiàn)狀況來看，生物化學(xué)技術(shù)和機(jī)械化對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的作用都十分顯著。農(nóng)用機(jī)械的使用節(jié)約農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力，提高了勞動(dòng)生產(chǎn)率，生物化學(xué)技術(shù)的使用提高了土地產(chǎn)出效率。但是受甘肅地形特征的影響，山區(qū)和半山區(qū)的耕地布局分散，坡度較大，只能部分地使用小型機(jī)械，從而使農(nóng)業(yè)機(jī)械技術(shù)的使用受到一定的制約。生物化學(xué)技術(shù)加上精耕細(xì)作一直是甘肅農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的主要方向，但農(nóng)藥化肥等傳統(tǒng)技術(shù)的邊際收益呈現(xiàn)出下降趨勢(shì)，而近年來良種繁育等生物工程技術(shù)的快速發(fā)展對(duì)提高土地生產(chǎn)效率作用顯著，對(duì)于農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)具有較大的發(fā)展?jié)摿ΑＲ虼耍罅Πl(fā)展現(xiàn)代生物技術(shù)、因地制宜地推進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械技術(shù)是甘肅省農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的主要方向。

第三，發(fā)展基于比較優(yōu)勢(shì)的特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)、優(yōu)化農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)依然是農(nóng)業(yè)發(fā)展的重點(diǎn)。從影響農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)各因素的分析結(jié)果來看，農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的作用并未顯現(xiàn)，但從全國農(nóng)業(yè)的發(fā)展規(guī)律來看，結(jié)構(gòu)調(diào)整是促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要途徑。而且，就甘肅近年來的發(fā)展實(shí)踐看，以其獨(dú)特的資源稟賦為基礎(chǔ)的特色優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)，比如馬鈴薯、花卉、中藥材、啤酒大麥、育種等特色產(chǎn)業(yè)已具雛形，發(fā)展勢(shì)頭良好，對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)、農(nóng)民增收的影響越來越大，只是發(fā)展規(guī)模依然比較小。因此，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是促進(jìn)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的有效途徑，而通過技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)區(qū)域特色產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是優(yōu)化農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)的主要方向。

第四，制度因素對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)具有宏觀推動(dòng)作用，并且是農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的保障。從農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)因素的分析結(jié)果來看，農(nóng)業(yè)農(nóng)村政策的改革和創(chuàng)新對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)和農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步有著很大的影響。農(nóng)戶是農(nóng)業(yè)技術(shù)使用的主體，農(nóng)戶采用新技術(shù)的動(dòng)力在于其潛在的收益率，而各項(xiàng)農(nóng)業(yè)政策比如土地政策、投資政策、稅收政策等不僅直接影響著農(nóng)民的收入水平，而且為農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步提供動(dòng)力和支持。特別對(duì)于像甘肅這樣的西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)來說，農(nóng)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)條件和市場(chǎng)環(huán)境都比較差，政策引導(dǎo)與支持顯得更為重要。目前，針對(duì)農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展中的薄弱環(huán)節(jié)和主要制約因素，比如創(chuàng)新農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)制度和金融制度，增加農(nóng)業(yè)財(cái)政支出比例，加快農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加快適合地域特征的農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新并通過補(bǔ)貼等手段降低農(nóng)戶采用新技術(shù)的成本，顯得十分重要，其中，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)基本建設(shè)、加快農(nóng)村水利工程、汲水灌溉系統(tǒng)的建設(shè)，改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，是促進(jìn)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)和技術(shù)進(jìn)步的重中之重。