时间：2023-07-28 17:33:25
开篇：写作不仅是一种记录，更是一种创造，它让我们能够捕捉那些稍纵即逝的灵感，将它们永久地定格在纸上。下面是小编精心整理的12篇农业经济分析，希望这些内容能成为您创作过程中的良师益友，陪伴您不断探索和进步。
“三农”问题是我国农业经济发展的关键，通过制定彼此联系又相互促进的经济发展措施，培育新型农业经营主体，逐步增强农业科技推动力，推进各项政策来促进农业产业发展；推进家庭农场经营、集体农场经营、合作经营模式、企业经营等多种方式共同发展。新型农业经营主体体系、投入稳定增长机制、绩效考核评估制度等政策制度基本形成。运用市场经济的办法推进生产要素向新型农业经营主体优化配置，为农村经济发展走出困境，采取有效办法，通过发展集生产、供销、信用“三位一体”的综合社调整产业结构，提高农民收入，帮助农户脱贫致富。
二、培育新型农业经营主体，促进农村经济发展
（一）构建“产业+产品”的目标体系，实现农业生产规模化
增强农业农村经济发展新动能，运用各项政策法规，把农业生产与农业经营结合起来，形成比较完善的体系，助力新型农业经营主体提升规模经营能力、完善经营效益分享，充分发挥带领农民增产增收共同致富建设现代化农业。坚持以“产业+产品”作为新时期农业经济发展的目标体系，就是要实现农业经济产业化发展，农业农品经济效益的不断扩大，走中高端农产品的供给路线，走绿色发展的产业道路，将会是农村经济发展活力的重要着力点。制定农业经济产业发展路线，传统单一、零散的农村经济发展模式，显然无法适应供给侧改革下的市场经济环境。农村经济产业化发展的路线，就是要以“绿色经济”为主线，“特色经济”为色调，依托农业经济发展资源，构建有特色的农村经济产业。帮助农民、提高农民、富裕农民的同时，当地政府充分发挥职能，通过好的政策措施，帮助农产品龙头企业。
（二）建立现代农业发展体系，大力发展专业合作社
农民专业合作社是构建现代农业经营的桥梁纽带，是建设现代农业、增加农民收入的保障。加快推进农民专业合作社发展，强化其与贫困户的利益联结机制，发挥其对贫困群众的组织和带动作用，是提高群众自我发展能力、加快脱贫攻坚步伐的重要举措。要以农民专业合作社带动整个地区发展，从而实现农业品生产规模化和集团化。农业经济快速的发展，必然会拉近城乡之间距离，提高农民经济收入。农业现代化发展，是全国范围内农业农村经济发展重要环节。充分发挥政策导向作用，促进农民专业合作社发展。农民专业合作社是一种新的农村经济组织，支持农民专业合作社建立“农超对接”、“农企对接”销售网络，通过帮助农民合作社发展电子商务，建设网站进行产品和形象宣传，产、供、销模式满足了市场需求，伴随专业合作社的壮大，产业链将会逐步延长，对推动现代农业产业链丰富，具有更大的发展潜力。
（三）依托农业大数据，建立完善的农业经济体制
农业技术大数据在农业生产的运用及平台建设，为我国传统农业向现代化农业发展提供了一系列的思路和理念，有利于政府为涉农问题决策，通过对数据的分析和挖掘可以有效指导农业生产活动，推动农业相关企业的发展促进农村经济发展，加快实现新农村建设中农民生活富裕的要求。现代农业的发展对一些设施依赖较高，科学技术正以大数据的形式向各类农业领域渗透，行业整合变为农业生产模式变革的重要组成部分。目前我国农业发展中，生产要素已改变，当前，数据应用是农业农村现代化、乡村振兴、农业农村信息化的有力抓手，互联网信息时代的来临，网络交易系统平台成为大家交易的主要手段。通过网络信息平台宣传推介各类特色农产品，效果十分乐观，所以必须要保障农村网络畅通。大数据收集各种生产生活的相关数据，通过科学技术进行研究分析，寻求价值，指导生产，帮助政府进行决策。因此，对加快完善农村基础设施建设，对农村经济的发展有着极大的促进作用。
三、结语
农村经济发展是国家经济发展的基础，我国经济发展进入新常态，农村经济的内外部形势正在发生深刻变化对我国农业的稳定和新型农业经营主体、多种形式适度规模经营，具有重要意义。促进市场农业经济的发展，增强科技推动力，成效非常显著，为“三农”服务方面，有不可替代的贡献。“互联网+”时代下，农业经济要正视自身经济模式存在的问题，并进行方方面面的改善调整，逐步准确的发展方向，完善经济形式，推动经济发展，强化各项惠农补贴政策。
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随着世界经济的全球化发展，国家与国家之间的经济联系越来越紧密。农业经济作为经济活动的重要组成部分，成为各国加强经济联系的关键点所在。我国是一个农业大国，农业对于社会经济的发展起到了根本的推动性作用。农业经济管理工作，对于农业经济的发展有重要影响，加强农业经济产值的增加，加强农业经济管理力度，才能让农业发展方向更加清晰。
前言
农业经济是我国经济的重要组成部分，但与工业等行业相比，农业生产起步较晚。在改革开放政策实施之后，我国的农业经济迎来了新的发展篇章。国家加大了对农业经济的支持，明确了农业经济发展的方向，给予了充足的资金支持。但是，农业经济的发展仍然面临一些问题，影响了农业经济发展质量的提升。
1.农业经济管理现状分析
农业经济管理存在问题，会直接影响农业的整体发展。在农业发展的今天，农业经济管理问题仍然存在，具体问题如下：
1.1农业经济管理方法与经济发展不相符合
在社会快速进步的今天，我国的社会主义市场经济体制已经得到有效建立与实施。但是，农业经济管理制度并没有进行及时更新，与现行的经济体制不尽相符，同时也无法满足农业结构优化的需求，使得农业经济发展受到限制。不科学的农业经济管理体制，极大地影响了农业经济管理方法有效性的展示，也让农业经济的发展速度无法提高。农业经济管理制度存在的问题较多，但其与经济体制的不协调性是最明显的一点。
1.2对农业经济管理工作重视度不足
农业是我国主要的产业，一直受到国家的高度关注。我国针对农业出台与实施了多项制度，也出台了很多文件，对农业经济的发展提出了明确的要求与指示，给农业经济的发展提供了坚实的后盾。但是，在农业经济管理的实践中，许多农业经济管理问题没有得到重视。各项经济管理制度执行性的不足，使得其优化效果无法得到发挥。相关部门对于农业经济管理工作的不重视，体现在管理工作者的思想落后以执行力度不足上。在农业经济发展的同时，相关管理人员的素质也应当进行有效提升。管理人员对于农业经济发展的重要性认识不足，忽视农业经济管理工作，会直接影响农业经济管理的质量。
1.3农业经济管理者工作能力不足
农业经济管理工作者的业务能力以及综合素质，对于农业经济管理成效有直接影响。目前，许多农业经济管理人员的管理水平不足，知识体系较为单一，无法满足农业经济发展的需求。社会主义市场经济体制的建立，使得市场化思想成为农业经济管理者的重要思想观念之一。然而，许多农业经济管理者没有建立明确的市场意识，也没有充足的执行能力，使得农业经济管理工作的优势无法得到发挥。
2.农业经济管理的具体发展方法
做好农业经济管理工作，就要对农业经济管理工作的结构进行调整，加强管理方法的优化。下面，我们就来分析几点农业经济管理的具体方法：
2.1加强农业经济管理信息化力度
信息技术的快速发展，让信息技术与农业经济的发展紧密结合在一起。将信息技术应用到农业经济管理工作中，有利于农业经济管理工作效率的提高。在未来的农业发展过程中，信息化是农业经济管理的重要手段。目前，我国的农业经济管理工作已经朝着信息化方向发展，信息技术让农业技术快速转化成为农业成果。农业经济管理工作人员要加强对农业经济管理信息手段的重视，明确提高管理效率。农业经济信息化管理体制的建立，会让农业科研成果的相关信息得到收集与保护，更能让农业经济发展具有良好的基础。
2.2做好农业经济管理产业化工作
农业产业化发展，是我国农业发展的重要目标与方向。产业化目标的达成，让农业有了基本的生产基础，也使得许多农业合作政策可以得到落实。在农业产业化发展的过程中，许多农业经济组织得以建立，也催生了许多中介性的农业服务组成。而这些农业相关组合的产生，提高了农业生产的利益，也让农业产业逐渐完善，加强了农业生产的市场化。农业生产基地的增多，让农业生产的标准更加明确，也让农民逐渐成为农业企业中的一员，在促进农业快速发展的同时，提高了农民的收入。
2.3做好农业经济管理体制创新
让农业与我国社会主义市场经济制度和谐共处，是促进农业发展的重要环节。加强农业经济管理体制的健全与，使其跟上时展的步伐，才能让农业经济管理上的障碍得以消除，促进农业经济的平衡发展。农业经济管理体制的改革，需要国家与政府部门的支持。农业相关部门要发挥自己的管理职能，加强农业经济管理的宏观调控，让农业经济发展得到必要的政策支持。明确农业技术的开发制度，培养大量的农业经济管理人才，积极调整农业结构，提高农业经济管理者的综合素质，有利于现代化与产业化农业的发展，更能够促进农业成为国民经济发展的重要力量。
关键词：极端天气气候；农业经济产出；弹性；长期均衡；短期波动；
作者简介：刘杰
在全球变暖的大背景下，极端天气气候事件发生的频率和强度都有显著的变化.由于极端天气气候直接威胁到人类赖以生存的生态环境，制约着社会经济的可持续发展，气候变化问题，特别是极端天气气候及其影响已经成为各国政府和国际机构关注的热点问题.政府间气候变化专门委员会(IPCC)第四次评估报告[1](AR4)指出，全球强降水、干旱、极端高温和极端低温等极端天气气候事件的强度和频率都发生了显著的变化，并对人类社会经济系统的诸多领域产生了很大的影响.其中的不利影响居多，严重阻碍了社会经济的可持续发展.英国著名经济学家斯特恩[2]领导编写的《斯特恩回顾：气候变化经济学》采用经济学模型，对北美、欧洲以及澳大利亚等地区气候变化对经济和粮食产量的影响进行了详细的评估.结论指出，不论是发达国家还是承载能力较弱的发展中国家，气候变化对全球经济系统产生的影响多为负面的.
天气气候影响社会经济表现在两个方面，一是天气气候变化对经济发展的影响，比如利用天气气候信息减少灾害损失；二是以天气气候信息为手段，通过市场需求获利[3].随着人们对气候变化科学认识的不断加深，气候变化已经演变成一个多学科交叉的综合研究领域.Dutton[4]认为农业、交通、能源、零售业、制造业以及建筑业都对天气气候变化敏感.美国经济产出的三分之一具有天气气候风险.Demuth等[5]将社会科学的概念和方法引入气象科学，建立了天气与社会经济这一跨学科领域的研究框架，实施了天气与社会经济相耦合的研究计划WAS*IS(WeatherandSociety*IntegratedStudies)，并展望了该领域的未来研究前景.国外开展天气气候的经济学影响研究已经深入到社会经济的方方面面，涵盖了农业、商品零售业、建筑业、服务业等经济部门，取得了非常显著的社会经济效益[6~11].Larsen等[12，13]采用加入温度和降水的计量经济模型，对美国十一个经济行业进行了天气敏感性研究，结论认为受天气因子变化影响的美国农业经济产出值的比率为12.09%.
中国从20世纪90年代初开始进行气候变化的影响研究，主要研究领域集中在水资源、农业、陆地生态系统和近海生态系统，研究方向主要集中在物理影响方面，而与此相关的社会经济影响评估较少开展[14].近几年，随着不同学科进一步的交叉融合，运用经济学方法和模型定量分析天气气候的经济学影响的研究成果不断涌现.张永勤和缪启龙[15]，路琮等[16]利用投入-产出模型分析了天气气候变化造成的农业总产值的损失，以及对国民经济其他部门的影响.丑洁明等[17]和Dong等[18]将降水因子引入C-D生产函数构建新的气候经济模型，用东北粮食产量验证了模型的合理性.罗慧和李良序[19]采用加入温度和降水因子的C-D生产函数构建计量经济学模型，细致评估了陕西各经济行业对气象条件变化的敏感性.孙宁和李廉水[20]建立多变量结构向量自回归模型SVAR，通过脉冲响应函数来考察气温对南京市工业经济的动态影响.
与国外研究进展相比，国内研究才刚刚起步，研究方法还存在较多的不确定性；研究范围仅限于个别地区和站点；选取的气象因子多是温度、降水量和风速等常规气象因子，并没有抓住影响经济系统显著的异常天气气候事件.从1996年开始，我国就致力于气候异常对国民经济影响评估业务系统的研究，完成了“气候异常对国民经济影响的综合业务评估系统”的总体框架、系统结构以及基本业务流程的设计，初步建立了气候影响的综合业务评估系统.由于系统的研究内容涉及范围广大，要建立一个完善的业务综合系统，还需要进一步加强研究和优化，才能发挥实际的社会经济效益[21，22].因此，国内研究成果尚且不能满足我国对天气气候经济学影响科学认识的需求.中国位于东亚季风区，是受极端天气气候事件影响严重的国家之一，每年都会遭受较大程度的经济损失和人员伤亡，这些影响主要集中在脆弱性较高的农业领域.运用计量经济分析方法对高敏感和高脆弱的农业经济产出受极端天气气候的影响展开实证研究.一方面可以揭示二者之间的长期均衡和短期波动关系，另一方面可以知道不同区域农业经济产出受哪种极端天气气候因子影响显著，从而为防灾减灾提供科学依据，减缓异常天气气候造成的经济损失，促进农业经济的可持续发展.图1表示的是天气气候与农业经济产出之间的相互作用关系.
1资料
本文使用的资料包含社会经济统计资料和气象资料两部分.社会经济数据来源于《中国城市统计年鉴》，包括1994~2006年83个地级市的农业经济产出值(GDP)、固定资本投入(Capital)与农村劳动力人数(Labor).以2006年不变价格计算，将农业经济产出从名义值转换成实际值，以消除价格变化因素的影响[23].将数据取自然对数，经过对数变换的数据可以削弱数据的异方差性，同时也可以缩小数据取值范围，减少异常值的影响.
气象数据采用的是国家气候中心1994~2006年83个地级市的逐日温度资料、逐日降水资料以及逐日综合气象干旱指数CI.基于逐日气象资料计算的极端天气气候因子包括：逐年极端高温事件(Tmax)、逐年极端低温事件(Tmin)、逐年极端降水事件(Precip.)以及逐年干旱天数(Drought).
考虑到我国不同区域的气候特征差别较大，本文采用相对阈值的方法计算极端气候阈值，进而计算了1994~2006年逐年的极端温度事件和极端降水事件发生天数.极端温度和极端降水阈值采用百分位定义法[24]，即认为极端天气气候事件是某一特定时期内发生在统计分布之外的小概率事件，通常分布在统计分布曲线两侧各10%的范围内.图2表示的是极端温度事件的诊断方法.取1971~2000年为气候标准期，采用百分位法定义极端阈值，从而检测2006年北京市极端高温事件和极端低温事件.当逐日最高温度超过高温阈值时，即认为发生了一次极端高温事件.逐日最低温度低于低温阈值时，即认为发生了一次极端低温事件.另外，利用1994~2006年逐日综合气象干旱指数CI，统计出逐年干旱发生的总天数.综合气象干旱指数既反映短时间尺度(月)和长时间尺度(季)降水量气候异常情况，又反映短时间尺度(影响农作物)水分亏缺情况.该指标适合适时气象干旱检测和历史同期气象干旱评估[25].
2方法
2.1气候经济模型的构建
农业经济产出与极端天气气候因子之间是非线性关系.研究极端天气气候因子对农业经济产出的影响，必须将极端天气气候因子看作是决定经济产出的一个变量.经典的Cobb-Douglas生产函数以经济学理论为基础，由数学家柯布(CobbCW)和经济学家道格拉斯(DouglasPH)共同探讨投入和产出的关系时创造的生产函数，并运用于宏观经济分析[26].在计量经济学领域经过多年的应用和发展，证明了其科学性与合理性.
弹性的经济含义为，在保持其他因子不变的条件下，极端天气气候因子每变化1%将造成农业经济产出变化βW%.弹性的大小可以代表农业经济产出对极端天气气候因子变化的敏感性.指数乘积形式的生产函数是非线性模型，模型的参数具有明确的经济学含义.加入极端天气气候因子拓展了模型的应用领域，将经济学与气象学有机地耦合进行跨学科领域的交叉研究.
2.2变量平稳性检验
为避免对非平稳时间序列进行参数估计时产生虚假回归问题，需要进行变量的平稳性检验.平稳性检验最常用的统计学方法是单位根检验(ADF)方法.
Tau统计量的显著性检验结果接受零假设，就认为变量是非平稳序列；反之，变量则为平稳序列.
以北京市1994~2006年时间序列数据为例进行单位根检验.变量的平稳性Tau统计量检验结果(表1)表明，农业经济产出、固定资本投入、劳动力以及四个极端天气气候因子的自然对数时间序列数据都是非平稳数据，但是经过一阶差分后变成平稳数据.变量经过一阶差分后为平稳序列，满足进行回归分析的条件.
2.3格兰杰因果关系检验
极端天气气候事件对农业经济产出的影响具有滞后效应，即从发生极端天气气候事件到农业经济产出受到影响，有一个滞后期.为了证明极端天气气候事件是影响农业经济产出的原因，本文采用衡量变量之间因果关系应用最为广泛的格兰杰因果检验(Grangercausalitytest)进行实证分析[28].格兰杰因果检验的基本思路是：如果极端天气气候因子的历史信息有助于改善农业经济产出Q的预测精度，则认为对Q存在格兰杰因果关系.检验的具体方法是建立两变量的自回归模型：
对模型中的参数进行估计，并对βi进行显著性检验.原假设为不是引起Q变化的格兰杰原因”.如果拒绝原假设，就可以得出极端天气气候因子对农业经济产出存在格兰杰因果关系的结论.卡方检验结果(表2)在0.01显著性水平下拒绝原假设，表明极端高温、极端低温、极端降水和干旱四个因子是我国农业经济产出变化的格兰杰原因，在一定程度上影响了农业经济产出的变动.
2.4长期均衡与短期波动理论
农业经济产出、固定资本投入、农村劳动力以及四个极端天气气候因子被一个经济系统联系在一起，从长远来看这些变量应该具有长期均衡关系.Engle和Granger[29]指出，两个或多个非平稳时间序列的线性组合可能是平稳的，假如这样一种平稳的线性组合存在，这些非平稳时间序列之间被认为具有长期均衡关系。
在短期内，因为季节影响或随机干扰，农业经济产出有可能偏离长期均衡状态.公式(10)表述的是农业经济产出与极端天气气候因子的长期均衡关系，而实际经济数据却是由短期波动过程组成的.因此，需要用数据的短期波动过程来逼近经济产出的长期均衡过程.反映极端天气气候对农业经济产出短期波动影响的公式如下：
式中等号右边第一项为误差修正项，反映了农业经济产出在第t-1时点的短期偏离；为误差修正项系数，通常称为调整系数，表示在t-1时点对农业经济产出偏离长期均衡状态的调整速度.从短期看，农业经济产出的变动是由较稳定的长期趋势和短期波动所决定的，短期内对于均衡状态的偏离程度的大小直接导致经济产出波动振幅的大小.从长期看，长期均衡关系式起到引力线的作用，将非均衡状态调整到均衡状态[30].
3极端天气气候事件的产出弹性
我国不同区域气候特征不同，农业经济产出受极端天气气候事件影响的大小存在差异.将全国划分为七个区域，计算得到不同区域极端天气气候因子对农业经济的产出弹性.
极端高温影响农业经济产出显著的区域有华北、东北和华南，且极端高温事件发生天数每增加1%，东北农业经济产出减少4.075%，华南农业经济产出减少0.850%，而华北农业经济产出增加0.009%.极端低温影响农业经济产出显著的地区有华北、西北、华东以及华南.华北、西北和华东极端低温的产出弹性为负值，分别为-0.025，-1.028和-0.476，华南极端低温的产出弹性为0.595.除西北地区外，其他地区农业经济产出受极端降水影响显著.东北、华中、华东和华南地区产出弹性为负值，分别为-1.727，-2.608，-1.158和-0.867；华北和西南地区产出弹性为正值，分别为0.005和0.039.干旱对华北、华东、西南、以及华南地区农业经济的产出弹性均为负值，分别为-0.039，-1.665，-0.022和-0.770.
由表(3)的参数估计与显著性检验结果可以看出，极端天气气候事件对不同区域农业经济产出的影响多位负面的，并且影响的大小差异很大.一方面是因为不同地理区域的气候特征相差很大，另一方面是由于不同地区农业经济生产条件的差异所造成.从纵向看，华北和华南的农业经济产出受极端天气气候变化影响最大；从横向看，极端降水和干旱对我国农业经济产出造成的负面影响更加显著.极端天气气候对农业经济有显著负面作用的区域，应提高农业经济生产活动关键时期的天气预报或气候预测准确率，提前预估受天气气候变化影响的可能农业经济产出值，有利于决策者及时调度资源，降低农业经济的可能损失.
4长期均衡和短期波动关系
为进一步研究极端天气气候事件对我国农业经济产出的整体影响，对农业经济产出与固定资本投入、农村劳动力以及极端天气气候因子的长期均衡关系式进行拟合.模型的残差序列通过0.01显著性水平的ADF检验，即认为极端天气气候因子与农业产出的之间具有显著的长期均衡关系(式(12)).固定资本投入和农村劳动力的产出弹性为正值.在其他条件不变的情况下，资本投入每增加1%，农业经济产出增加0.129%；劳动力每增加1%，农业经济产出增加0.342%.劳动力产出弹性大于资本产出弹性，说明我国农业经济产出方式对劳动力的依赖性更大，劳动力的投入是增加农业经济产出的主要因素，符合我国农业经济生产方式的实际情况.极端天气气候因子对农业经济的产出弹性均为负值，并且都能通过0.05显著性水平的检验.在其他条件不变的情况下，极端高温事件天数每增加1%，农业经济产出减少0.112%；极端低温事件天数每增加1%，农业经济产出减少0.031%；极端降水事件天数每增加1%，农业经济产出减少0.033%；干旱天数每增加1%，农业经济产出减少0.047%.
在公式(12)和(13)中，括号内的值为标准误差，*和**分别表示参数通过P<5%和P<1%的显著性检验.
长期均衡关系表达式可以度量固定资本投入、农村劳动力、极端天气气候因子与农业经济产出之间的长期均衡关系，而短期波动关系式则解释这些变量之间的短期相互作用(式(13)).符号表示变量的一阶差分算子，反映了变量的短期波动量.固定资本投入和农村劳动力的短期波动变化对农业经济的产出弹性分别为0.34和0.606，并且都能通过0.01显著性水平的统计检验.但是，四个极端天气气候因子的短期波动变化对农业经济的产出弹性均不具有统计显著性.
从以上分析可知，极端天气气候因子对农业经济产出的影响表现在长期均衡关系上，而不存在短期波动影响.极端温度、极端降水以及干旱对我国农业经济产出具有显著的负面作用.
5结论和讨论
本文选取对天气气候变化敏感并且脆弱性较高的农业经济领域为研究对象，将极端天气气候因子引入经典的Cobb-Douglas生产函数，构建一个新的气候经济模型.运用计量经济学方法，定量分析了极端天气气候事件对我国农业经济产出的影响.结果表明：(1)极端天气气候因子是我国农业经济产出变化的格兰杰原因.(2)极端天气气候事件对不同区域农业经济的影响差异较大，且多为负面影响；华北和华南是受极端天气气候影响最显著的地区；极端降水和干旱是影响农业经济最显著的因子.(3)全国平均来看，极端天气气候因子与农业经济产出之间存在长期均衡关系，对我国农业经济有显著的负面影响.
值得注意的是，极端高温对华北农业经济的产出弹性为负值，而对东北的产出弹性为正值，这一结果与传统的认识存在一定的差异.其原因在于模型参数估计方法的选取.统计验证表明，华北各地级市农业经济产出之间的差异符合随机效应，而东北农业经济产出之间的差异符合的固定效应.对随机效应和固定效应的统计判定，会影响参数估计方法的选取，最终使得模型参数的大小、正负值产生变化.利用模型工具开展定量化研究，研究结果必然存在一定的不确定性，从模型的构建到参数估计方法的选择都需要进一步探讨，促进气象学与经济学这一交叉研究领域的发展.
农业在国民经济里占据着基础性地位。农业对经济的发展有着推动作用，另外，我国农村人口占据较大比重，农业收入是其主要的收入来源。这些因素都确保了农业在我国的地位。近年来，随着经济发展，农业经济也不断发展，但是也呈现出各种问题。当前，我国土地资源日益减少，农业经济发展竞争更加激烈，如何推动农业经济发展是我国各界关注的重点。
关键词：
农业经济増长；农业技术进步；经济增长
当前，我国农民经济收入的主要来源还是农业收入，这种现象严重的制约了农民经济收入的增加。另外，我国农业的发展方式也多是粗放式发展，经济增长的方式没有达到最优。农业经济的发展最终必然是走可持续与集约化发展的道路。本文重点针对农业技术来研究农业经济的发展。
一、农业发展的概述
(一)农业发展中的相关概念
在我国农业是指依托土地资源进行动植物生产的产业。农业也有广义与狭义之分，所谓狭义的农业主要指依托土地资源进行种植农作物的种植业。广义上的农业还包含了种植业、畜牧业、渔业、林业及相关的副产业。所谓的农业技术是在农业活动的生产活动中，农业从业者为实现增产与增收，对从事的农业活动进行的技术改造与优化活动。在农业领域内，农业技术的进度对农业发张有着积极的促进作用。农业技术进步的主要外在表现有：落后技术的淘汰，农业生产力的提高、农业产值的增长、生产效率的提高。
(二)农业发展存在的问题
近年来，我国农业经济发展虽然有了明显的增长，但在农业的产业发展中仍存在着许多问题。农业发展存在的问题主要表现有：农村耕地种植面积的大幅减少，人地矛盾日恶化；农业受教育程度低，文化水平较弱；农业技术发展缓慢；土地集约化程度低；农业经济整体呈现不出规模效益；农产品供过于求，竞争力弱；农业经济结构不合理等等。
二、农业技术进步对农业经济发展的影响
(一)改变农业生产要素的质量
农业技术进步可以改变农业生产要素的质量，以此可进一步促进农业经济的增长。农业技术进歩的作用首先通过生产要素的改变来实现。农村经济发展中，生产要素主要是农作物、鱼类、林木及牲畜。通过改良农作物、鱼类、林木及牲畜的品种可以推动农业经济的发展，要实现农业中生产要素的品种提升，需要现代的农业种植与遗传学的文化知识，更需要对所依托的土地资源进行改造与优化；需要改造生产工具与器械，提升生产效率；另外，还要提升生产所依托土地资历的利用率，以此推动农业经济发展。
(二)优化农业生产环节
农业技术的进步对其经济发展的影响不仅表现在生产要素的优化中，更通过渗透到农业生产的各个环节中表现出来。整个农业的生产活动中，通过利用科学技术，提升农业的技术发展水平可以优化土地的基础建设，改善耕地水土流失与土地沙化的状况；还可以发展循环农业，生态农业，实现农业的规模化与产业化的发展。在农业延伸产业上，农业加工业发展可以通过技术发展，提升农产品的附加值，增加其产能与品种。在流通环节，通过农业技术的进步，依托先进交通工具与便利的交通设施，可以实现农产品的快速交换。此外，企业可以建立起功能齐全，渠道多样的信息网，加强农业生产各环节的联系，以此促进农业的经济发展。
(三)改良农业的产业结构
农业不仅仅是指农业种植业，它包含了多个产业统。通过改良与优化农业的产业结构的可以促进农业的经济发展。农业技术水平的提升可以提升农业的增长质量，农业的产业结构也会得以优化与改良。举例来说，畜牧业与渔业可以通过改进农业技术以此优化其产业内部的结构，甚至优化两部门产业间的结构，从整体上使整个农业产业结构发生变化，得以优化，最终是农业得以发展。
三、农业技术进步的优化策略
(一)提升农业的技术创新能力
农业技术水平的提升，要从技术创新能力的提升着手。首先。国家农业管理部门，特别是科研部门应该改变其技术研究方向。当期，我国地方的农业科研部门的关注重点是农业生产，科研重点几乎全部在农业生产上。农业科研部门应将科研重点放在生态农业、循环农业上，发展可持续的循环农业。除此之外，科研部门应该关注农业的品种改良、信息技术提升等。其次，农业的技术创新能力提升不应该忽视政府的监督作用。在农业科研领域中，所有的科研项目经费往往是由政府部门来提供。政府在农业技术提升中，充当了投资人的角色。在整个农业技术创新能力提高中，政府部门更应该发挥其宏观管理的角色与监督者的角色。再者，积极推进农业科技的产业化。农业科技的产业化主要是指科技成果的产业化。这种产业化是指上市农业发展与技术发展的必然结果。政府要加大对农业的高新技术园区开发与拖入，通过政策、地域及农产业优势吸引农业科技企业与单位入园，实现农业科技的产业化。
(二)加强农业产业的教育
农业技术水平的提升要不断的加强农业产业的教育。加强对农业从业者的职业教育，使其成为农产产业化经营的主体；开展实用农业技术的培训，增强农民的科学生产意识；积极引导与强化农民及相关从业者的市场观念。农业技术提升的关键是农业从业者对新技术的运用。因此，农业从业者应该积极接受农业产业教育，增强其科学文化素质，并在农业生产中将农业技术及相关知识运用起来，推动农业经济的发展。
(三)推动农业的市场环境改革
农业技术的发展也依赖于农业产业本身。通过对农业产业进行改革，为农业技术发展创造良性的市场环境。农业技术的发展本就随着农业市场环境变动而变化，市场对农产品与生产机械需求增加，市场上众多参与者会更多的关注于通过提升农业技术水平以获取更多农产品。因此，通过对农业产业进行改革，增强市场对农业产业的需求，改善农业产业的市场环境，最终，创造有利于农业技术发展的市场环境，以此推动农业产业的发展。
(四)加强农业技术的推广
加强农业技术的推广与传播有助于农业技术的发展。农业技术的推广要做到及时、有效地将最新的农业技术推广给农业从业者。最终，能够帮助农业从业者解决农业生产中的各种问题，促进农业技术的进步。农业技术的推广要建立起一套完善的农业技术推广和研究体系。技术推广与研究体系要坚持以政府主导，充分发挥各方优势对农业技术进行多元化的技术推广与研究。要避免单纯依靠政府主导，要充分发挥农业、农民及相关从业者、农业经济组织、农业技术研究企业的力量，要做到政府主导多方参与的农业技术推广服务体系。
(五)提升农业技术队伍素质
农业技术的提升离不开专业的农技研发人员，提升农业技术研发团队的专业能力与素养才是关键。对于农业技术研发团队的专业能力与素养的提升核实对农业技术团队的培训工作。因此，农业技术研发团队要加强对其从业人员的培训；在进行人员招聘时，要对研发人员进行全方位的考察。不仅要求研发人员具备较强的专业能力知识，还要求研发人员具有大量的农业经验；对农业技术研发团队而言，还应该完善对其考核评价制度。团队及研发人员素质的提高要充分发挥考核评价制度的作用。通过对相应人员进行考核与评价，以此激烈其专业能力的提升。
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关键词：农村基础设施 农业经济增长 实证分析
引言
农村基础设施是发展农村生产和保证农民生活而提供的公共服务设施的总称。包括交通邮电、农田水利、供水供电、商业服务、园林绿化、教育、文化、卫生事业等生产和生活服务设施。它们是农村中各项事业发展的基础，也是农村经济系统的一个重要组成部分，应该与农村经济的发展相互协调。
随着“新农村建设”的提出，我国各级政府对农村发展支持逐步加大，如何促进农村经济快速发展成为近年来研究的热点问题。在发展进程中，各级政府应该采取有效的政策措施来确保对农村基础设施建设的投资，同时完善的基础设施建设又要求大量农居地的重新整理，进而推动农村住宅建设的快速发展。
（一）农村基础设施投资的相关研究
林后春（1995）认为，我国农业基础设施发展不足的关键原因在于没有认清工业、农业和基础设施三者的交换关系。李立清等（2003）认为我国农村在教育、卫生、社会保障等方面与国外发达国家存在的很大差距，并且就提升我国农业生产能力和完善农村公共服务，提出了相关对策建议。苏时鹏等（2006）提出，构建我国农村公共服务体系无非就两个方面的原因，一是农村公共服务的公共性与无形性，二是政府体制因素，并就如何改善公共服务的体系给出了建议。彭代彦（2002）在实证分析中说明了，农村道路与医疗卫生设施在能显著减少农民的生产支出并且能快速提升农民的收入水平，文中对农业科研及科技推广服务的作用进行了分析。刘晓昀等（2003）对贵州农户进行了调查研究发现，农村基础设施投资对农户人均收入和家庭消费支出影响显著，尤其是在贫困地区，效果更为突出；李锐（2003）利用相关数据，计算出了农村生产性公共基础设施对农户收入的贡献率；方芳等（2004）发现，为了要释放原有农业经济的生产潜力，必须要对农村基础设施进行投资。
上述研究对农村社会性基础设施分析较少。在分析农村基础设施作用方面，现有文献一般分析的是农村基础设施对农业和农民产生的影响，而对非农经济的影响方面分析较少。
（二）农村基础设施投资对农村、农业经济增长的影响效果
综合分析国内外学者的研究成果，并结合我国的实际情况本文就影响方面总结为以下四个方面：
一是基础设施投资对农村经济产生乘数效应。凯恩斯主义认为，农村基础设施的合理投资会对当地经济增长产生乘数效应。当有效需求不足时，若及时加大投资将会增加国民收入，随后消费和收入会持续增加，最终会对国民收入带来倍数的增长。如在农村公路、灌溉等基础设施的建筑过程中，需要用到大量的建筑材料、生产设备和劳动力等，就会促使本地农民参与基础设施建设，增加农民的就业机会，改善农民收入水平，最终会极大地促进当地的经济发展。
二是增加农村基础设施投资，有利于降低农业生产成本。追加农村基础设施投资，有利于改善基础设施的生产条件和公共服务，从而达到降低农业生产成本和增加农民收入的目的，如农村公路通车、水库的有效利用，因此基础设施能够保证广大农民使用的有效性，即无成本或低成本，最终增加了农民的收入。
三是通过对农村基础设施投入的增加，可以促进农业生产结构升级。基础设施产业的高效化、合理化，有助于促进其他产业结构的升级，最终增加整个产业结构效益。农村运输、道路、灌溉、电力等生产性基础设施，能有效地改变落后的农业耕作结构。如良好的农村公路运输设施，使生产出的农产品能很快的被运出并且变成商品，实现其产品价值。良好的通讯设施，能改善农民对市场信息的获取，因此能加快农业和农村经济的商品化和市场化程度，最终增加农民收入，促进农村经济的发展。
四是农村基础设施投资与农村住宅建设关系。农村住宅建设在推进全面建设新农村的进程中同样起着重要的作用。一方面，农村的住宅建设量大而广，切实关系着广大农民的人居环境问题；另一方面，推行农村住宅建设能够节约大量土地资源，便于土地整治、宅基地复垦和农田机械化耕作。政府可以集中财力加强农村基础设施建设，促进城市基础设施向农村延伸，同时农村基础设施的建设和完善，不但能改变农村的面貌，还能促进农村经济的增长。可见，农村住宅和基础设施建设在农村经济发展中是相互促进的。
农村基础设施投资对农业经济发展的实证分析
黑龙江省作为我国的农业大省，农村经济发展在很大程度上依赖于农业经济的增长。非农经济的增长对当前的黑龙江省农村经济的影响很小。因此，本文着重分析农村基础设施投资对农业经济增长的影响。笔者尝试借助多要素生产函数模型对黑龙江省农村基础设施对农业经济增长作用程度和结构进行判断。参照黑龙江省各年有效数据，对黑龙江省农村道路、电力等代表性的各类基础设施对农业经济增长的影响进行实证分析，这更有利于认识黑龙江省农村基础设施的现状及存在问题，对制定科学合理的经济评价指标和政策建议具有重要的意义。
（一）C-D生产函数
C-D生产函数是由数学家柯布和经济学家道格拉斯于20世纪30年代共同探讨投入和产出的关系时创造的生产函数，是在生产函数的一般形式上作出的改进，引入了技术资源这一因素，用来预测国家和地区的工业系统或大企业的生产以及分析发展生产的途径的一种经济数学模型，简称生产函数。C-D生产函数是经济学中使用最广泛的一种生产函数形式，它在数理经济学与经济计量学的研究与应用中都具有重要的地位，该函数的一般形式为：
Q=A*L^α*K^β
其中，Q为产量，L和K分别为劳动和资本投入量，A、α和β为3个参数，0
当α＋β＝1时，α和β分别表示劳动和资本在生产过程中的相对重要性，α为劳动所得在总产量中所占的份额，β为资本所得在总产量中所占的份额。若α＋β>1，则为规模报酬递增；若α＋β=1，则为规模报酬不变；若α＋β
（二）农村基础设施对农业经济增长的作用分析
模型的构建。在农业领域，C-D生产函数以农业生产经营成果为目标，描述了农业产出与生产要素之间的关系，在很大程度上能够反映农业生产过程的客观实际。对黑龙江省农村基础设施投资的计量分析时，本文构建C-D生产函数的对数模型来进行计算，C-D生产函数模型如下所示：
AGRGDP代表每年农业总产值（万元），以1990年不变价格为基期计算；CAP代表每年固定资本存量（假定14a为折旧年限，万元）， 以1990年不变价格为基期计算；LAB代表劳动力数量（万人）；LAN代表有效播种面积，当年播种面积减去当年成灾面积的（万hm2）；FER代表化肥施用量（万t） ；PES代表农药施用量（万t） ；ε表示随机误差；α0、α1、α2、α3、α4、α5为各项系数。
本文中CAP值是指当年固定资本的存量而非投资流量，由于当年投资大都会在若干年以后才能形成实物，因此使用当年固定资本存量更为合理。研究中笔者将技术要素舍弃，因为从1994-2009年国家政策对农业技术的影响波动较大，而且黑龙江省有关年份数据无法获取。赵芝俊等人在研究中着重进行了相关方面的分析。
农村基础设施对农业经济增长作用程度的计量经济分析。在分析黑龙江省农村基础设施对农业经济增长作用程度的计量经济过程中，运用已构建的C-D生产函数对数模型，利用黑龙江省1994-2009年之间16a的统计数据（见表1）使用SPSS13.0进行计算得出如下结果（模型下括号内为t检验值）：
C-D生产函数模型结果显示，可决系数R2=0.990，调整后为R2=0.983，拟合程度较好，而且F统计量为117.576，说明回归方程总体是显著的。CAP、LAN、FER对农业产值贡献率为都为正，0.096、0.374与1.219，显著性水平分别为0.029、0.078和0.010。但是PES、LAB均没有通过显著性检验，可能是由于近年来黑龙江省农村劳动力数量过剩引起的，因此增加劳动力投入对农业增长效果不明显。
有效播种面积容易受成灾面积的影响，因此各年数据波动较大，对模型的合理性就会产生较大的影响，因此在回归中，笔者剔除LAB、LAN以及PES 3个影响因素，最终得到如下模型：
模型仅包含CAP及FER两个变量，调整后R2=0.950，F值为60.735，CAP、FER对农业增长的贡献率分别为0.097、1.531，显著性水平分别为0.058、0.002。参照樊胜根等学者的研究结果，对比第二个和前一个回归模型可以看出后者更加准确和合理。模型中明确显示，FER对AGRGDP的推动作用是很大的，这也说明在当前黑龙江省的农业技术水平下，农业产值的增加主要是由FER的投入量决定的。
（三）农村基础设施内部诸要素对农业经济增长的影响
模型的构建。仍然采用C-D生产函数模型来研究问题。一般农村基础设施可以分为生产性和非生产性基础设施。但是由于通讯、教育等非生产性基础设施的外部效应较强，因此对于农业经济增长进行衡量时是较为困难的。所以在本文中对农业经济增长分析时，仅使用生产性基础设施进行有关分析。模型如下：
AGRGDP代表当年农业总产值（单位：万元），以1990年不变价格为基期计算；GL表示乡公路里程（单位：万km）；YD表示农村用电量（单位：万kw）；SL表示有效灌溉面积（单位：万hm2）；ε为随机误差；α0、α1、α2、α3为各项系数。
各基础设施要素对农业经济增长的贡献率。黑龙江省1994-2009年之间16a的农村基础设施内部各要素相关数据取对数后见表2。
利用SPSS13.0，计量结果如下：可决系数R2=0.968，调整后系数R2=0.960，拟合程度很好 ，F统计量较大，说明方程总体通过显著性检验。但是个别指标比如农村用电量没有通过t检验，且农村公路贡献率与实际情况相反。通过查阅相关资料发现黑龙江省农村公路建设跳跃性极大，有的年份建设缓慢，有的年份的年增长率在50%以上，因此对模型的构建和分析会产生很大影响。
基于此笔者认为剔除农村公路要素是很有必要的，只利用农村用电量以及农田水利建设两大要素数据进行回归分析，模型如下所示：
模型中可决系数R2=0.979，调整后为R2=0.959，且方程总体上通过显著性检验。农村用电量和农田水利对农业GDP的贡献率分别为1.339、16.116，显著性水平分别为0.079、0.016。而且农村用电量、农田水利与农业总产值的相关系数分别为0.937和0.988，表明高度线性相关。
实证结论
通过对黑龙江省农村基础设施对农业经济增长作用程度及黑龙江省农村基础设施内部各要素对农业经济增长贡献率分析，可以得出结论如下：
（一）农村基础设施投资与农业经济增长之间高度相关
运用C-D模型对黑龙江省农村基础设施与农业经济（主要从固定资本、劳动力、化肥3方面来衡量农村基础设施对农村经济增长的影响程度）的内在关系（农业产值和公路、水利、用电三者之间的关系）进行了实证分析，计量结果表明：农村基础设施投资与农业经济增长之间高度相关，而且显著性水平较高。农村电力、水利设施建设水平对黑龙江省农业产值均具有统计上的显著影响，道路在黑龙江省农业产值中的作用不显著，而化肥在农业产值增长上发挥了显著的经济规模效应。因此各地应依据自身实际情况，因地制宜，继续增加对农村基础设施的投资，对投资资金的投向和比例进行合理调整，显现农村基础设施在农业产值等方面的不可替代的作用，以引导黑龙江省农村经济持续稳定和健康的发展。
（二）农村劳动力对农村经济增长的影响较低
在研究的农村基础设施中，农田水利起到的作用是最显著的，相反劳动力的作用最弱，今后为黑龙江省农村基础设施发展方向提供了理论保障。近些年来，黑龙江省的农村发展资金稀缺，因此用于农村基础设施的投资资金就更少，而且各级政府更多的是重视投资的短期效益，忽略了投资建设的长期效益，导致当地基础设施建设很不完善，致使黑龙江省农村人力资本不足，极大地阻碍农村经济发展。实证结果说明了农村劳动力对农村经济增长的影响较低，这在很大程度上是由农业机械化程度高所造成的，未来黑龙江省还应继续增加教育投入，确保农村劳动力素质和工作技能快速提高，为黑龙江省农村经济发展作出贡献。
（三）黑龙江省机械化程度一直较高
通过研究发现黑龙江省机械化程度一直较高，本文认为可能的原因有以下两点：一是当前黑龙江省农业中大都是技术密集型产业，对劳动力的需求较少，而对机械化的需求较高；二是近些年黑龙江省发展快速的城市化，促使农村劳动力加速转移至城市造成的，相比农村道路设施，农村电力设施对农业生产的影响作用更为显著。
因此当地农村应依据自身经济发展状况，因地制宜，合理的选择资金投向，有效配置投资比例，提升资金利用效率，分阶段、有重点的进行相关农村基础设施建设。就黑龙江省目前实际情况来看，应大力建设农村电网、农田水利与农村道路。农村供电量是改善农民生产生活的必需品。总的来说，黑龙江省发展较好的农场水利设施建设很好，但发展情况一般的农场情况较差，在这些地方农业生产易受灾害影响，因此加大对农田水利的投入建设势在必行。
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（一）美国
2011年11月10日美国农业部数据显示，2011财年美国农业出口额达1374亿美元，在国内创造了115万个工作岗位，出口顺差达到427亿美元。美国商务部经济分析局的2011年分行业增加值的初步数据显示，2011年美国第一产业增加值1778亿美元，第二产业增加值为28957亿美元，第三产业增加值为120205亿美元。美国耕地面积约为1.7亿hm2，人均耕地面积为0.7hm2，是世界人均占有耕地的2.9倍。
（二）中国
据商务部统计，2011年中国农产品进出口贸易为1556.2亿美元，出口额为607.5亿美元，进口额为948亿美元，贸易逆差为341.2亿美元。据《中国统计年鉴2012》中2011年中国农林牧渔业总产值国家统计局的初步核算数据，2011年中国第一产业增加值为7387亿美元，第二产业增加值为34154亿美元，第三产业增加值为31470亿美元。国土资源部的2011年度全国土地变更调查数据显示,截至2011年12月31日，全国耕地保有量为1.2亿hm2，人均耕地面积为0.092hm2，仅为世界平均水平的40%。自2009年全国耕地保有量连续3年保持在0.08亿hm2以上。通过对2011年美国与中国的基本经济数据的简单对比发现，两国农产品的国际贸易分别是顺差和逆差。美国的农产品出口数量大于进口，中国则与之相反，与美国农业进出口金额差距较大。美国农业出口创历史新高，进一步拉动就业。中国第一产业的增速明显高于美国，说明中国在农业经济方面还有巨大的发展潜力。耕地面积是农业经济的基本要素，而随着城市化进程的推进，耕地面积会出现不同程度的减少。中国与美国相比，不管是耕地面积总量，还是人均耕地面积，差距都比较大，且低于世界平均水平。
二、农产品生产成本对比
（一）机械化水平和人力资源对比
通过表1可以看出，2007—2009年美国的玉米、蔬菜、烟草的生产成本呈现上扬趋势，大豆生产成本总体上扬。从机械化水平和人力资源角度出发，在美国，仅占总人口数目2％的农业人口依托较高的机械化和信息化水平，实施大规模农业生产作业，减少了人力成本对于农业的影响，使农业成本呈现较小的变化。中国得益于农业机械化进程的不断推进，玉米和烟草的生产成本呈现下降趋势，大豆和蔬菜生产成本的上扬说明中国在某些行业的机械化发展程度相对缓慢，致使人力成本的增加影响到农业生产成本。通过比较发现，美国在玉米和大豆的生产成本上具有优势，而在蔬菜和烟草方面，中国的生产成本则更低。中国的人力成本优势不足以抵消机械化相对落后带来的劣势，机械化水平成为制约中国农业经济发展的瓶颈[1]。
（二）政府补贴对比
客观因素可以通过技术升级和政策引导等多种措施进行发展，但较高的生产成本势必会带来产业链下游产品价格的上涨，加剧市场资本对于农产品消费的担忧，不利于在国际贸易中占据更多的竞争优势。政府对于农产品的补贴在成本控制方面收效立竿见影，也是目前各国政府扶持农业的主要措施。2007—2009年美国农业平均产值为3046亿美元，中国为6564亿美元。美国农业支持总量为1092亿美元，相当于本国农业总产值的36%；中国农业支持总量为878亿美元，仅相当于本国农业总产值的13％。现阶段的经济发展水平不允许中国像美国一样对农业进行高额的财政补贴，所以中国对农业生产成本的控制力不足，进而传导至农产品消费市场，致使CPI(消费物价指数)和PCE(个人消费支出平减指数)出现不同程度的增长[2]。相对于农业生产补贴，出口性补贴能加速对进口国农业消费品市场的占有，但也易于促使进口国采取保护措施，导致两国的贸易战。
三、农产品消费市场对比
2010年美国的人均收入为4.32万美元，中国人均收入为0.50万美元，收入差距为3.82万美元。人均收入的多少在一定程度上决定了农业消费市场的活性，造成中美在农产品消费上的结构性差异。除此之外，农产品成本和市场需求供给也是影响农业消费市场的主要因素，三者的波动共同传递到市场，形成了以需求—供给为核心的动态经济活动变化[3]。无论是开放的市场经济，还是较为封闭的计划经济，农产品的总需求趋势是倾斜向下的，总供给的趋势是倾斜向上的。农产品消费市场的基本均衡状态是由总需求和总供给的交点决定的，也就是说，农业市场的消费是在某一特定的价格下由总需求和总供给给出的[4]。它们的交点对收益和就业产生了影响，但是从整体农业经济角度去衡量，交点不一定是最合乎一国交易的产销水平，很可能造成产品收益和就业的大量缺口，所以农产品市场的均衡程度是在一定产品价格支持下构成的。美国和中国都是全球最大的消费国之一，除去本国生产的农产品外，还需要从外国大量进口。在平稳时期，总需求和总供应处在相对平衡的状态。因美国与中国在人均可支配收入方面存在较大差距，农产品的支出金额不同，所以出现4个趋势相似但数据不同的曲线（Q1D、Q1S、Q0D、Q0S）见图1。当国内农产品因科技进步等原因出现供应上升时，农产品数量急剧增加（Q1、Q2），总供给增多（Q0S、Q1S），总需求减少，处于买方市场阶段，价格出现不同程度的下降，居民用于购买农产品的支出下降（P3、P4）。农业经济产业链上的各个环节会出现不同程度的收益下降，进而影响到市场对于农业经济发展的预期。农业发展进入相对缓慢的时期，农民寻求第二产业以增加收益，农产品数量依旧增加（Q1、Q3），农产品的总供应减少，总需求增加（Q0D、Q1D），价格上升，总支出上升（P3、P1），呈现卖方市场特点。剔除其他因素的影响，农产品市场的均衡状况随着总供给和总需求的不断协调，处于一种动态变化。
四、农业经济结构对比
关键词：财政支农支出 农业产值 农民收入 VEC模型
一、问题的提出
农业是国民经济的基础产业，通过公共财政支出支农、惠农是世界各国的主要宏观调控手段。因此，加大财政支农投入对我国农业发展、增加农民收入具有重要的战略意义。近年来，国内许多学者对财政支农问题给予了广泛的关注，并分别就财政支农支出对农业产值和农民收入的影响进行了实证研究，但很少有对三者之间相互关系的研究。本文力图通过建立3个变量的VEC模型，利用Eviews软件得到其具体结果，并对其进行分析，从而理清三者之间的相互关系，为增加农业产值、提高农民收入及财政支农支出的效率提出相应的对策建议。
本文选用农村居民家庭人均纯收入反映农民收入水平，用S表示；选用第一产业产值反映农业产值状况，用G表示；选用国家财政用于农业的支出反映财政支农支出水平，用Z表示。各变量的数据均选用1978-2009年的年度数据。其中，从2007年起，国家财政用于农业的支出统计口径与往年不同，2007-2009年这一指标的数据来自国研网数据中心，其余数据均来自《中国统计年鉴》。为了克服时间序列中的异方差现象，本文对各变量取自然对数，分别表示为LnS、LnG、LnZ。
二、VEC模型分析
1980年Sims提出向量自回归模型（VAR）。这种模型采用多方程联立的形式，它不以经济理论为基础，在模型的每一个方程中，内生变量对模型的全部内生变量的滞后值进行回归，从而估计全部内生变量的动态关系。向量误差修正模型(VEC)是在VAR模型基础上建立起来的。它改进了时间序列模型只考虑用平稳变量建立模型，却忽视了原非平稳变量信息的弱点，以及经典计量模型忽视虚假回归的问题，把长期关系和短期动态特征结合在一个模型中。协整概念指明具有协整关系的高阶单整变量的线性组合可以降低单整阶数，当且仅当若干个非平稳变量具有协整关系时，由这些变量建立的回归模型才有意义。可见，在建立VAR模型之前应首先检验变量间是否存在协整关系，而在检验协整关系之前，又必须检验变量的非平稳性(或称单整性)及其单整阶数。
(一)变量的非平稳性检验
因为α=0.05，T=32条件下含有时间趋势项的单位根检验回归式的ADF临界值为-3.57，而变量LnS、LnG和LnZ单位根检验的ADF值分别为-2.68、-1.69和-3.43，均大于-3.57，所以3个变量都是非平稳序列。这时应进一步检验3个变量的一阶差分序列LnS、LnG和LnZ的非平稳性。因为原序列的单位根检验式中已经包含时间趋势项，所以其一阶差分序列的单位根检验式中不必再包含时间趋势项，其ADF临界值（α=0.05，T=32）为-2.62，而它们的单位根检验的ADF值分别为-2.79、-3.14和-3.04，均小于临界值，所以它们都是平稳序列。即，LnS、LnG和LnZ都是一阶单整序列。
(二)协整检验
协整检验之前应首先确定VAR模型的滞后期数k，因为，若滞后期k太小，则误差项的自相关有时很严重，并导致参数的非一致性估计；而k值过大又会导致自由度减小，直接影响模型参数估计量的有效性。通常，根据VAR模型的AIC和SC等统计量的最小值原则来判断滞后期。本文所建立的滞后0-4期的VAR模型的各统计量值见表1，除极大似然统计量外，其他统计量都是滞后2期的值（表中带有*）最小，因此，建立滞后2期的VAR模型足以消除随机误差项中存在的自相关。
下面利用Johansen方法对LnS、LnG、LnZ之间的关系进行协整检验，其检验结果见表2。
在表2中，因为LR=42.55636>35.19275，所以在5%水平上拒绝没有协整方程的零假设，认为3个变量之间至少存在一个协整方程；接下来应继续检验二者之间是否存在一个协整关系，因为LR=20.45179>20.26184，所以在5%水平上拒绝至多存在一个协整方程的零假设，认为3个变量之间至少存在两个协整方程；同理，应继续检验三者之间是否存在两个协整关系，因为LR=6.383539＜9.164546，所以在5%水平上接受至多存在两个协整方程的零假设，最终得出结论，3个变量之间存在两个协整方程，标准化的协整方程如下：
LnG=6.1037+0.3296LnZ
(-8.34) (-2.82)
LnS=4.1132+0.3686LnZ
(-6.39) (-3,58)
其中，e1t-1=LNSt-1-0.3686LNZt-1-4.1132；
e2t-1=LNGt-1-0.3296LNZt-1-6.1037
(三)VEC模型结果的分析
由协整检验可知，LnS与LnZ、LnG与LnZ之间存在长期均衡关系，财政支农支出每增加1%，农村居民家庭人均纯收入平均增加0.37%，第一产业产值平均增加0.33%。因此，可以建立3个变量的VEC模型，其矩阵形式如下：
从VEC模型中可以看出，在LnS的误差修正方程中，从短期来看，LnG的滞后1期和2期的系数都为负，分别为-0.0338和-0.2345，说明短期内农业产值增长率的提高对农民收入增长率的提高具有抑制作用，即农业产值增长越快，农民收入增长越慢，这是因为农业的利润率低造成的；LnZ的滞后1期和2期的系数也都为负，分别为-0.0414和-0.0631，说明短期内政府支农支出增长率的提高对农民收入增长率的提高也具有抑制作用。这与二者的长期关系正好相反，这可能是由于目前我国政府支农支出对农民收入的促进作用还没有显现出来。
在LnG的误差修正方程中，从短期来看，LnS的滞后1期和2期的系数分别为0.7645和-0.0147，说明上一年农民收入增长率的提高对当年农业产值增长率的提高促进作用很大，而前两年的农民收入增长率的提高对农业产值增长率的提高则具有抑制作用，但不明显；LnZ的滞后1期和2期的系数分别为0.0875和-0.0404，二者之和为0.0471，说明短期内政府支农支出增长率的提高对农业产值的增长率的提高有促进作用，但不明显，而二者的长期关系则相对较明显，政府支农支出每提高1%，农业产值将提高0.33%。
在LnZ的误差修正方程中，从短期来看，LnS的滞后1期和2期的系数分别为-0.3268和0.5049，二者之和为0.1781，说明短期内农民收入增长率的提高对政府支农支出增长率的提高促进作用较大；LnG的滞后1期和2期的系数分别为0.5385和0.0046，说明上一年农业产值增长率的提高对政府支农支出增长率的提高影响很大，而前两年农业产值增长率的提高对政府支农支出增长率的提高作用则明显减小很多，只有0.0046。这主要是因为政府当年的支农支出主要受上一年的税收收入影响较大而与前两年的税收收入关系很小。
三、结论、含义及不足
（一）长期来看，政府支农支出对农民收入和农业产值有很强的促进作用，但短期来看，这种促进作用并不明显。说明加大政府财政支农支出是政府的必然选择，这一点已被世界各国通行的做法所证实。目前中国政府财政支农支出的促进作用还没有充分发挥出来，其原因可能在于财政支农投入力度不足和支农支出结构不够合理。因此，一是要加大财政支农力度；二是要调整支农支出结构，提高支农支出的资金效率。在促进农民增收方面应该加大对农民的直接补贴力度，在促进农业生产方面应该加大对采用优良种子等绿色农业生产方式的补贴。
（二）农业产值对农民收入的促进作用较小。说明单纯通过增加农业产值促进农民增收作用很有限，必须拓宽农民收入来源，增加非农就业途径，比如尽快调整产业结构大力发展非农产业，增加农民财产性收入等多种收入来源。
（三）农民收入对农业产值的促进作用很大。这说明，农民是农业生产的投资主体，农民收入提高，可以增加对农业的投入，从而促进农业产值提高，所以必须千方百计增加农民收入，提高农民的投资能力。
（四）不可否认，该模型存在诸多不足。首先，从模型结果来看，农业产值和农民收入都对财政支农支出有一定的促进作用，只是前者较小，后者较大，而实际上这种促进作用可能并不是直接的。因为财政支农支出主要受宏观经济形势、政府收入及国家财政政策的影响较大，而当经济总量增长较快时，农业产值、农民收入和税收等经济变量一般都会有较快的增长。因此，增加财政支农支出关键还是要促进经济总量保持平稳较快增长。其次，由于3个变量都会受多种因素影响，简单的方程远远不能决定三者之间的关系，模型还有待完善。
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摘要：增加农村居民收入是解决“三农”问题中的核心问题，而财政支出是影响农村居民人均纯收入增长的主要因素之一。对1978-2011年的数据进行实证分析发现，财政支农支出与农村居民人居纯收入之间呈正相关，并且财政支农支出每增加1元，农村居民人均纯收入会相应增加0.788元。
关键词：财政支出；农村居民人均纯收入；线性回归；实证分析
一、引言与文献综述
中国的总人口中有70%以上是农业人口，“三农”问题是关系到我国经济转型、和谐社会建成的关键问题。而增加农村居民收入是解决“三农”问题的重要突破口，也是我国在建成小康社会的进程中亟待解决的问题之一。增加农民收入不仅要注重量的增加，更要注重质的提高，即注重农民收入的绝对增长的同时注重城乡收入差距的缩小。制约农民增收的因素有很多，主要包括：资源禀赋差异、农业的弱质性等农业生产因素，我国城乡“二元”经济等体制和制度因素，国家财政的支持等宏观经济与政策因素，人力资本因素等。这其中，财政支出是影响农民增收的主要因素之一。
我国学者从理论和实证分析的不同层面对财政支出与农民收入的问题进行了研究。何振国（2005）认为实现农民收入的提高和农业经济的健康快速发展需要国家财政支出等的外部力量的介入。王君萍（2008）、连飞（2008）、邢文妍（2010）等运用Granger因果关系检验和回归分析的方法研究了财政支农总支出对农村居民收入的影响，认为增加财政支出是增加农民收入的有效途径。还有学者从财政支农支出的结构角度研究发现，财政支出结构不合理严重制约了我国农业经济发展和农民收入的增加（肖小虹2010、吴荣荣2011）。财政支出在短期内对农民增收的影响不明显，但是长期则具有拉动作用（李建军2008）。
因为我国在2007年对财政收支的科目进行了较大的改革，尤其是财政支出口径发生较大变化，所以存在支出口径无法可比的问题。如果现在从结构角度研究财政支农支出对农村居民收入的影响，使用原来口径则已不存在实际意义，用现在口径则少量数据不能够进行准确的实证分析。所以许多学者从结构角度进行的研究只是停留在2006年之前。而从财政支农总支出角度进行研究的现有成果要不是数据陈旧，就是分析简单不够完善。本文基于1978-2011年间总共34组数据的实证分析，研究国家财政用于“三农”的支出对农民收入增收的影响及贡献率。
二、数据来源
本文数据中的农村居民人均纯收入（PI）来源于《中国统计年鉴2012》，财政支农支出（FS）来源于《中国财政年鉴2007》和2007年至2011年《中国财政基本情况》的数据汇总。为了消除数据存在的异方差问题，对原始数据进行了取对数处理。运用Eviews软件将处理后的农村居民人均纯收入（LNPI）和财政支农支出（LNFS）进行图形分析，发现两者之间存在相同的变化趋势（如图2.1）。本文还通过观察LNPI和LNFS之间的散点图（图2.2），发现农村居民人均纯收入（LNPI）与财政支农支出（LNFS）两个变量之间存在线性相关关系。
三、计量经济分析
（一）模型建立与变量选择
根据上文对数据的分析可知，两变量之间存在线性关系。并且所要研究的是财政支农支出对农村居民人均纯收入的影响，所以将取对数后农村居民人居纯收入（LNPI）作为被解释变量，取对数后财政支农支出（LNFS）作为解释变量。所以，构建一元线性回归模型：
LNPI=α+βLNFS+ε（3.1）
其中：ε为随机干扰项，α和β均为系数。
（二）OLS回归分析
通过应用Eviews软件，运用普通最小二乘法（OLS）对模型3.1进行一元线性回归模型的参数估计，得出回归结果：
LNPI=-12.629+0.788LNFS（3.2）
（-11.866） （18.489）
R2 =0.9144 F =341.855D.W.=0.142
从经济意义的角度分析，财政支农支出的回归系数为正，说明财政支农支出与农村居民人居纯收入成正相关，并且财政支农支出每增加1元，农村居民人居纯收入会相应增加0.788元。
（三）模型检验
从回归的结果看，模型的拟合程度较好。可决系数R 2=0.9144，而且调整后的可决系数R 2=0.9117，这说明所建立的模型对所选34组样本观测值的拟合程度较好，表明农村居民人居纯收入变化的91.44%可由财政支农支出的变化来解释。
t检验：给定显著性水平α=0.05，自由度n-2=32，查t分布表可知临界值tα2=1.693。而对应的t>tα2（n-2），则在1-α的置信度下拒绝原假设H0：β1=0，即通过t检验。
F检验：给定显著性水平α=0.05，查F分布表可知临界值Fα（1，32）=4.15。而F=341.855>Fα（1，32），则在1-α的置信度下拒绝原假设，即通过F检验。这说明解释变量LNFS在95%的置信度下显著，通过了变量显著性检验，解释变量LNFS对被解释变量LNPI的影响显著。
（四）模型还原
因为前文所构建的模型3.1中所选择的解释变量与被解释变量都是进行了取对数的处理，构建的模型属于一元线性回归模型。为了更好的分析财政支农支出（FS）和农村居民人居纯收入（PI）之间的关系和解释财政支农支出（FS）对农村居民人居纯收入（PI）的影响和贡献程度，有必要将模型3.1进行还原，得到：
PI=FSβ+μ（3.3）
其中，=eα，μ为随机干扰项。
于是，根据原有模型3.1的一元线性回归分析得到的回归结果，得出新模型的回归结果：
PI=e-12.629×FS0.788（3.4）
四、结论
（一）坚持财政对“三农”投入的总量增长
农村居民人居纯收入与财政支农支出的线性回归模型说明了，持续增加财政对“三农”的投入，有助于农村居民人均纯收入的增长，提高农民的收入水平。应该加大中央财政支持“三农”和中央对地方的转移支付支持“三农”两个方面的财政支出力度，要重视“三农”工作，建立健全支持农业、农村、农民的财政投入稳定增长机制和有利于农民增收的财政体系。
（二）细化财政支农支出科目
在进行财政收支科目改革之前，关于“三农”的财政支出科目分为：支援农村生产和农林水利气象等相关部门的事业费、农业基本建设支出、农业科技三项费用、农村救济费和其他项目。改革之后的支出科目得到了细化，中央财政支农支出主要用于支持农村社会事业发展、农产品储备费用及利息支出、对农民补贴等方面；对地方的转移支付主要用于农村税费改革、农村义务教育经费、新型农村合作医疗制度和新型农村养老保险制度建设与完善等农村社会事业的发展。为了促进农村居民收入的增长，财政支农的直接与间接投入的科目应该更加细化，做到专款专用和资金使用的高效性。（作者单位：辽宁大学经济学院）
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[关键词]知识社会，法律回应性特征，过渡性，实践品格，内在价值
我们不能再无视这样的事实：科学正在影响当代的社会变革而且也受到这些变革的影响，但是为了使这种认识多少具有实在的内容，我们需要比以往更仔细地分析两者之间的交互作用。[①]
——[英]J·D·贝尔纳：《科学的社会功能》
引言
弗里德里希·卡尔·萨维尼（Friedrich Karl Savigny， 1779—1861年）及其历史法学派理论很难再去解释变动不居的技术时代与知识社会的某些法律现象。人们似乎再也无法从民族精神中发现、培植和巩固既有的法律传统。[②]因此，美国著名法学家罗斯柯。庞德（Roscoe Pound， 1870—1964年）说，“法律必须稳定，但又不能静止不变。……社会生活环境的不断变化，则要求法律根据其他社会利益的压力和危及安全的新形式不断作出新的调整。”[③]法律社会学家们的思想还不能简单地用一句经验主义的话来说：“法律的生命始终不是逻辑，而是经验”[④]，因为我们几乎无法再去“经验”这个突飞猛进的知识社会。科学技术的迅猛发展使法律的稳定性和灵活性之间的矛盾更加彰显，二者也表现出极强的张力；而与此同时，法律的回应性特征就日益凸现出来。[⑤]
一、知识社会的来临
社会发展线性进步理论给我们讲述了人类进步的单一故事：科学技术是人类征服自然和改造自然的工具，生产力和生产关系是正向的、同步的，技术进步、生产力发展决定和改善着生产关系，工业革命带着人们欢心鼓舞地步入现代文明。于是，我们只要不断地发展科学技术和提高生产力，就可以实现人类解放。[⑥]然而，事情发展得似乎并非如此明朗而清晰。法兰克福学派[⑦]的学者们认为，当达工业社会中，统治者借着技术手段将自己的意志内化为被统治者的心理意识，使人们丧失判断能力、批判能力而成为思想僵化、缺乏革命精神的单面人；统治的合理性在生产力的制度化增长中获得了合法性的基础。这样，“生产力在其科技发展的水平上，在生产关系面前似乎有了一种新的状态和地位。这也就是说，生产力所发挥的作用从政治方面来说现在已经不再是对有效的合法性进行批判的基础，它本身变成了合法性的基础。”[⑧]按照哲学家和社会学家赫伯特。马尔库塞（Herbert Marcuse，1898－1979年）的说法，即技术和统治-合理性和压迫-达到了特有的融合。因此，科学技术在现代社会中已经成为作为意识形态的制度框架（der institutionelle Rahmen）的一部分。[⑨]这就表明，作为意识形态的科学技术现在已不再居于社会结构的最底层，也不再处于政治生活的幕后，而是居于前台，与法律构成同一层面（而不是分层）的共同体，从而影响着社会结构和社会范式。
社会学所揭示事实也正是如此。学者们认为，科学技术所改变的不仅是经济形态，而且对社会行为和结构具有重要的影响。他们将社会分为社会结构、政体和文化三个部分。而社会结构又包括经济、技术和职业制度。由此，有学者分析道：
随着经济、技术和职业制度的变化，社会结构也将随之改变，而社会结构的改变将推动整个社会向前发展。社会科学工作者，不但要研究经济形态的变化，同时也必须探索整个社会结构的变化。只研究经济形态的变化，不研究整个社会的变化，经济形态的研究是难以获得全面深刻的认识的。换言之，我们既要关注知识经济，也必须重视知识社会的研究。[⑩]
所以说，以技术为先导的工业革命发展到知识经济时代，已经不单是技术与经济的问题，它们更多的是与制度、文化和道德等密切关联的社会发展问题。正是在此背景之下，第十四届世界社会学大会对知识问题倍加关注。[11]未来学家阿尔温。托夫勒夫妇（Alvin and Heidi Toffler）早就指出，“全球性的竞争至少意味着，我们不可能再回到生产流水线时代的一致性，一律性，回到官僚和体力型的经济。但是，第三次浪潮不仅仅是个技术和经济学的问题。它涉及到道德、文化、观念，以及体制和政治结构。总之，它意味着人类事务的一场真正的变革。”[12]也许，未来学家们略带有些天启般的观点总让人们的认同感有所保留[13]；但无庸置疑的是，这场以知识经济为先导的变革是整体性的，是一个社会范式的转变。就目前的情况来看，这种转变是以生产物质产品为主导的工业社会范式转变到以生产知识、信息为主导的“网络社会”或“知识社会”[14]的新范式。当然，对知识社会这种新范式的探讨必须先对其背景或经济形态-知识经济的兴起进行考察。
那么，什么是知识经济呢？ 这个时下被炒得沸沸扬扬的语汇，各学科也为之提供了不同的注解。按照世界经济合作与发展组织（OECD）在《1996年科学、技术和产业展望》报告中的说法，知识经济是“建立在知识和信息的生产、分配和使用之上的经济”。经济学学者从这种“新经济”对传统理论的挑战中发现，知识经济主要体现在两个方面：一方面是将知识作为内生变量纳入了经济分析范畴；另一方面是在知识型企业中用“劳动雇佣资本”的模式替代了传统“资本雇佣劳动”的模式。[15]社会学学者在考察社会生产、分配、消费和就业四个环节后认为，知识经济有四大特征：（1）创意成为生产的主要内容；（2）知识的占有程度成为分配的主要依据；（3）知识消费成为主导消费；（4）知识劳动者成为社会的主要就业者。[16]这些分析都有一定的道理。而从宏观上来看，与农业经济、工业经济相比较，知识经济大致有如下几个特征： 第一，知识经济是以知识为基础的经济。提出知识经济的概念，而且把它说成是经济发展史上的一个新时期，主要是从生产要素的角度来划分的。在人类发展史上，在蒙昧时期，人类的经济主要是采集和狩猎经济；而进入文明时期，人类经历了农业经济、工业经济两个发展阶段。农业经济历经数千年，其主要生产要素是土地和劳动力。工业经济数百年，其主要生产要素是资本、自然资源和劳动力。[17]知识经济时代的主要生产要素则是知识和信息。[18]
这种以知识为基础的经济决定了其支柱产业不同于农业经济时代的种植业、养殖业和畜牧业，也不同于工业经济时代的煤炭业、石油业、钢铁业和汽车业等，因为知识经济必然依赖技术所推动，自然地，高技术产业就成为了其主导产业。当然，这里所说的高技术产业是一个发展的概念。随着某项高技术成果的成熟和普及，原来的高技术产业也会变成传统产业，甚至成为“夕阳产业”。同时，高技术产业也是一个集合的概念，就目前情况来说，它包括信息、生物工程、新材料和新能源、航空航天等产业。其中，信息产业中又可分为计算机制造业、软件业、网络服务业、咨询业、通信业等。[19]
第二，知识经济是由创新所推动的经济。农业经济是靠土地和劳动力增加获得发展的，所以战争的目的在于扩张领土和俘虏劳动力。工业经济是靠自然资源的开发和市场的扩张获得发展的，所以战争的目的在于掠夺资源和市场。知识经济的发展则依靠创新推动，不断地创新是其原动力。 “创新”这一概念是著名经济学家熊彼特（Joseph A. Schumpeter， 1883—1950年）在《经济发展理论》（1912年最先以德文版出版）一书中最早提出来的。他认为，所谓创新，就是“建立一种新的生产函数”，也就是把一种从未有过的关于生产要素和生产条件的“新组合”引入生产体系。他认为，这种新组合的创新包括了五种情况：
（1）采用一种新的产品-也就是消费者还不熟悉的产品-或一种产品的一种新的特性。（2）采用一种新的生产方法，也就是在有关的制造部门中尚未通过经验检定的方法，这种新的方法决不需要建立在科学上新的发现的基础之上，也可以存在商业上处理一种产品的新的方式之中。（3）开辟一个新的市场，也就是有关国家的某一制造部门以前不曾进入的市场，不管这个市场以前是否存在过。（4）掠取或控制原材料或半制成品的一种新的供应来源，也不问这种来源是已经存在的，还是第一次创造出来的。（5）实现任何一种工业的新的组织，比如造成一种垄断地位（例如通过“托拉斯化”），或打破一种垄断地位。[20]
简单地说，这五种情况就是：引进新产品；采用新技术；开辟新市场；控制新的原材料供应；以及实现新的企业组合。[21]由此可见，这种创新均是经济发展框架中内在因素的变动和革新。
第三，知识经济是可持续发展的经济。农业经济和工业经济依赖土地、石油、煤炭、铁矿和其他各种矿物等自然资源的开发和利用，逐步造成生态失衡、物种灭绝、环境污染；而知识经济则是可持续发展的经济。
1994年《中国21世纪议程》（China‘s Agenda 21）第1章序言中阐明了“可持续发展”（sustainable development）的含义，认为可持续发展是一种新的发展模式，是“寻求一条人口、经济、社会、环境和资源相互协调的、既能满足当代人的需求而又不对满足后代人需求的能力构成危害的可持续发展的道路”[22].而知识经济条件下的可持续发展的意义更加丰富，它包括几层含义：一是指知识不同于传统的物质，它本身是不会因使用而减少，反而会不断增加、更新与超越。二是指由于高技术对传统产业的改造，自然资源可以大大地节约，并可重复使用与再生；同时，新材料、新能源技术可以代替原有自然物，从而获得丰富的物质和无尽的能源。三是指知识经济的发展可以调节和平衡生态系统，发展新物种，有效解决目前困扰人类的环境污染问题，创造更适应人类生存的环境，为经济的持续发展开辟道路。
第四，知识经济是全球化的经济。农业经济以地为界，基本上是封闭型的；工业经济靠能源和市场，也只能是通过殖民和掠夺。而随着工业经济向知识经济转变，经济的全球化真正开始出现了。现在，“经济全球化是我们正在面对的现实，而且，它不仅只是过去年代的趋势的某种延续或者回复。”[23]
这种经济全球化趋势取决于：（1）科技革命的不可逆转性；（2）世界市场格局的逐步形成；（3）经济趋同化（人均所得趋同、经济需求格局趋同、生产能力趋同）快速发展；（4）全球范围普遍适用的规则被制定出来；（5）各国政府具有共同的信念与行为的一致。[24]
知识经济的这些特征表明，社会生活的物质基础和组织形式发生了巨大的变化，这种变化引起了社会范式的转变。这种新的范式转变可以归纳为以下几个方面：
（一）生产和劳动将发生两个重大转变：一是从体力劳动向脑力劳动的转变，即从B（Brawn，肌肉劳动）到B（Brains，脑力劳动）的转变；一是从物质型生产到非物质型生产的转变，即从A（atom，原子，一切物质的基本单元）向B（bit，即所谓“比特”，信息传输的基本单元）的转变。这首先表现在发达国家脑力劳动者在社会生产中占据了主导地位，在高性能工作场所从事工作的人主要是知识工作者而不是体力劳动者。[25]同时，科技发展也带来了工作性质的变化，以货物为基础的生产明显地转变为高性能、高技术的服务，从而实现了从A到B的转变。正如未来学家尼古拉。尼葛洛庞蒂所说，“随着我们越来越少地使用原子、而越来越多地使用比特，就业市场的本质将发生巨变。”[26]
（二）世界竞争将会围绕控制信息与知识而展开。正如有人所指出的，由于知识成为了首要的生产力，并对于生产能力来说已经成为必不可少的信息商品形式，因此，它在世界权力竞争中已经是、并将继续是一笔巨大的、也许是最重要的“赌注”和争夺的焦点。“因为民族国家曾经为了控制领土而开战。后来又为了控制原材料和廉价劳动力而开战。所以可以想象它们在将来会为了控制信息而开战。这样就为工业和商业战略，为军事和政治战略开辟了一个新的领域。”[27]
（三）从封闭性、地区性向开放性、全球性的转变，即从I（Isolate，孤立的）到G（Globalization，全球性）的转变。这种转变有四大特征：第一，它越来越漠视地理、距离和时间；第二，全球性经济所提供的一个全球性的基础设施，加大了公共福利的消费，促使我们日益生活在同一个水平线上；第三，开放与共享的经济与财富-特别是知识产品的无形性为人们同时拥有提供了可能-为文化、道德和价值等方面的趋同性和多样性并存奠定了物质基础；第四，无边界技术使国家之间、地区之间和国家与地区之间的关系逐渐变得平等，因为它有能力为每一个国家和地区自由、平等地获得知识和信息开辟道路。
（四）组织管理的巨大变革。与上述变化相适应的，人类将从集中劳动转化为分散式生产，出现了所谓“SOHO”（small office and home office）、“虚拟公司”、“虚拟社群”等现象。这些现象说明必须要有与之相适应的组织机构和管理形式。这大大提高了社会管理的复杂程度，也使我们在管理和组织方面更加依赖信息技术。在知识社会里，知识经济和组织管理是互动的，互为因果并相互促进。[28]
二、法律的稳定性丧失，回应性特征凸显
知识社会中社会范式的转变是人们行为方式变化的结果，同时，这也使得作为对人们行为进行规范与控制的法律，在近年来也发生了变化。因为脑力劳动及其成果（信息和知识）在过去并不构成人们的主要生活内容，传统法律行为的设计是建立在体力及对有形的“物”的控制上的。而全球化和虚拟空间的扩大又再一次加重了传统法律的制度负担，使之有“难以承受之重”。于是，经过人类千百年磨合而形成的稳定的法律制度，受到了前所未有的冲击。这一点，我们多少可以从某些法律现象方面获得一些感性认识。例如，现行日本著作权法在最初实施后10年内几乎没有什么风吹草动。但是，到了1984年（昭和59年），对租赁音像制品的著作权派生的权利-出租权等进行了修改；而1985年（昭和60年），为保护计算机软件又作了修订。而且，其后修订工作连续不断。这些经历的主要修改如下：
-1986年（昭和61年），对数据库的保护，将有线放送权放入有线送信权；
-1988年（昭和63年），延长了著作邻接权的保护期间；
-1989年（平成元年），缔结保护表演者条约后对国内法进行了完善；
-1991年（平成3年），延长著作邻接权的保护期间，承认外国的的表演者也享有音像制品的出租权；
-1992年（平成4年），引进个人录音录像补偿金制度；
-1994年（平成6年），依据WTO协定的规定进行修改；
-1996年（平成8年），修改了摄影作品的著作权保护期间；
-1997年（平成9年），将放送权和有线放送权改组为公众送信权，创设了送信可能化权；
-1999年（平成11年），增加了有关回避技术保护手段的规制，对权利管理信息改变的有关规制，创设了转让权。
这些修订，大多数都是只隔1年或者2年进行。这样频繁的修改，究其原委，大都是由于数字化技术的影响所带来的。而随着知识社会的进一步发展，今后这样的倾向还会更加明显，修改的速度还会加快。[29]
这种频繁的法律修订显然冲击了法律所应当具有的稳定性，也影响到我们对自己行为的预期。而且，事情可能还远不止于此。法律的稳定性是成文法和法律法典化的主要追求价值之一，而法律稳定性的丧失必然波及到成文法本身存在的价值。当然，这里所说的“稳定性”与完整性、确定性和程式性属于同一价值体系的范畴；换句话说，对稳定性的冲击实际上就包含了对法律的完整性、确定性和程式性的影响。
成文法是以文字形式颁布并予以公布的法律，其根本特点在于共知性和双向约束性。共知性指成文法是为执法者和被执法者所共同看得见的法律，因为它是在生效前公开颁布的。因此，在成文法条件下，执法活动自然地受到被执法者以及社会大众的严格监督，一有偏离成文法的执法行为，被执法者将行使各种救济权（如上诉、请愿、游行示威等），由此形成对执法者之权力的有效控制。[30]
厦门大学法学院徐国栋教授从欧洲两次成文法运动[31]中分析认为，成文法的特点在于于执法者和被执法者之间建立起共知性和双向约束性，从而形成对执法者权力的有效控制。尽管现代社会法律应对社会发展的方法依然是以成文法为主导，但一部经常修改的、不稳定的法律也自然影响到成文法律所应具有的共知性。而随着法律共知性的渐渐丧失，成文法所具有的这种双向约束性的功能也就会减弱，从而对执法者所形成的控制能力也就会降低。[32]正所谓：“当代社会瞬息万变，而国家对经济的干预导致了法制在规模和功能上的扩张，从而给守法与变法的两难境遇更渲染了一层紧张的气氛。”[33]
在这种紧张气氛中，法律的应对性增强，出现了一种我们可以称之为“回应性的法律”；用“伯克利观察法”（Berkeley Perspective）[34]的角度即称之为“回应型法”。[35]而法律的应对性或回应性特征又加剧了法律的不稳定性。这就使我们生活在一种几乎无法回避的无奈和困境之中。然而，对法律的回应性或回应型法的深入研究，有助于我们在无奈和困境中寻求一条可能获得法律和社会协调发展的路径。
一、中国经济快速发展
20世纪30年代中期,凯恩斯提出通过增加投资弥补需求缺口的理论,最终达到消除短期的、周期性的经济不稳定的目的。凯恩斯的理论是通过长期研究发达的资本主义国家的经济所得到的观点。发展中国家经济发展中面临的主要问题不是需求不足而是生产不足,所以凯恩斯理论观点被一些学者认为不适用于发展中国家。20世纪40年代末期,英国的哈罗德和美国的多马,根据凯恩斯的收入决定论的思想,把凯恩斯理论动态化和长期化,推导出一种经济增长理论,人们称之为哈罗德—多马增长模式。哈罗德—多马增长模式简单地说明了一个道理:GNP的增长率由国民储蓄率和国民资本—产出比例两个因素共同决定。在传统的经济增长模型中索洛模型对经济增长的研究方面影响最深远。索洛增长理论认为资本投入、劳动投入以及技术进步这三个方面是国家经济增长的源泉。正因为其在经济理论研究中突出的重要性,以索洛模型为代表的新古典经济增长理论是现代经济增长理论的基石。国内外大量学者从索洛模型出发,通过放宽假设等方法,进行经济增长研究,得出了一系列有价值的观点和理论。美国经济学家戴尔?乔根森(D.W.Jogenson)于1967年在《过剩农业劳动力和两重经济发展》一文中,提出依据新古典主义(NewClassicalism)的分析方法创立的一种理论。在一个纯粹的新古典主义框架内探讨工业部门的增长是如何依赖农业部门的发展的。乔根森模型是二元经济结构发展模型。乔根森认为,传统农业部门产品供给能力的大小影响工业部门的发展水平及农业劳动力转移程度。乔根森提出了“农业剩余”的观点。他认为农业剩余的产生,最终导致发生劳动力向现代工业部门的转移;农业剩余越大,劳动力的转移就越顺利。进入21世纪后,由于金融危机等各种影响经济发展的事件出现,经济增长问题的研究更加得到广泛关注。
同时,随着中国经济的快速发展,吸引了国内外学者的关注。很多学者开始对中国的经济问题进行研究。中国学者也开始对中国经济增长理论进行了探索。李政军对哈罗德—多马增长模式和索洛模型进行分析对比,认为索洛模型存在一些不足之处。郭磊对索洛模型进行修正,并据此对中国经济增长的可能性进行估算,估算结果发现有不下于3%的经济增长是由经济变动因素所引起的。王泽填和卢二坡将制度作为一个变量引入索洛模型,构造一个包含制度的、技术内生的增长模型。认为制度质量越好,人均产出增长率越高;人均产出存在关于制度的条件收敛。同时也认为欠发达国家具备良好的制度或能够持续改善其制度能获得“后发优势”赶超发达国家。陶和赵亮利用斯旺-索洛模型,借助面板数据,对福建省各地区经济增长条件收敛进行分析,估算条件收敛速度,揭示了福建省落后地区以较低速度实现对发达地区的赶超的事实。杨超和刘桂荣运用索洛模型实证分析FDI与上海地区经济增长之间的关系,分析表明FDI的引入可以促进上海地区的经济增长。中国学者关于索洛模型的研究主要集中在实证领域的稳态和收敛性等方面研究,而在该模型理论只进行了一些简单探索。虽然得出一些有价值的理论观点和实证结果,但是并没有深入研究索洛模型在中国的适应性方面的研究。而且索洛模型在农业经济部门中的研究比较少。本文试图结合中国的经济结构特征,在理论上进行适应性方面的探索。根据中国经济具有典型的二元经济结构特征:工业化水平不高,农业生产水平比较落后。在研究中,假定经济参与者为家庭、厂商两个部门。由于厂商数量种类繁多,而且性质不同,为了研究方便,将厂商分为农业部门厂商和非农业部门厂商,农业部门被认为是传统部门,非农业部门被认为是现代部门。然后进行研究。索洛模型在中国经济研究方面的应用起步较晚,成果相对较少。而且中国的经济是有中国特色的社会主义市场经济。在这样的大背景下,一些西方发达国家经济发展规律在中国可能需要进行适当调整。在研究中,对消费者的效用函数,以及世代交叠模型的假设条件进一步放宽。同时把乔根森模型的假设条件放松。创造性地把厂商根据中国国情分为农业部门厂商和非农业部门厂商。在具体研究时,先进行局部均衡分析,也就是对农业经济部门厂商和非农业部门厂商进行局部均衡分析。然后,通过特定假设,对整个经济体系进行一般均衡分析。
二、模型假设
1.家庭
假设有大量相同的家庭。每个家庭的规模以速率n增长。家庭的每一个成员在每一时点上供给1单位劳动。家庭在每一时点上将其收入(来自它从所供给的劳动和资本上取得的收入,以及它从厂商那里可能得到的利润)用于消费和储蓄,以最大化其一生效用。家庭效用函数的形式为U=α1t=0乙e-ρtu(c(t))L(t)Hdt(1)公式(1)中,c(t)为每一家庭成员的消费。u(?)为即期效用函数,它给出了每一家庭成员在给定日期的效用。L(t)为经济的总人口;H为家庭数。ρ为贴现率,ρ越大,与现期消费相比,家庭对未来消费的评价越低。显然u(c(t))L(t)H为家庭在t期的总即期效用。引入世代交叠模型,假定家庭人口中,新人不断出生,老人不断死亡,也就是说存在人口的新老交替。为了进一步研究中国经济,假定人口是在农业生产部门和非农业生产部门之间进行无限制地相互流动,也就是说人口会根据其收益高低进行自动选择所处的部门,最终达到农业部门和非农业部门收益率均衡状态。为了简化研究,将时间t假定为离散型变量。即模型(1)中的变量t=0,1,2,…n。为了进一步简化研究,该模型假定每一个人仅生存两期:年轻人和老年人。假定的理由是,对于该模型来说,要满足人口在不断新老交替、以及在农业部门人口和非农业部门之间自由流动这两个假定。假定Lt个人在t期出生,人口增长率为n;所以Lt=(1+n)Lt-1。个人生存两期,在t期有Lt个人处于其寿命的第1期,Lt=Lt(/1+n)个人处于其寿命的第2期。每个人在年轻时供给1单位劳动,并将所得劳动收入用于第一期消费和储蓄;在第二期,个人仅消费上期储蓄和从储蓄中得到的利息。令C1t和C2t分别表示在t期的年轻人和老年人的消费。一个在t期出生的人,其效用Ut取决于其在不同阶段的消费,即C1t和C2t+1。研究假定不区分消费者消费的产品是农业部门提供的农产品还是非农业部门提供的非农产品;消费者选择的原则是根据消费的效用最大化在农产品和非农产品之间进行选择。在正常情况下,消费的增长是平衡增长的。为了达到这个目的,研究选择一个新的效用函数。该效用函数为贴现的效用函数。Ut=lnC1t+lnC2t+11+ρ,ρ是贴现率(2)假定初始资本存量为K0,它由最初0期的老人平均拥有。在第0期,老年人拥有的资本和年轻人提供的劳动被结合起来生产产品。资本和劳动的报酬均为其边际产品。老年人同时消费其资本收入和现有财富,然后死亡并退出该模型。年轻人把收入wtAt分为消费和储蓄,他们将其带入下一期。因此,t+1期的资本存量Kt+1等于t期的年轻人数量Lt乘以每个年轻人的储蓄(wtAt-Clt)。该资本再与下一代年轻人提供的劳动结合,且这一过程一直继续下去。
2.厂商———农业部门厂商与非农业部门厂商区分
假设在经济中存在大量厂商。劳动(A)外生地以速率g增长。厂商最大化利润。厂商归家庭所拥有,因此厂商所得利润均归家庭。根据索洛模型,索洛模型中包含四个变量:产量(Y),资本(K),劳动(A)和知识或“劳动有效性”(L)。在任一时期,经济中有一定量的资本、劳动和知识,而这些被结合起来生产产品。即每一个厂商在时间t期生产函数为Y=F(K(t),A(t),L(t))(3)在生产函数中,引入哈罗德中性假设,也就是说,不改变资本和劳动的边际产量之比率的中性的技术进步。在生产函数中,劳动(A)和知识或“劳动有效性”(L)以相乘形式进入。AL被称为有效劳动。公式(3)变为Y=F(K,AL)(4)根据索洛模型假定,该生产函数对于资本(K)和有效劳动(AL)这两个自变量是规模报酬不变的。即对于所有非负常数C有,F(cK,cAL)=cF(K,AL)其中c≥0(5)对公式(5)中两投入品同时除以AL,得到(fk)FKALK,1K=KALKKα=kα(6)(k)表示每单位有效劳动的平均产量假定经济模型中存在农业部门厂商和非农业部门厂商这两个厂商。这两个厂商具有相似的生产函数,不同之处在于随机干扰的影响大小不同。在这两个部门之间,资本(K)、劳动(A)和知识或“劳动有效性”(L)这三个要素可以自由流动,也就是说在生产中,这些资源是共享的。为了研究方便,引入柯布—道格拉斯生产函数。Y1=F(K,AL)=μKα(AL)1-α0<α<1(7)其中α是资本产出的弹性系数,表示资产投入的变化引起产值变化的速率;μ≤1,表示随机干扰的影响。α=坠LnY坠LnK=qKpYp是产出价格,q是资本价格如果p=q,α=KY1-α是劳动力产出弹性系数。1-α=坠YY坠LL接下来,分别对不同厂商的生产函数进行分析。(1)农业部门厂商生产函数确定乔根森模型认为经济系统可以分为现代部门和落后部门;落后部门以农业经济作为典型代表。落后部门的发展决定因素是劳动和土地;假定土地供给固定,且边际报酬递减,不存在资本积累;随着技术进步,落后部门的产出随时间而自动增长。在研究中,放宽“不存在资本积累”这个假定,认为在农业部门中也存在资本积累。并且假定积累的资本根据市场收益率高低自动选择在现代部门和传统部门之间流动。在落后部门中,资本和劳动都将与土地结合在一起。因此在农业部门中的生产函数中我们仍然可以用有效劳动和资本来进行描述。农业部门的经济分析中注重供给行为反应。农业部门厂商最终产品的产出可以由柯布一道格拉斯生产函数描述。对乔根森模型中的农业部门生产函数进行调整。认为在这个生产函数中,决定农产品产出的因素有农业投入资本、农业劳动量、农业技术进步和农业土地投入等。假定投入农业部门的资本比例是αAK,投入农业部门厂商的有效劳动比例是αAL。根据规模报酬不变的假定,在柯布—道格拉斯生产函数中,干扰因子μ对于农业部门的生产影响较大。假定对于农业部门厂商来说,其生产函数为:Y1=F(K,AL)=μ1(αAKK)α1(αALAL)1-α1(8)α1为农业部门资本产出弹性系数α1=坠LnY1坠LnK=q1Kp1Y1(9)p1是农产品产出价格,q1是用于农业部门的资本价格(2)非农业部门厂商生产函数确定乔根森模型认为现代部门的发展决定因素是资本和劳动。现代部门生产函数规模报酬不变,现代部门的产出随时间而自动增长,这是技术进步的结果。在研究中,把非农业部门归为这一类。在这一类中,具有代表性的部门是工业生产部门。因此用工业生产部门的柯布—道格拉斯生产函数来代表非农业部门生产函数。在工业部门,工业部门的生产决定性因素是:有效劳动力、资产存量和综合技术水平(包括先进的经营管理水平、先进领先的技术等)。工业部门根据效应最大化组织产品生产。根据前面的假设,投入非农业部门的资本比例是1-αAK,投入非农业部门的有效劳动比例是1-αAL。为了研究方便,所以我们假定在非农业部门,柯布—道格拉斯生产函数中的干扰因子μ=1,即Y2=F(K,AL)=μ2((1-αAK)K)α2((1-αAL)AL)1-α2α2为非农业部门资本产出弹性系数α2=坠LnY2坠LnK=q2Kp2Y2(10)p2是非农产品产出价格,q2是用于非农业部门的资本价格3.经济增长模型的构建根据前面假设,整个经济是由农业部门和非农业部门两个部门组成,整个经济的生产函数,由这两个部门的生产函数来决定。假定整个经济的生产函数跟农业部门和非农业部门的生产函数具有线性关系,所以Y=Y1+Y2=μ1(αAKK)α1(αALAL)1-α1+μ2((1-αAK)K)α2((1-αAL)AL)1-α2=μ1(αAK)α1(αAL)1-α1(K)α
[关键词]行业；绿色增加值；核算方法
[中图分类号]F222.33
[文献标识码]A
[文章编号]1008―2670(2010)01―0009―05
作者简介：廖明球，男，湖南安乡人。首都经济贸易大学经济学院教授，博士生导师，主要研究方向：国民经济核算与投入产出分析、计量经济分析。共主持省、部级自然科学和社会科学课题8项，已结项6项；参与国家级自然和社会科学基金项目3项。以第一完成人或作者获得省、部级科研成果奖励7项，其中一等奖1项，二等奖2项，三等奖4项，获得国家级科研成果证书1项。出版学术专著3部，在国家级和省级刊物发表学术论文50余篇。
科学发展观要求国民经济又好又快发展，这就要求有相应的宏观经济指标反映这一发展。而现在我们采用国际上通行的国内生产总值(GDP)反映国民经济运行，由于国内生产总值不能反映资源的耗减和环境的降级，难以准确说明国民经济发展的质量，于是联合国统计委员会在1993年的SNA版本中提出了绿色GDP的指标概念。然而，由于绿色GDP没有行业核算与企业核算的基础，因此很难推行得开。本文试图从行业核算的角度讨论绿色GDP核算的方法，即行业绿色增加值核算的方法。
一、行业绿色增加值核算总的原则
参照增加值核算的方法，绿色增加值核算应遵循的主要原则有如下几个方面。
一是平衡原则。为了便于操作，行业绿色增加值的核算应该以行业增加值核算为基础，主要用生产法和收入法进行核算。根据绿色GDP指标的含义，行业绿色增加值应该在增加值的基础上扣除资源的耗减和环境的降级。其具体的计算公式：
生产法：绿色增加值=总产出一中间投入一资源耗减与环境降级
收入法：绿色增加值=固定资本的损耗+劳动者报酬+生产税净额+营业净盈余
其中，营业净盈余=营业盈余一资源耗减与环境降级。这样根据国民经济核算的平衡原则，生产法和收入法计算的绿色增加值是相等的。资源耗减与环境降级的具体核算内容参考1993年SEEA核算框架中的有关内容。
二是权责发生制原则。绿色增加值核算的困难是产权界定，在分行业核算时只能大致按照权责发生制原则。对资源耗减与环境降级核算以直接为主，即哪个行业直接造成资源耗减与环境降级就计算到哪个行业，避免重复计算，对于间接造成的影响，通过投入产出分析测算。但对于大自然直接造成的影响，我们则不能把责任计算到大自然的头上，比如由暴风雨造成的山洪暴发与水土流失等，只能计算到受其害的行业头上。而依据投入产出分析的需要，必须采用复式记账方法，比如酸雨造成的农林业损失，农、林业受到损失应该记账，但根据责任应该扣减未按标准排放废气造成酸雨的行业，不能扣减农、林业本身。
三是市场原则。绿色增加值核算的另一困难是非市场定价，目前只能参照市场定价。根据社会主义市场经济的发展，资源与环境应该由无价逐步变为有价，资源的开采权由企业向政府购买；三废(废水、废气、废物)的排放由企业与环境保护部门签订协议，可以由企业自己处理，达标排放；可以由企业交纳费用由环保企业统一处理。资源的耗减特别是矿物的耗减按企业向政府购买开采权的费用计算，未交纳开采费的按交纳标准计算虚拟费用。环境的降级中三废排放部分只计算未按标准排放的数量，参照达标排放的标准计算虚拟费用。
有了以上的基本原则，我们可以按行业计算其资源耗减与环境降级费用，从而进一步计算其绿色增加值。
二、农业绿色增加值的核算
农业绿色增加值等于农业增加值减去属于农业经济活动所引起的资源耗减与环境降级，同时也包括大自然对农业所依赖的资源造成的影响与耗减。
属于农业经济活动所引起的资源耗减几乎没有，比如森林中开采木材属于资源耗减，但计算在森林工业，农民对自己种的树进行零星砍伐没有单独计算，如果计算在林业的产值中也应该扣减。属于大自然引起的农业资源的耗减主要有水土流失对农业用地生产能力的影响。
水土流失对农业生产用地能力影响的测算有两个方面的内容，一是直接引起耕地的减少，二是引起其他耕地的肥力下降。耕地的减少可以用再造耕地的费用计算。耕地肥力下降的计算可以抓住两个要素，其一，水土流失带走农业用地的土壤量是多少；其二，每公斤土壤中氮、磷、钾的平均含量是多少。有了这两个要素，可以计算水土流失带走农业用地的氮、磷、钾总量，也就是说要恢复这些农业用地的生产能力需要施用相应数量的氮、磷、钾肥，再利用当年氮、磷、钾肥的平均价格计算其费用。
农业经济活动所引起的环境降级包括猎取野生动物、对鱼的过度捕杀、农用化学品(包括农药、化肥、塑料薄膜等)过量或不当使用造成的对环境的污染和农产品质量的下降、牲畜粪便的不当处理对环境的污染、兽药和激素的不当使用造成畜产品质量的下降、水产品的养殖中过量地投食投药造成水产品质量下降和对水体的污染。
猎取野生动物已计算在畜牧业的产值中，可以直接从畜牧业的总产出中找到该项数据，予以扣除。对鱼的过度捕杀难以直接计算，它包含了鱼类资源的减少和某些鱼种的灭绝。可以根据多年的历史数据确定一个捕杀量平均值，将超过的数量作为过度捕杀量，并根据渔业产值计算中的平均价格测算出过度捕杀的相应数据。
农用化学品(包括农药、化肥、塑料薄膜等)过量或不当使用造成的对环境的污染和农产品质量的下降这一部分计算较为复杂，目前正在全国开展的污染源普查包括了这一项内容。其使用不当和过量应以造成的后果为准，一是检测土壤中残留的农用化学品，二是检测农田附近的水域是否污染，三是检测农产品中残留的农药，如果检测没有超标，则不予以扣减。如果超标，其污染的土壤与水体以需要的治理费用进行虚拟计算；其农产品质量的下降以蒙受的损失计算。
牲畜粪便处理不当会对环境造成污染，因此被列入污染源调查。实际计算是应以造成的后果为准。如果进行无害化处理既可以生产沼气也可以作为肥料，不会对环境造成污染。但不当处理并对环境造成污染后应该计算其环境恢复所需要的费用。
对于兽药和激素的不当使用造成畜产品质量的下降直接计算其质量下降造成的损失，畜产品质量的下降应该通过正式的检测确定。
水产品的养殖中过量地投食投药造成水产品质量下降和对水体的污染应根据具体情况计算。水产
品质量通过检验确定，一旦下降扣减相关损失；对于水体污染一定要弄清是否有其它原因，比如由种植业、畜牧业引起的以及由工业或其他行业引起的。如果由多种原因引起，只计算由水产品养殖需要承担的污染部分。
计算绿色增加值一般是从增加值中作减法，但农业比较特殊，它可以作加法。比如种树使得森林增加不仅可以减少水土流失还可以净化水质和空气。这一项的计算应先确定当年增加的森林面积，计算每公顷森林可以减少的水土流失量并根据前述方法测算价值量；再计算每公顷森林净化的水质和空气的实物量，依据治理相当数量的污水和废气所花费的费用计算其价值量。
根据以上分析，农业绿色增加值等于农业增加值减去相应的资源耗减与环境降级再加上森林增加带来的环境保护价值。
三、工业、建筑业绿色增加值的核算
工业与建筑业绿色增加值等于工业与建筑业实现增加值扣除工业与建筑业经济活动造成的资源耗减与环境的降级。
属于工业与建筑业经济活动所引起的资源耗减包括矿物的耗减、森林中开采木材、酸雨对农业、林业的影响。
矿物的耗减主要指当年的矿物开采量，不能用进口(或调入)的矿物数量冲减。其实物量可以通过工业统计中的矿产品产量或国土资源部门矿产品开采数量计算，其价格按照企业向政府购买开采权的费用计算，从理论上讲这一价格至少能够补偿找矿的费用，如果过低应作适当调整。
森林中开采木材指当年的砍伐量，这里的森林不同于原始森林，原始森林中开采木材在环境降级中计算。森林中开采木材的实物量按活立木计算，其价格按砍伐前的价格计算，即该树木按生长期计算每立方米值多少钱。如果有不同树种的价格则分树种计算，如果没有分树种的价格按混合平均价计算。
酸雨对农业、林业的影响尽管蒙受损失的是农业与林业，但其直接原因是废气排放，主要元凶是二氧化硫。我国的废气排放以工业废气排放为主，因此要扣减损失主要从工业中扣减。酸雨对农业、林业造成的损失没有统计数据，只有一些专家在研究的论文中进行大致测算的数据，可以依据有关专家的研究成果进行测算。
属于工业与建筑业经济活动所引起的环境降级包括原始森林中开采木材，废水、废气、废物的排放对水、空气、鱼类和野生森林质量的影响，采掘造成的地面塌陷与污染土壤对种植业、林业的影响，工业噪声与建筑施工噪声污染。
原始森林中开采木材的计算方法大致同森林中开采木材，如果是原始次生林，应将天然林与人工林按比例分开，天然林开采属于环境降级，而人工林开采属于资源耗减。
废水、废气、废物的排放对水、空气、鱼类和野生森林质量的影响是最受人关注的问题，也是全国污染源普查的重点。废水、废气、废物简称“三废”，目前工业的“三废”排放有环保统计资料，是重点调查得到的，没有覆盖所有工业企业，其全部数据是利用工业产值放大计算的。在环境保护统计中废水有总排放量、达标排放量以及废水中所含的污染物，废气有排放量、经过消烟除尘的排放量，废物有产生量、综合利用量、处置量、贮存量。由于环境的治理，已符合达标排放的部分不从增加值中进行扣减，需要扣减的是未达标排放的部分，一般采用虚拟计算的方法，即按照达标排放的标准治理需要多少费用，将这部分虚拟费用从工业增加值中扣减。建筑业的“三废”排放均存在，但主要是建筑垃圾，目前还没有专门的统计报表，如果建筑垃圾放在城市生活垃圾中，应将其单独计算并将所需处置费用从建筑业增加值中扣减。
采掘造成的地面塌陷与污染土壤对种植业、林业的影响在环境保护统计中没有反映，作为农业管理部门的环保监测站负责监测，也没有相应的统计数据。目前只能从相关专家的研究论文中找到相应数据进行测算，并从工业中的采掘业增加值中扣减。
工业噪声与建筑施工噪声污染属于城市环境治理范围，即在城市的城区与近郊区才有噪声监测与相应数据，环境统计中有环境噪声达标区(个／平方公里)，由于环境噪声还包括社会生活噪声和交通噪声，应该分别计算，对环境噪声不达标的部分应该测算其治理的费用，将工业与建筑业应该分担的部分分别从工业增加值与建筑业增加值中扣减。
四、服务业绿色增加值的核算
服务业属于无形产品行业，一般不直接造成资源耗减，主要消耗的资源性产品都是工业产品。因此，服务业绿色增加值主要是从增加值中扣除环境的降级。
属于服务业经济活动引起的环境降级主要有废水排放、废气排放、产生的垃圾、产生的噪声等。
服务业产生的污染大家都习惯称之为生活污染。其实服务业活动产生的污染与居民生活产生的污染不同，一个是生产活动产生的，一个是消费活动产生的。但是，这两者又难以完全区别，因为服务业的活动是生产活动与消费活动同时完成的，比如在餐馆和食堂吃饭产生的污染计算在餐饮服务业，在家自己做饭产生的污染计算在消费活动；同样衣服在洗衣店洗产生的污染计算在服务业，在家洗则计算在消费活动，但产生污染的原因并没有本质区别。此外，值得说明的是在计算行业绿色增加值时只能采用生产法和收入法，这两种计算方法都不包括消费活动，因此只能把消费活动产生的污染放在服务业中的环境管理业，便于从增加值中作相应的扣除。
服务业与居民生活的废水排放是直接排放的，在城市如果有污水处理厂则统一进行处理，凡是没有污水处理厂的城镇与农村则靠大自然净化。在计算废水排放对环境的影响时视不同情况而定，对城市有污水处理厂的按照污水处理率与达标率推算尚未处理以及处理了未达标的部分，再参照已处理与已达标的部分计算虚拟费用；对于农村能够靠大自然净化的则不予以计算；对于县城及以下的小城镇若既没有污水处理厂又不能靠大自然净化，则计算每吨废水进行简单处理需要的费用，根据排放废水数量计算虚拟费用。
服务业与居民生活的废气排放包括汽车等交通工具的尾气、取暖与做饭等生活用煤产生的废气、餐饮服务业产生的油烟、空调产生的氟污染等。无论在城镇还是农村这些废气基本上是直接排放的，对于小城镇与农村一般认为可以由大自然净化，不予以计算；但是在大中城市难以由大自然净化，与工业废气一道形成大气污染，应该虚拟计算其治理费用。
服务业与居民生活产生的垃圾是倍受人们关注的，是污染源普查的重要内容。无论是城镇还是农村垃圾必须进行处理，没有办法靠大自然去净化，包括有无烟工业美誉之称的旅游业，在回归大自然的同时也要产生大自然所净化不了的垃圾，也同样需要处理。目前县城及以上的城市都进行了垃圾无害化处理；居住分散的农村也可以进行垃圾自然填埋；存在问题的是有不少小城镇垃圾随意堆放，没有进行无害化处理或自然填埋。因此要统计城镇垃圾的无害化处理或自然填埋率推算其未处理数量，再虚拟计算其处理费用。
对于粪便的处理在农村与小城镇大都由农民收
集作为肥料，一般不需要处理费用。但县城以上的城市都要由环卫部门对粪便进行清运，其中一部分进行了无害化处理，可以计算无害化处理率，再虚拟计算其处理费用。
服务业与居民生活产生的噪声包括交通噪声和社会生活噪声，目前在城市有噪声监测，在小城镇和农村一般没有进行噪声监测。对于没有进行噪声监测的小城镇和农村因无数据依据略而不计；对于有噪声监测的城市，可以按照达标率测算需要进一步治理的费用。
根据以上分类计算的虚拟费用，从各相关的服务行业增加值中进行扣除。
五、几个专门问题
行业绿色增加值的核算是一个庞大的工程，应由粗到细，逐步展开。在细化的过程中还需要解决几个问题。
(一)关于企业核算
行业绿色增加值核算离不开企业核算，根据我国的情况可以在有增加值核算基础的企业推行绿色增加值核算。对于规模以上工业企业、有资质等级四级及以上建筑业企业、限额以上批发和零售业、住宿和餐饮业企业可以先行试点，逐步建立绿色增加值核算制度。在企业推行绿色增加值核算可以促使企业节约资源减少排放，符合国家节能减排的政策目标，有利于保护资源与环境；同时也为行业绿色增加值核算提供了第一手资料，为行业内部的结构优化调整提供了数据支撑体系。
(二)关于主要参数的收集
行业绿色增加值核算的重点是对行业经济活动引起的资源耗减和环境降级的核算，在核算中涉及到大量的技术、经济参数，需要进行专门收集。比如农产品质量检测的标准，农田是否被污染的标准，水土流失的计算标准，资源充分利用的标准，“三废”治理达标的标准等等。有一些行业在基层核算中已有现成的统一标准，有些行业由于核算不完善还没有标准或者是没有统一的标准。因此，要根据我国现有的行业核算状况进行收集，有国家标准的用国家标准，没有国家标准而有行业标准的用行业标准，没有行业标准的参照企业标准或从有关专家的研究论文中去收集，以保证行业绿色增加值核算的需要。
(三)关于核算方法
绿色增加值核算中对资源耗减与环境降级的核算方法较多，主要有市场价值法、机会成本法、收入损失法、补偿与维护费用法。市场价值法是先计算资源耗减与环境降级的有关实物量，参照当期的市场价格计算。机会成本法同样是先计算资源耗减与环境降级的实物量，再乘以单位实物量的机会成本(用于此用途而放弃其他用途所造成的损失、付出的代价)计算。收入损失法主要用于计算环境降级造成生产率下降所引起的收入损失，属于直接计算方法。补偿与维护费用法分别用于计算资源耗减需要的补偿费用和防止环境降级需要的维护费用，属于间接计算方法，虚拟费用法为这一类方法。
