于鸷隆，刘玉铭

(北京市政府研究室，北京100744)

科技兴农是解决农业增效、农民增收的一条重要途径，对于解决“三农”问题意义重大。《中共中央关于推进农村改革发展若干重大问题的决定》(十七届三中全会报告)指出，技术变革和科技进步是农业发展的主要动力源泉，农业发展的根本出路在科技进步。本文对我国农业科技推广和科技特派员制度的效率进行讨论和数量分析，以期得出有益的结论和建议。

一、科技推广与科技特派员制度简介

经过改革开放以来的不断努力，我国科技进步对农业的贡献率达到48%左右，然而，农业现代化水平比较高的国家农业科技贡献率平均达到70%以上［1］，相比较而言，仍然存在不小的差距。

我国科技进步对农业贡献率水平低，存在两方面的原因。一方面是由于我国农业科技研发能力和水平较发达国家还有一定的差距。这可以从研发基础薄弱、研发经费不足、人才缺乏、激励机制不尽合理、研发缺乏针对性等方面进行分析和解释。另一方面，科技推广环节的效率也对农业科技贡献率具有很大的影响。一个低效率的推广体系会使优秀的农业科技成果束之高阁，不能转化成有效的生产力;反之，一个高效的推广体系会使农业科技成果尽其所用，对提高农村生产力起到应有的作用。因此，如何提高农村的科技推广效率是一个重要的课题。

农业技术推广主体大致可以分为以下3种类型:一是由国家各级政府农业部门推广，二是由农业协会、大学等非政府组织推广，三是由私人科技服务部门进行推广。Swanson(1990)对1988年至1989年间包括中国在内的113个国家的207个农技推广组织进行了调查，发现全世界近81%的农技推广工作由国家各级政府农业部门承担，大学和非政府组织承担了12%，私人科技服务部门占了 5%［2］。

在世界范围内，以盈利为目的的私人科技服务所占比重较小，一方面的原因是农业是较为传统的产业，传统模式下的经营获利较低，没有足够的利润来供养专门的的私人科技服务者或者服务机构，在我国农业经营规模较小的情况下，这种现象更加突出。另一方面的原因是委托代理问题。由于农村科技服务与一般产品或服务存在很大区别，它是由农村科技服务人员提供的专业化服务。在这些领域，科技人员通常在农民的作物是否存在问题，问题有多严重，需要用何种方法来解决等方面具有更丰富的信息，而农民往往只能依据科技人员的建议来决定需要什么样的服务。由于信息不对称，科技人员有可能有动机去欺骗农民，而农民为了确定是否被专家欺骗，需要付出很大的成本。这种信息不对称产生的严重委托代理问题会造成市场效率低下，甚至市场消失。

大学和非政府组织是科技推广的重要力量。就我国而言，近年来各种专业的农业协会或农业合作组织不断涌现，在科技推广方面的作用日益增强。但不同协会在不同地区发挥作用的形式和效果也千差万别。有些协会在技术推广方面对政府的科技推广形成了重要的补充，甚至发挥了推广主体的作用。有些协会的主要精力则放在申请各类项目上，在科技推广上投入精力较少。由于协会机制灵活、效率较高、针对性强，在韩国、日本和我国台湾的科技推广中具有重要地位。我国农业协会在替代政府直接提供农业科技推广服务方面具有很大发展潜力。

我国政府是科技推广的主要承担者。我国政府主导的农业技术推广体系包括国家、省、市、县、乡等。县乡两级的农业技术推广部门，是推广体系的主体。县乡农业技术推广部门属于事业单位，按专业领域分为5大系统:种植业、畜牧兽医、水产、农业机械、经营管理。据对30个省区市(缺西藏区)的统计调查，截至2007年底，全国种植业、畜牧兽医、水产、农机化、经营管理5个系统，共有基层农技推广机构12.6万个，其中县级2.4万个，县以下(指区域站和乡镇站)10.2万个，其中区域性推广机构3817个。实有农技人员85.05万人①资料来源:中国农技推广网网站数据。。在传统的政府主导的科技推广模式下，由于投入不足、管理模式、激励机制等方面的原因，往往出现效率较低的现象。

对于政府科技推广中的效率问题，学界有较多讨论。胡瑞法等(2005)指出，我国农民人均所分享的农技推广投资不到低收入国家的一半，农技推广经费的绝大部分被用来发工资，仅1/10的经费被直接用于推广活动［3］。一些地方农业技术推广依靠行政命令，采取自上而下的方式，未能充分考虑农民的技术需求，未能看到农民对科技推广的需求已经发生了变化。再如，彭兵(2010)指出了政府在科技服务方面存在的系列问题:一是推广组织不健全，推广体系断层，服务功能难以充分发挥，一些地方出现了“线断、网破、人散”的情形;二是推广人员素质偏低，知识老化严重，且专业分布不合理;三是推广人员行政化倾向突出，科技推广工作受到不合理行政干预严重［4］。此外，科技推广人员作为政府、农民的代理人，由于存在技术方面的信息不对称，政府监管不到位，农民没有相应的技术知识，所以在服务过程中往往存在委托代理问题。有些科技人员专注于提高自身的职称、待遇，把主要精力用于撰写科研论文或者课题项目，没有切实“沉”到农村一线，为农民提供亟需的帮助;也有一些科技人员由于在服务农民的过程中难以得到额外的回报，干多干少一个样，干与不干一个样，他们可能会消极怠工或者简单应付而降低服务的水平、减小劳动强度、提高自身效用，这就会导致所谓的X非效率。这些都是传统科技推广模式下存在的问题。

上世纪末兴起的科技特派员制度在传统科技推广模式上进行了创新，在科技推广方面取得了较好的效果。科技特派员是指按照一定的程序选派，围绕解决“三农”问题，按照市场需求和农民实际需要，从事科技成果转化、优势特色产业开发、农业科技园区和产业化基地建设的专业技术人员。

科技特派员制度始发于福建省南平市。1999年，南平市政府将来自市、县、乡三级各有专长的225名科技工作者，派驻到215个行政村，并且允许科技特派员通过股份合作等“风险共担、利益共享”的方式为农民提供科技服务。一年间，科技特派员在推广新品种、新技术、新设备，实用技术培训、咨询服务和实施项目方面取得了显著成绩，创造产值1.16亿元［5］。国家科技部对南平市的做法给予了充分肯定，陆续在部分地区展开试点和推广，目前全国大部分省市开展了科技特派员工作。

宁夏回族自治区充分吸收南平经验，根据本区特点，探索形成了“立足科技项目，突出科技创业;实施体制创新，注重金融推动;坚持市场导向，实行三线推进”的科技特派员创业“宁夏模式”，在科技推广方面取得了显著成效。“行政、社会、市场”三线推进运行机制在促进农业增产、农民增收方面发挥了巨大促进作用。在人员选派上，坚持“双向选择”原则，积极鼓励科技特派员带项目、带成果、带技术、带资金与农民群众、专业大户、农村经济合作组织和农业产业化企业“利益共享、风险共担”，结成利益共同体。在激励机制上采取“三不三奖”，即科技特派员创业分红、收入多少不查;技术入股所占的比例大小由双方协调议定政府不管;科技特派员自愿到农村第一线投资创办各种类型的示范园区或农业产业化龙头企业，原单位不截留;科技特派员在创业期间，有重大贡献者给予一定额度的奖励资金;成绩突出、效果明显的工资提前晋档一级;工作务实、指导农民增收幅度较大的，给予优秀公务员奖励。在政策保障上，宁夏回族自治区实行“三保两优先”政策，即对参与创业的科技人员，保留编制、保留工资、保留关系;对于成效显著的科技特派员，通过绩效考核优先聘任专业技术职称，优先提拔重用。市、县(区)结合当地实际，出台了继续推进科技特派员创业行动的实施意见和优惠政策，进一步改善科技特派员创业环境，地方财政还配套了一定的专项资金用于支持科技特派员创业行动。对科技特派员进行科研项目和创业项目支持，在各级财政专项引导经费的基础上，科技特派员全年累计获得各类扶贫开发项目、科技攻关和成果转化项目、农业产业化项目、农村经济合作组织扶持项目等资金支持［5］。

宁夏科技特派员制度在机制设计上推动科技人员真正“沉”到农业生产的一线。由于科技特派员具有政府背景，容易取得群众信任，较好的客服了纯私人服务的不信任问题;政府提供的保障保证了他们获得基本的生活补给问题，避免了私人服务者由于获利微薄而难以为生的困难;提拔升迁、荣誉奖励和必要的惩罚措施从正反两方面对科技人员进行了激励和诫勉，起到了较好的监督作用;利益共享为他们提供了创业干事的积极性和主动性，这些方面的因素推动科技特派员努力工作，取得了较好的成绩。自2002年至2010年的8年间，宁夏特派员发展到5138名，其中，围绕农业生产开展创业的自然人特派员2042名;累计推广新技术646项，引进新品种1200多个，推广特色种植面积150多万亩;特派员创业直接带动农户34.5万户①参考了宁夏科技厅资料《宁夏科技特派员创业行动工作基本情况》。。

科技特派员制度在加速农业技术推广、促进农民增收方面的作用，也引起了国内学者的广泛关注，有些文献从理论上进行了深入探讨。例如，简小鹰(2005)认为科技特派员制度对农村科技体制的贡献体现在观念、制度和机制的创新上，由此而不断克服目前农村科技体制运行和管理中存在的各种弊端。在科技特派员制度的引导和激励下，广大科技人员将逐步进入市场，从而促进科技人才市场的发育和完善［6］。张国平(2010)认为我国科技特派员制度是政府主导下的强制性制度变迁，制度产生的诱因在于农业科技服务有效供给的不足，下一步需要推动其由强制性变迁向诱致性制度变迁为主的转变［7］。檀学文(2007)以宁夏为例，从政策机制的角度评价科技特派员制度的效果［8］。刘飞翔(2003)探讨了科技特派员制度生命力如何在新时期持续和创新［9］。

二、数据说明和计量分析

本文通过进行问卷调查，分析科技特派员与农民合作的六种形式的效率，即科技咨询、参加培训、将土地租给科特派、在科特派企业打工、接受科特派现场指导、与科特派进行股份合作②双方有时以一种以上的方式进行合作;股份合作既包括技术入股，也有科技特派员资金入股等方式。，从而对科技特派员制度的效率问题进行检验。在进行计量分析之前，首先对计量分析的理论基础“全要素生产率分析”进行简要介绍。

(一)全要素生产率简介

分析农业效率问题经常用到的全要素生产率(Total Factor Productivity，TFP)与偏要素生产率(Partial Factor Productivity)相对应。偏要素生产率实际上就是平均产量。例如，如果生产某种产品需要两种要素投入，劳动和资本，生产函数可以写为Y=F(L，K)，其中Y表示产出，L表示劳动，K表示资本，F表示投入产出关系。L和K的偏要素生产率就是:PFPL=Y/L，PFPK=Y/K，即劳均产出和每单位资本的平均产出。与偏要素生产率对应，全要素生产率就是产出和加权要素的比值，这里的加权要素就是所谓的全要素。在上面的生产函数形式下，全要素生产率可以表示为:

(其中 a'，b'是恰当的权数)

如果生产中还有其他要素，也应该通过加权计算在内。

如果生产函数是Y=AF(L，K)的形式，那么

即

其中在变量上方的点表示变量的增长率。

如果生产函数是C-D生产函数，即:Y=ALaKb(A ＞0，a+b=1，且 a＞0，b ＞0)，其中的 A 就是TFP。如果产出按照要素的贡献进行分配，要素的边际产出等于其回报，那么a、b分别表示L和K的要素报酬占总产出的份额。这是因为劳动的工资率

所以L*WL/Y=a，同理，K*WK/Y=b。若 a+b=1，资本和劳动的报酬等于全部收入。要素多于两个时，道理与此相同。由于C-D生产函数性质较好，所以使用也比较广泛。系数a和b可以通过要素报酬占总产出的比重得到，所以，在计算 TFP时，一种方法是通过统计数据直接获得a、b和投入要素增长率、产出增长率，然后计算得到TFP的增长率［10］。但是如果影响产出的不仅包括要素投入，还包括制度因素、时间因素等非投入因素，这些非投入因素的贡献就不能通过要素报酬占总产出的比重获得。这时可以通过建立模型进行计量分析，估计出各个因素的系数，然后对模型进行系统分析。

(二)对数据的说明

2010年8月中旬至10月上旬，我们对547户农户进行了问卷调查，问卷除了基本信息之外，还包括农户2009年的总收入、家庭劳动力数量、经营耕地面积、机械动力数量、灌溉投入、化肥投入等投入要素，问卷还询问了农户家庭成员最高文化程度、家庭中是否有党员、家庭成员中是否有村干部、家庭成员中是否有教师、是否有家庭成员在外打工、家庭是否是个体工商户、家庭是否是种植大户、家庭是否经营企业、家庭离城镇的距离等特征数据，还包括农户接受了何种方式的科技服务，这包括科技咨询、参加培训、土地租给科特派、在科特派企业打工、接受科特派现场指导、与科特派进行股份合作六项。通过对问卷进行整理，形成数据完整的问卷441份，其中通过六种合作方式进行合作的农户共253户，没有合作的共188户。本文以此作为进行回归的样本。

(三)OLS回归

本文将进行如下回归，以合作和非合作的两类农户在2009年的家庭总收入作为被解释变量。解释变量包括两类，一类是反映生产要素投入的解释变量，包括农户的家庭劳动力、家庭耕地数量、化肥农药的投入、家庭的机械动力、家庭的灌溉支出、家庭的化肥农药支出等6项。这6项要素加权之后就是全要素投入。另外一类是反映家庭特征的解释变量，包括受访者文化或者其家庭最高文化程度，家庭是否有党员、是否有人在外打工、是否经营企业、是否是个体工商户、家庭里是否有村干部、家庭里是否有教师、家里是不是种植大户、家庭与城镇的距离以及6种合作方式。这类变量中，除家庭最高文化程度、家庭与城镇的距离外，其他都是哑变量。这些变量的回归系数如果显著为正，则表明它们有助于提高农户的全要素生产率;反之，如果显著为负，则降低了农户的全要素生产率。

首先进行简单的OLS回归，得到如表1的结果。

表1 OLS回归结果

从上面的OLS回归可以发现，对于农民的总收入而言，劳动力、耕地、机械动力、灌溉、化肥投入等5种基本投入要素的贡献分别为①机械动力作为一种投入要素在生产中的贡献不显著，一个解释是数据使用的是家庭机械的台数作为自变量，由于大部分农户经营规模相似，都在5-10亩，所以基本上都具有1-2太机械，不同家庭数据变化量不大，所以在不同的家庭生产中其对效率的影响并不明显。:0.2360252、0.0827661、0.0070421、0.0898538、0.1562362。

除了这5种基本投入要素之外，在5%分位水平上对农民全要素生产率有促进作用的因素包括:家庭成员的最高文化程度、有家庭成员打工、家庭是种植大户，与科技特派员合作方式有“接受科特派现场指导”、“与科特派进行股份合作”两项显著。

家庭最高文化程度影响农民的全要素生产率，表明农民的基础教育是很重要的，家庭成员中有人受教育程度高，就会对其他成员产生影响，从而影响整个家庭的生产效率，造成成员最高文化程度高的家庭往往生产效率也更高。

有家庭成员打工能够提高家庭的生产效率，说明农业劳动力资源释放出来，从事第二、第三产业的工作，对于提高整个家庭的收入很有促进作用。由此可以认为，在现行体制下，为农民工提供较好的务工环境，促进人口合理流动，是推动经济增长的重要手段。

家庭是种植大户有利于促进全要素生产率的提高，说明我国现阶段农业生产存在规模经济，即规模大的农户的全要素生产率更高，这为土地合理流转、适度规模经营能够提高农业生产效率提供了数据支撑。

农民与科技特派员合作的两种方式:股份合作、农民接受科特派现场指导也有利于促进农民提高其全要素生产率，其他科技推广方式在OLS回归中不显著，下面将进行更深入的计量分析。

(四)排除选择性因素

下面以农民与科技特派员股份合作为例对回归方法进行简要说明。从总体OLS回归分析的结果看，农民和科技特派员的股份合作方式在1%分位水平上显著为正，不能驳斥其对农民全要素生产率具有促进作用的假设。但数据面临的一个问题是可能存在选择性，比如科技特派员选择农户的时候，选择了素质较高的农户，而这些农户本身全要素生产率就高，不一定就是股份合作提高了其生产效率。或者生产效率高的农户更愿意与科技特派员通过股份进行合作，而合作本身未必有效，这使得在计量回归过程中股份合作具有了内生性，即合作可能是回归方程中其他因素引起的，比如家庭成员学历高促进了股份合作等。为了消除选择性，要在掌握的数据范围内，对影响股份合作的变量的影响先行消除，然后分析股份合作的效果，才能得出相对可信的结果①当然无法排除影响股份合作造成选择性存在的所有可能因素，本文只能在现有数据的基础上尽最大可能排除内生性，使得出的结论更加可信。。

通过两种方法进行回归。方法一步骤如下:(1)以股份合作(之后依次对科技咨询、参加培训、在科特派企业打工、土地租给科特派、接受现场指导进行同样计量分析)为因变量，以家庭经营企业、家庭是个体工商户、家庭中有教师、家庭成员最高文化程度、家庭中有党员、家庭成员中有村干部、家庭是种植大户、家庭离城镇的距离(对数)为自变量进行logit回归，得出在10%分位以上水平显著的自变量。说明股份合作可能在这些变量上(“家庭成员最高文化程度”和“家庭中有党员”)存在选择性;(2)以农民总收入(对数)为因变量，以劳动力(对数)、耕地面积(对数)、机械动力(对数)、灌溉投入(对数)、化肥投入(对数)为因变量进行OLS回归，得到残差，作为不同家庭的全要素生产率;(3)以全要素生产率对选择性变量(股份合作的选择性变量是“家庭成员最高文化程度”和“家庭中有党员”，因为这两者在上面的logit回归中显著)进行OLS回归，得到残差，作为剔除选择性影响的全要素生产率;(4)以剔除选择性影响的全要素生产率对“进行股份合作”做OLS回归，得出系数。方法二是2SLS方法，这种方法除了排除了方法一中要素可能造成的选择性外，还同时排除了5种基本投入要素的选择性。

表2是OLS方法和上述两种方法得出的五种合作方式的系数:

从上面的回归可以发现，农户与科技特派员进行股份合作、农户接受科技特派员现场指导两种方式，对农户全要素生产率提高作用是显著的，其他科技服务方式作用在计量上不显著。

表2 3种回归得出的结果

三、相关结论和建议

(一)对于截面数据而言，科技特派员与农民的合作可能存在选择性，从上面的分析可以看出，与科技特派员实行股份合作可能与农户家庭最高文化程度、家庭中是否有党员相关;请科技特派员进行现场指导与家庭是种植大户、家庭与城镇的距离有关;咨询与家庭最高文化程度、家庭是种植大户有关;在科技特派员创办的企业打工与家庭经营企业、家庭是种植大户、家庭距城镇的距离有关联;土地出租给科技特派员的行为与家中是否有党员有关。

从这些选择性来看，种植大户与科技特派员关系最为紧密。这与传统文献的分析类似，从经济学上讲，经济利益是实现合作的基础，种植大户掌握更多的土地资源，对其进行科学种植能够给农户和科技服务者带来可观的收益。文化程度对于合作也有很重要的作用，这是因为科技推广是先进的新鲜事物，只有具备一定的文化知识才能更好地接受，而我们采用的家庭成员的最高文化程度指标，还表明了文化程度在一个家庭中具有外溢性，即一人的文化程度可以影响整个家庭的决策，这还会通过家庭的决策来影响家庭的生产效率。家庭中有党员也对家庭的决策具有一定的影响，例如促进与科特派实行股份制合作。这说明党员在农村具有先进性，如果股份合作成功影响其他农民，也能够发挥生产中的模范带头作用。家庭离城镇的距离不但影响农民生产效率，也影响农民获得科特派现场指导的可能性。很容易理解，距离远、交通不便的地方科特派也很难随时前往指导，所以农户受到的指导也较少。距离还影响农民外出打工的选择，而科特派创办的以基地为基础的企业，虽然未能提高农民的全要素生产率，但为外出不便的农民提供了打工的机会，无疑对解决“三农问题”提供了支持。

表3 科技特派员与农户合作的选择性

(二)上面分析的相关因素使得回归时影响合作的因素成为内生变量，从而影响了回归结果的可靠性。文章采用对影响因素进行回归以排除这些影响、通过2SLS回归排除影响等方式，根据现有的数据材料，最大限度地使回归结果更加可信。文章回归发现，在三种回归方式下，请科技特派员现场指导、与科技特派员进行股份合作两种合作方式对于提高农户全要素生产率的促进作用显著为正。咨询、培训、在科特派创办的企业打工、把土地出租给科特派等方式不显著，从而不能驳斥对于提高农民全要素生产率有没有促进作用的假设。

请科技特派员现场指导、与科技特派员进行股份合作是科技特派员制度中有效的合作方式，现场指导是科技特派员“沉”到农户、为农户解决实际问题的一种有效形式，是有效的;而与科技特派员实行股份合作实现了“利益共享、风险共担”，也有利于提高生产效率，其表现了以利益为基础的市场合作在条件允许的情况下是完全可行的。

(三)在本文收集的数据中，咨询和培训促进全要素生产率的效果不显著，这是由于两者还具有传统的科技推广模式下存在的针对性稍差、方式不够灵活等缺陷。但不能就此认为咨询、培训等方式是无效的，这是因为这些方式虽然在回归中不显著，但其可能对农民有潜移默化的影响，而且这两种方式作用正的外部性强，提高了农民的基本素质，为将来农民提高收入打下一定的基础。同时，两种服务方式如果能突破传统体制机制障碍，创新服务模式，进一步贴近农民需求实际，会更具活力，并在提高农民收益和效率方面显示出强大推动力。

在科特派创办的企业打工、把土地出租给科特派，与农户在其他企业打工、把土地出租给别人没有本质区别，因此没有出现全要素生产率提高的计量指标。可以认为这两种种合作方式可能并没有额外增加农民收入。而这两种合作形式的贡献在于，科技特派员通过创办企业为农民提供了就业机会;通过承包农民土地推动了土地流转，提高了经营规模，而我们前面的分析指出，种植大户往往是更有效率的。

(四)科技特派员制度如果能在政府的推动下进一步市场化，政府监督职能和部分推广职能由农业协会承担，加强政府支持下的私人科技服务市场的培育，能够推动科技服务更加具有针对性，也能够提高农业科技服务的效率。

［1］李学勇.加快农业科技创新［J］.《中共中央关于推进农村改革发展若干重大问题的决定》辅导读本［M］.北京:人民出版社，2008:248.

［2］Swanson J，Ram B.The Current Status of Agricultural Extension Worldwide［M］.Food and Agriculture Organization，Report of the Global Consultation on Agricultural Extension，Rome，1961.

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［4］彭 兵.农业基层科技推广体系存在的问题、挑战与对策思考［J］.农业经济，2010(6):54-57.

［5］科技部农村与科技发展司.2006年全国科技特派员试点工作年度报告［R/OL］.科技部网站.

［6］简小鹰.我国科技特派员制度与农村科技体制改革［J］.科学管理研究，2005，23(3):53-57.

［7］张国平.我国科技特派员制度:一个基于制度经济学的分析［J］.农业经济，2010(6):50-54.

［8］檀学文.宁夏科技特派员制度的机制与效果［J］.中国农村经济，2007(4):60-69.

［9］刘飞翔.科技特派员制度生命力的探析［J］.福建农林大学学报:哲学社会科学版，2003(3):10-13.

［10］刘玉铭.农业规模经营与农业产业化研究:以黑龙江垦区为例［M］.北京:经济科学出版社，2008:22-23.