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1、要素禀赋及农业劳动生产率的地区差异辛翔飞 刘晓昀辛翔飞，中国农业大学经管学院。刘晓昀，中国农业大学人文与发展学院。 摘要：在家庭承包责任制实施后，中国农业经济增长的同时伴随着区域劳动生产率差异的扩大。本文在运用传统要素分解方法研究农业经济增长的基础上，运用Blinder-Oaxaca方法分解地区间农业劳动生产率的差异及其影响因素。分析结果表明：要素禀赋差异仍是影响中国不同地区农业劳动生产率的重要因素，其中要素禀赋差异导致东西部地区农业劳动生产率差异38.26%，东中部71.56%；不同地区间其余部分的农业劳动生产率的差异主要来源于投入要素的产出弹性系数等。关键词：要素禀赋 农业劳动生产率 地区
2、差异Regional Disparity of Factor Endowments andAgricultural Labor Productivity in ChinaAbstract:Since the introduction of the household responsibility system, Chinas agricultural economy has been growing with the enlargement of regional labor productivity disparity. Based on the traditional decomposit
3、ion technique for the research of agricultural economic growth, this paper uses the Blinder-Oaxaca approach to decompose the regional disparity of agricultural labor productivity, and gives corresponding reasons. Its shown that, factor endowment disparity is an important reason which affects the agr
4、icultural labor productivity of different regions in China; it explains 38.26% of the agricultural labor productivity disparity between the Eastern and the Western China, and 71.56% between the Eastern and the Central China. The rest part of the agricultural labor productivity disparity is mainly ca
5、used by the output elasticities of the input factors.Keywords: factor endowment, agricultural labor productivity, regional disparity要素禀赋及农业劳动生产率的地区差异辛翔飞 刘晓昀 摘要：在家庭承包责任制实施后，中国农业经济增长的同时伴随着区域劳动生产率差异的扩大。本文在运用传统要素分解方法研究农业经济增长的基础上，运用Blinder-Oaxaca方法分解地区间农业劳动生产率的差异及其影响因素。分析结果表明：要素禀赋差异仍是影响中国不同地区农业劳动生产率的重要因素
6、，其中要素禀赋差异导致东西部地区农业劳动生产率差异38.26%，东中部71.56%；不同地区间其余部分的农业劳动生产率的差异主要来源于投入要素的产出弹性系数等。关键词：要素禀赋 农业劳动生产率 地区差异一、 引言1978年开始的中国农村和农业经济改革带来了1978-1984年间中国农业的快速增长，其中1984年中国农业GDP增长率达到了1978年以来的最高水平12.9%。中国农业经济的高速增长引发了国内外很多学者来探究中国农业经济增长的原因，其中相当一部分文献（McMillan, Whalley和Zhu，1989；Fan，1991；Fan and Pardey, 1992；Lin，1992；Z
7、hang和Carter，1997；Yao和Liu, 1998；Fan 和Zhang, 2002；Fan, Zhang 和 Zhang, 2004等）都试图分析改革期间制度变革对农业生产增长的作用。Lin（1992）根据生产函数估计这一阶段农作物总产值的增长近一半（46.89%）来自家庭承包责任制普遍实行带来的生产率的提高。家庭承包责任制在1984年底全国范围内基本普及，而1984年之后农业增长速度放慢对于1985年以来中国农业增长速度明显放慢的解释，学术界存在争议，这些争议基本上可以概括为两种观点。第一种观点认为，家庭责任制是一次性的制度变迁效果，这一制度变迁效果结束之后农业增长速度方面是必然
8、的（McMillan, Whalley, and Zhu, 1989; Fan, 1991; Lin,1992）；另一种观点认为，市场自由化较之于家庭经营的自由化对农业增长具有更重要的意义，20世纪80年代中期农业增长速度的放缓是由于1985年底政府对粮食市场化政策的改变，对粮食购销又重新施以政府强制（Sicular,1993；Huang, 1998）。当然，当时评论中也有诸多研究人员认为1985年的农业发展几近停滞是由于1985年初实施的粮食订购合同制市场化导致，于是1985年底政府重新对合同制政策赋予了“国家任务”的性质。值得注意的是，从1985年开始，东中西部地区 东部地区包括北京、天津
9、、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南。中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南。西部地区包括内蒙古、四川、重庆、贵州、云南、广西、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。农业经济的差距也开始越来越大（图1），不同地区间农业劳均收入存在显著差异。McErlean和Wu（2003）的实证研究也表明，我国地区农业劳动生产率不存在绝对收敛，在1992-2000年存在条件收敛，即东中西部劳动生产率各自收敛于不同的稳定水平。在研究地区差异的文献中，通过基尼系数、GE指数和变异系数的分解来研究地区差距问题是一种非常重要的方法，可以客观地找出造成差异的结构性原因。大多数中国地
10、区差距研究，是针对改革开放之后的描述地区差距的不平等指数，按地区、城乡、产业和收入构成进行分解，得到地区间、城乡间、产业间、收入构成之间以及其各自内部的差距在总的差距中所占的比重。对地区差距按东中西三大地区分解，可以发现：地区之间的差距在总差距中占了主导地位，而且地区之间的差距在总的差距中所占的比重呈上升趋势（张吉鹏和吴桂英，2004）。上述分析方法在分析农业经济地区差异的现有文献中虽未见有所尝试，但本文的关注点不在于此：这一方法虽然能够找出差异的结构性原因，但是无法实证分析造成地区差异的具体因素以及造成差距的程度。本文试图借鉴多用以分析微观收入差异的Blinder-Oaxaca分解方法（由B
11、linder（1973）和Oaxaca（1973）首先提出，后经Cotton（1988）修正），在实证分析造成地区差异的具体因素以及造成差距的程度方面做一尝试。*数据来源：根据中国农村统计年鉴（历年）整理图1：1986-2005年人均农业GDP要素禀赋是决定地区农业经济收入的基础因素，直接影响农业劳动生产率的地区差异。本文首先通过相关统计数据说明中国地区要素禀赋的差异及变化趋势，接着利用Cobb-Douglas生产函数估计投入要素的生产弹性系数，在此基础上通过地区差异分解，分析影响农业劳动生产率地区差异的因素。二、地区要素禀赋差异无论是由于自然地理的，历史的，还是制度的原因，中国地区之间在生产
12、要素的禀赋结构上有着巨大的差异，资源禀赋反映的是该地区潜在的比较优势（蔡昉和王德文，2004）。与农业生产过程直接相关的经济资源或生产要素包括劳动、资本和自然资源。其中，劳动要素投入指人力资源投入，不仅是劳动力的数量，还有人力资本积累的反映。劳动力集中指数是一个用来反应各省劳动力资源禀赋相对状况的指标（蔡昉和王德文，2004），它等于全国平均劳动生产率与各地区劳动生产率的比值。如果劳动力集中指数高，该省的劳动生产率相对于全国平均水平而言就低，意味着它具有较丰富的劳动力资源，具有劳动力成本较低的潜在比较优势；反之，则表明劳动力资源比较稀缺，不具有低劳动力成本的比较优势。图2显示了东中西三个地区劳
13、动力资源禀赋变化状况。很显然西部地区的劳动力集中指数最高，中部地区次之，东部地区最低。从时间变化上看，三个地区的劳动力集中指数没有发生较为悬殊的变化。说明西部地区劳动力相对于东中部来说较为丰富，具有潜在优势；但是，另一方面不排除存在劳动力低效率甚至过剩的可能。*数据来源：根据中国农村统计年鉴（历年）整理图2：东中西部地区劳动力集中指数（1986-2005）*数据来源：根据中国农村统计年鉴（历年）整理图3：东中西部地区劳动力平均受教育年限（1986-2005）人力资本是附着在劳动者身上通过长期投资获得的素质和能力，是决定长期经济增长的一个重要变量。通常可以用教育作为人力资本积累的替代变量，教育程
14、度用平均受教育年限来反映。劳动力平均受教育年限用劳动力受教育程度结构指标加权计算，赋值是：文盲半文盲0年，小学6年，初中9年，高中12年，中专14年，大专以上16年。从图3可以看出东部地区人力资本最高，其次是中部地区，西部地区最低。从时间变化上看，随着经济的增长，中西部地区与东部地区的人力资本存量差距存在着缩小的趋势。*数据来源：根据中国农村统计年鉴（历年）整理图4：东中西部地区劳均物质资本拥有量（1986-2005）*数据来源：根据中国农村统计年鉴（历年）整理图5：东中西部地区劳均农作物播种面积（1986-2005）劳动力物质资本拥有量是反映地区间物质资本丰缺程度的重要指标。在新古典经济增长
15、模型中，劳动和资本间的比例关系是决定人均收入水平和收入分配的关键性因素（Solow，1956）。一般而言如果劳动力拥有物质资本数量多，劳动生产率就高，经济增长绩效就好，人均收入水平也较高；反之，如果劳动力平均拥有的资本量少，经济增长绩效就会由于资金缺口或投入不足而较差，劳动生产率较低人均收入水平也较低。图4显示了东中西部地区1986-2005年间平均每个劳动力拥有资本量的变化趋势。东部地区平均每个劳动力的物质资本拥有量最高，增长最快，到2005年东部地区劳动力人均物质资本拥有量分别是中、西部地区的1.67和2.39倍。不同的自然条件对经济结构的形成和演变具有重要的潜在影响。劳动力的耕地拥有量可
16、以用来表示地区间所具有的自然资源禀赋上的差别。由于统计年鉴中1996年之后的耕地面积数据再未发生变化（均按采用1996年统计结果报告），为了能够较好地反映人均自然资源的变化，这里采用主要农作物播种面积指标。图5显示了东中部地区的自然资源禀赋状况。从时间变化上看，随着人口增长、工业化和城市化发展，东部地区较中部和西部地区表现出明显的下降趋势。三、农业劳动生产率地区差异实证分析本文试图借鉴多用以分析微观收入差异的Blinder-Oaxaca分解方法，在实证分析造成地区差异的具体因素以及造成差距的程度方面做一尝试。劳动生产率=农业总产出/劳动力人数。得到相应的农业生产函数是进行Cotton分解的基础
17、。通过估计农业生产函数，我们可以通过相应的等式变换得到劳动生产率取自然对数后的线性表达式，此基础上进行农业劳动生产率地区差异的分解。（一）农业生产函数由技术进步对经济增长的影响而引发的技术进步中性与非中性的争论，使得生产函数分为中性生产函数和非中性生产函数。由于衡量一个经济系统的技术进步和进行宏观分析时，做出中性技术进步的简化具有很大的优越性，因此中性生产函数在实际应用中较多。在现有的经验研究中，也多用Cobb-Douglas中性生产函数衡量投入和产出、边际产出以及生产弹性系数（Dillon 和 Hardaker，1993），主要是由于其计算和解释上的简易性（Hayami 和 Ruttan，1
18、985）。Block（1995）利用1963-1988年时间序列数据测算了农业产业要素投入与人均产出的关系，Bhattacherjee（1955）首先建立跨地域农业部门总量生产函数，Nelson（1968）提出由于技术的原因，不同地域的生产状况存在差异性，不同地域应具有不同的生产函数。但Cobb-Douglas中性生产函数其不变的弹性也受到很多学者的质疑，认为这对长期生产来讲是不现实的（Hayami 和 Ruttan，1985）。Hayami 和 Ruttan（1985）利用长期的变化的Cobb-Douglas生产函数推导比较了不同国家之间农业生产率的差异。国内也有很多学者在研究中提供了我国农
19、业生产函数，但是应当注意，以往研究中很多文献因分歧涉及数据的可靠性和对生产要素的生产弹性的估计范围的差异，往往不是去估计生产函数，而是根据经验来确定一个产出弹性的取值范围。并且在探讨1978年以来农业经济增长过程中，很多文献忽略了1984年之后增长速率明显放缓这一事实，或者说忽略了家庭承包责任制对农业生产的推动作用。在以往的研究中，总量生产函数通常被假定为：。其中，劳动(L(t)，资本(K(t)，自然资源(N(t)为t时期对总产出的要素投入，A(t)反映技术进步。Y(t)通常使用产出的增加值，K(t)指固定资本存量。然而，在估计我国农业经济增长的模型中，较为可靠的固定资产存量的数据是难以获取的
20、，原因有如下几个方面：1）1978年开始家庭联产承包责任制改革，相当一部分集体或政府所有的固定资产设施被闲置；2）存在投资行为不以市场价格反映的情况，部分小农户的固定资产投资难以准确衡量，例如，农户可以通过自身的劳动投入和自制材料建立小型的灌溉设施。为了解决这一问题，本文假定固定资本存量是一不变的恒量，折旧部分由新的投资加以补充，在进行计量回归的过程中固定资产存量可暂时不予考虑，回归方程中因变量选用农业总产出，资本存量只考虑中间物质消耗。本文函数形式采用经典的Cobb-Douglas生产函数：。农业产出（Y）用农业总产值计算，这里的农业是广义农业的概念，包括农林牧渔业。农业总产值以1990年不
21、变价格计算，剔除物价因素对估计结果的影响。资本（K）指中间物质消耗。为剔除物价因素的影响，同时考虑到农业总产值和农业物质费用投入价格增长的同比性，按农业总产值的价格指数对农业物质费用投入进行调整，即：按当年价格计算的物质费用（按当年价格计算的农业总产值按1990年不变价格计算的农业总产值）。本文借鉴Denison（1985）的方法，考虑了劳动投入（Lab）数量和质量两方面的构成因素，把教育作为构成劳动质量方面的一个因素，教育程度用平均受教育年限来反映，劳动力人数作为劳动的数量方面的因素；用一种劳动力质量的指数给就业人数加权，即用劳动力平均受教育年限增长率（E）给劳动力人数（L）加权，将L*E作
22、为反映劳动要素投入（Lab）的指标。土地(N)采用主要农作物播种面积指标。在实际估计的模型中，中性技术进步Cobb-Douglas生产函数表示为以下形式：（方程1） .（1）此外，考虑有偏技术进步的Cobb-Douglas生产函数：（方程2） （2）这里（=0-8）是待估计参数，为时间趋势变量，1986-2005年分别取值1-20，是残差项。由于拟得到家庭承包责任制及其引发的农产品市场和农村生产要素市场改革等较为集中的制度环境变化之后的农业生产函数，本文利用30个省1986-2005年的分省的时间序列数据（Panel Data）。1997年重庆从四川省划分出去单设为直辖市，本文仍将四川和重庆作
23、为一个省来考虑。1986年海南从广东省划分出去单独设省，所以根据数据的可得性，海南省和广东省的数据从1987年开始。数据来源为历年中国农村统计年鉴。表1列出了主要数据的统计特征。21表1：数据统计特征变量名称均值标准差最小值最大值观察值（全国）农业总产出（亿元）*Y总体597.37 611.88 9.92 3741.80 N = 598截面453.99 33.93 1644.13 n = 30时序418.52 -685.57 2695.05 T-bar = 19.93劳动力数量（万人）L总体1074.63 917.40 57.90 4333.00 N = 598截面924.18 71.43 3
24、802.64 n = 30时序116.42 365.54 1643.21 T-bar = 19.93平均受教育年限（年）AEdu总体6.92 1.46 1.46 10.23 N = 598截面1.27 2.31 9.09 n = 30时序0.76 5.17 9.12 T-bar = 19.93中间物质投入（亿元）*K总体156.57 158.34 0.93 1421.40 N = 598截面125.72 5.45 522.56 n = 30时序98.88 -170.15 1055.41 T-bar = 19.93农作物播种面积（千公顷）N总体4834.45 3592.95 32.53 1433
25、0.00 N = 598截面3460.56 212.36 12795.30 n = 30时序1141.03 -5681.24 6846.69 T-bar = 19.93（东部地区）农业总产出（亿元）*Y总体726.96 711.99 26.92 3741.80 N = 218截面538.92 116.66 1644.13 n = 11时序491.75 -555.99 2824.63 T-bar = 19.8182劳动力数量（万人）L总体915.87 773.62 57.90 2647.20 N = 218截面802.71 71.43 2433.13 n = 11时序94.29 461.45 1
26、143.17 T-bar = 19.8182平均受教育年限（年）AEdu总体7.70 0.98 5.13 10.23 N = 218截面0.64 6.88 9.09 n = 11时序0.76 5.95 9.17 T-bar = 19.8182中间物质投入（亿元）*K总体203.55 199.29 13.03 1421.40 N = 218截面160.95 38.17 522.56 n = 11时序126.56 -123.18 1102.39 T-bar = 19.8182农作物播种面积（千公顷）N总体4007.51 3544.08 120.64 11266.10 N = 218截面3542.2
27、7 495.88 10505.81 n = 11时序1023.69 -4661.64 4816.65 T-bar = 19.8182*1990年不变价格（表1续）变量名称均值标准差最小值最大值观察值（中部地区）农业总产出（亿元）*Y总体708.51 543.84 58.82 3309.70 N = 160截面330.73 240.93 1306.29 n = 8时序446.60 -338.28 2711.93 T = 20劳动力数量（万人）L总体1381.88 838.42 414.10 3558.60 N = 160截面882.13 515.74 2990.02 n = 8时序133.33
28、953.16 1950.46 T = 20平均受教育年限（年）AEdu总体7.32 0.82 5.00 8.53 N = 160截面0.41 6.59 7.77 n = 8时序0.72 5.74 8.42 T = 20中间物质投入（亿元）*K总体183.24 132.88 38.18 1013.20 N = 160截面81.24 69.68 339.98 n = 8时序108.84 -25.26 856.47 T = 20农作物播种面积（千公顷）N总体7041.68 2962.81 242.12 13922.70 N = 160截面2670.11 3748.04 11910.46 n = 8时
29、序1581.36 -3474.01 9053.92 T = 20（西部地区）农业总产出（亿元）*Y总体388.13 483.59 9.92 3119.70 N = 220截面392.65 33.93 1432.99 n = 11时序305.07 -705.88 2074.84 T = 20劳动力数量（万人）L总体1008.48 1045.21 84.30 4333.00 N = 220截面1086.08 87.13 3802.64 n = 11时序123.42 299.39 1538.84 T = 20平均受教育年限（年）AEdu总体5.85 1.58 1.46 9.33 N = 220截面1
30、.44 2.31 7.28 n = 11时序0.78 4.39 8.04 T = 20中间物质投入（亿元）*K总体90.62 95.30 0.93 482.70 N = 220截面86.92 5.45 313.43 n = 11时序46.72 -17.91 380.71 T = 20农作物播种面积（千公顷）N总体4048.62 3392.89 32.53 14330.00 N = 220截面3441.53 212.36 12795.30 n = 11时序833.78 -640.97 5583.32 T = 20*1990年不变价格由于相应统计年鉴中没有报告1986-1987年分省农业劳动力受教
31、育结构数据，只报告了全国的整体水平；根据相关数据分析发现，在1986-1988年阶段我国农业劳动力整体受教育水平提高极为缓慢，平均受教育年限变化幅度非常小，所以本文利用全国农业劳动力平均受教育年限的增长率作为各省1986-1987年的增长率。并且在具体的数据处理过程中本文对此进行了进一步的检验，结果表明这一替代在统计上是可以被接受的。面板数据可以通过固定效果模型（Fixed Effects）和随机效果模型（Random Effects）控制各地区不随时间变化的因素。对于固定效果模型和随机效果模型的选择，本文经过Hausman检验选择随机效果模型。利用Stata软件，校正了一阶序列相关，回归方程
32、得到如下估计结果：（见表2和表3）。估计方程较高的R2值和Wald-chi2(N)值说明回归的总体状况较好。估计结果表2中的各投入要素弹性系数均达到0.01的置信水平，显示劳动、资本、自然资源对农业收入和增长具有重要的作用。有偏技术进步生产函数回归结果表明，就全国总体而言，劳动和物质投入的弹性系数存在随时间变化的趋势，而土地的弹性系数基本保持不变。东部地区的要素弹性系数变化情况与全国总体相似；中部地区要素弹性系数并未表现出随时间变化的趋势；而西部地区与中部地区相反，其投入要素的产出弹性系数均表现出显著的随时间变化趋势。如果我们对回归方程做进一步的假定，假定农业生产函数对全部要素投入而言具有不变
33、规模报酬，进而可以得到固定资产存量的产出弹性系数，即为。虽然这是一强假定，但仍可为观察比较各地区固定资产存量的产出弹性系数的差异性提供参考。利用中性技术进步和有偏技术进步生产函数的回归参数可以计算得到固定资产存量的弹性系数以及其他各投入要素在1986-2005年的产出弹性，计算结果在表4中予以报告。从表4中可以看到，固定资产存量的弹性系数，东部和中部地区较小，且东部呈上升趋势，中部不变；西部地区的弹性系数较大，但呈微弱的递减趋势，说明影响程度在逐渐下降。估计结果显示，东西部地区劳动投入的弹性系数在上升，中间物质投入的弹性系数递减，即东西部地区劳动对农业收入的贡献呈现增加的趋势，而中间物质投入动
34、对农业收入的影响在减小。西部地区农作物播种面积的弹性系数递增，其对农业收入的影响在增加。表2：我国农业Cobb-Douglas生产函数估计结果（中性技术进步）全国东部地区中部地区西部地区解释变量系数Z系数Z系数Z系数Z劳动0.371 (12.68)*0.265 (8.30)*0.139 (3.12)*0.335 (6.94)*物质投入0.213 (13.63)*0.446 (16.13)*0.611 (13.98)*0.080 (4.87)*土地0.068 (10.76)*0.187 (14.10)*0.170 (12.05)*0.027 (3.89)*时间趋势0.023 (5.05)*0.0
35、16 (3.17)*0.003 (0.64)0.023 (3.07)*时间平方0.001 (2.80)*0.001 (3.26)*0.000 (2.32) *0.001 (2.24)*常数项9.442 (31.37)*5.950 (17.96)*4.528 (6.23)*11.786 (25.98)*AR(1)0.848 0.771 0.476 0.900 Overall R20.899 0.991 0.957 0.848 Wald chi2(N)2054 3984 2669 544 Probchi20 0 0 0 样本598 218 160220 注：*，*分别表示0.05和0.01的置信水
36、平。表3：我国农业Cobb-Douglas生产函数估计结果（有偏技术进步）A：有偏技术进步初始估计结果全国东部中部西部解释变量系数z系数 z系数z系数 z劳动0.271(4.87)*0.139 (2.12)*0.133 (2.73)*0.412 (4.69)*物质投入0.318(6.31)*0.685 (12.79)*0.632 (5.78)*0.263 (2.21)*土地0.108(1.53)*0.141 (1.60)*0.229 (1.86)*-0.123 (-1.00)劳动*时间0.007(2.24)*0.012 (3.46)*0.001 (0.21)0.004 (0.83)物质投入*时
37、间-0.006(-2.25)*-0.018 (-5.12)*0.000 (0.02)-0.009 (-1.37)*土地*时间-0.002(-0.65)0.000 (0.01)-0.003 (-0.43)0.008 (1.27)*时间趋势0.077(3.17)*0.173 (5.72)*0.018 (0.36)0.048 (1.04)时间平方0.001(3.08)*0.002 (5.70)*0.000 (1.18)0.001 (2.75)*常数项8.385(17.04)*3.681 (7.23)*3.746 (3.75)*9.578 (10.50)*AR(1)0.8560.6730.4340.8
38、61Overall R20.9100.9930.9580.890Wald chi2(N)195663762634647.76Probchi20 0 0 0 样本598218160220B：剔除不显著变量估计结果全国东部中部西部解释变量系数z系数 z系数z系数 z劳动0.296 (6.86)*0.137 (3.71)*0.139 (3.12)*0.337 (3.97)*物质投入0.336 (7.83)*0.684 (14.74)*0.611 (13.98)*0.176 (2.12)*土地0.063 (9.68)*0.143 (9.31)*0.170 (12.05)*劳动*时间0.005 (2.4
39、3)*0.012 (5.44)*0.005 (1.65)*物质投入*时间-0.007 (-3.03)*-0.018 (-5.74)*-0.005 (-1.94) *土地*时间0.002 (3.95)*时间趋势0.081 (3.58)*0.172 (6.01)*0.003 (0.64)0.030 (0.82)时间平方0.001 (3.92)*0.002 (6.94)*0.000 (2.32)*0.001 (2.53)*常数项8.248 (17.59)*3.694 (7.78)*4.528 (6.23)*10.554 (13.58)*AR(1)0.8640.6700.4760.886Overall R20.9110.9930.9570.884Wald chi2(N)197760782669578Probchi20 0 0 0 样本598218160220注：*，*，*分别表示0.2，0.1，0.05的置信水平。表4：生产要素产出弹性（全国）模型年劳动力资源中间物质投入播种面积固定资本积累(1)(2)(3)(4)=1-(1)-(2)-(3)中性技术进步0.3710.2130.0680.348有偏技术进步19860.3020.3290.06
