In the section above, we have explo

In the section above, we have explored interrelationships between de4
productivity differences and each of the various factor endowment ratios.
Each factor-factor combination, however, affects productivity in asso- u
ciation with other factor combinations. To identify the sources of the (b
productivity differences among countries more precisely, cross-country w
production functions were estimated. The sources of the productivity co
differences were then. analyzed following the accounting method em- ba
ployed by Hayami and Ruttan.2' The material presented in this section pe
should be regarded as preliminary at this time since we are continuing re
to experiment with functional form and specification. ye
The production function is of the Cobb-Douglas (linear in the log- th
arithms) form. The coefficients of the Cobb-Douglas production function ta
can be interpreted as indicating the elasticities of production with re- en
spect to inputs and the relative importance of each factor as a source of ge
difference in output among countries. Differences in agricultural output
per worker (or per hectare of land) can be accounted for by differences fr
in the level of various inputs per worker (or per hectare of land) H
weighted with the respective production coefficients. ar
The specific variables used in the study include such conventional
inputs as labor, land, livestock, fertilizer, and machinery, and the non- h
conventional shift variables, general education (the school enrollment hi
ratio for the primary and secondary levels) and technical education (the ci
number of graduates per 10,000 male farm workers).22 All variables
are for 1970 except for the school enrollment ratio of which two series R
of the averages for 1955, 1960, and 1965, and for 1960, 1965, and h
1970 were used in order to convert the enrollment ratio into a measure r
of the stock of general education and to check for a possible lag in the effect of general education to the first and second levels on the farmers'
ween decision-making and technical capacity.
Itios. Three kinds of regression models were estimated: (a) an ordinary
asso- unrestricted aggregate production function for the agricultural sector;
f the (b) a production function on a per worker basis in which output per
Intry worker was regressed on conventional inputs per worker and on nonivity
conventional inputs; and (c) a production function on a per hectare
em- basis in which output per hectare was regressed on conventional inputs
:tion per hectare and on nonconventional inputs.23 In (b) and (c) constant
uing returns to scale were assumed and the sum of the coefficients of conventional
inputs was held equal to one. The estimates were based on
log- the data for all forty-one countries.24 The results are summarized in
ion table 10.8. In general the production coefficients estimated under differre-
ent specifications were statistically except those for land and
of general education.25
put The fertilizer coefficients were all statistically significant. They ranged
ces from .23 to .32. This is well above the range of .09 to .16 estimated by
•d) Hayami and Ruttan for 1960.26 The results of the regression analysis
are consistent with the impression, based on figure 10.8, that between
1960 and 1970 the incremental contribution of fertilizer to output per
hectare was greatest in those countries that were already using relatively
nt high levels of fertilizer per hectare. In contrast to the fertilizer coeffihe
cient, no statistically significant land coefficients were estimated for
es 1970. This is in contrast to the 1960 results obtained by Hayami and
es Ruttan which typically fell in the .06—.07 range. It seems reasonable to
hypothesize that at least part of this change in the fertilizer coefficient
-e relative to the coefficient for land was due to a combination of decline in the price of fertilizer and an induced shift in the metaproduction
function associated with the introduction of the new seed-fertilizer
"green revolution" technology between 1960 and 1970.
The labor coefficients for 1970 were almost all statistically significant.
They ranged, in the several regressions, from .21 to .40. This was lower
than the estimates obtained by I-Iayami and Ruttan for 1960, which
ranged from .34 to .47. In contrast to the decline in the labor coefficients
there was a tendency for the machinery coefficients to rise between
1960 and 1970. The machinery coefficients ranged from .11 to
.15 in 1970, in contrast to .10 or below in 1960. Thus the results of the
regression analysis are consistent with the impression, based on figure
10.7, that between 1960 and 1970 the incremental contribution of
mechanization to output per worker was greatest in those countries that
were already the most highly mechanized. The results suggest a machinery-
using bias in technical change leading to increased substitution
of machinery for labor between 1960 and 1970.
The livestock coefficient for 1970 ranged from .11 to .15. This was
approximately in the same range as the Hayami-Ruttan results for 1960.
The general education coefficient was negative in 02 where the averages
of 1960, 1965, and 1970 were used. In the case where the averages
of 1955, 1960, and 1965 were used, the general education coefficient
ranged from .08 to .26, though it was still not statistically significant.
The coefficient of the other nonconventional variable, technical education,
however, was significant statistically, ranging from .14 to .17. This
was The same level as .14—.18 for 1960 estimated by Hayami and
Ruttan while the general education coefficient level estimated here was
lower than the range of .29—.32 that was estimated for 1960 on a national
aggregate basis as in the present study by Hayami and Ruttan.
We do not know why the general education variable performed less
effectively in the 1970 cross section study than in the earlier 1960 cross
section study by Hayami and Ruttan.

النتائج (العربية) 1:

في المقطع أعلاه، وقد بحثنا العلاقات المتبادلة بين de4
عامل الخلافات الإنتاجية وكل من مختلف الهبات نسب.
كل تركيبة عامل عامل، ومع ذلك، يؤثر على الإنتاجية في أسو يو
لﻷحياء مع تركيبات معامل أخرى. لتحديد المصادر (ب
الاختلافات الإنتاجية فيما بين البلدان أكثر دقة، عبر البلاد ث
وقدرت وظائف الإنتاج. المصادر شركة إنتاجية
ثم كانت الاختلافات. تحليل أثر أسلوب المحاسبة م-با
بلوييد هايامي و Ruttan.2 ' المادة المعروضة في هذا القسم pe
ينبغي اعتبار الأولية في هذا الوقت حيث أننا مستمرون في إعادة
لهذه التجربة بشكل وظيفي ومواصفات. يي
دالة الإنتاج كوب-دوغلاس (الخطي في السجل-ال
أريثمس) النموذج. معاملات الإنتاج كوب-دوغلاس تعمل تا
يمكن أن تفسر على أنها تشير إلى مرونة الإنتاج مع re-أون
spect للمدخلات، والأهمية النسبية لكل عامل كمصدر لشركة جنرال الكتريك
الفرق في الإخراج بين البلدان. الاختلافات في الإنتاج الزراعي
للعامل الواحد (أو للهكتار الواحد من الأراضي) ويمكن أن يعزى جانب الاختلافات الأب
في مستوى المدخلات المختلفة للعامل الواحد (أو للهكتار الواحد من الأراضي) ح
مرجح مع معاملات الإنتاج الخاصة بكل منها. ع
تتضمن المتغيرات المحددة المستخدمة في الدراسة هذه التقليدية
المدخلات كحزب العمل، الأرض، الثروة الحيوانية والأسمدة، والآلات، غير ح
متغيرات التحول التقليدية، التعليم العام (الالتحاق بالمدارس مرحبا
نسبة للمستويين الابتدائي والثانوي) والتعليم التقني (كاريتاس الدولية
عدد الخريجين كل 10 آلاف عامل المزرعة الذكور).22 كافة المتغيرات
لعام 1970 باستثناء نسبة انتساب المدرسة التي سلسلتين R
من المتوسطات لعام 1955 وعام 1960 وعام 1965، وكذلك لعام 1960، 1965، وح
استخدمت عام 1970 بغية تحويل نسبة الانتساب إلى ص تدبير
الأسهم للتعليم العام، والتحقق من وجود فارق ممكن في الأثر العام للتعليم على المستويين الأول والثاني على المزارعين
ين القدرات التقنية وصنع القرار.
إيتيوس. وقدرت ثلاثة أنواع من نماذج الانحدار: (أ) عادية
أسو-غير مقيد دالة الإنتاج الكلي للقطاع الزراعي؛
و (ب) إنتاج تعمل على أساس كل عامل في أي إخراج كل
إينتري عامل قد تراجعت على المدخلات التقليدية للعامل الواحد، وعلى نونيفيتي
المدخلات التقليدية؛ و (ج) إنتاج الدالة على للهكتار الواحد
م-الأساس الذي كان تقهقر الإنتاج للهكتار الواحد على المدخلات التقليدية
:نشوئها في الهكتار الواحد، وفي inputs.23 غير تقليدية في (ب) و (ج) ثابت
اينج ترجع إلى مقياس كان يفترض ومجموع المعاملات التقليدية
مساهمات عقد يساوي واحد. استندت إلى التقديرات
-تسجيل البيانات الخاصة بكل واحد وأربعين countries.24 يتم تلخيص النتائج في
أيون الجدول 10.8. بشكل عام تقدر معاملات الإنتاج تحت ديفير-
مواصفات الآنف والحنجرة كانت إحصائيا فيما عدا تلك المتعلقة بالأراضي و
education.25
put العام من معاملات الأسمدة جميع إحصائيا. قد تراوحت
مؤتمر الإحصائيين الأوروبيين من.23 إلى 32. هذا جيدا أعلاه نطاق.09.16 بحسب تقدير
•d) هايامي وروتان ل 1960.26 نتائج تحليل الانحدار
تتسق مع الانطباع، على أساس الرقم 10.8، بين
1960 و 1970 مساهمة تدريجية من الأسمدة لإخراج كل
هكتار كان أعظم في تلك البلدان التي تستخدم بالفعل نسبيا
nt مستويات عالية من الأسمدة للهكتار الواحد. وعلى النقيض من كوفي الأسمدة
cient، قدرت لا معاملات الأراضي يعتد به إحصائيا ل
وفاق عام 1970. هذا على النقيض من 1960 النتائج التي حصل عليها هايامي و
es روتان التي تقع عادة في.06 – مجموعة.07. فإنه يبدو من المعقول أن
افترض أن جزءا على الأقل من هذا التغيير في معامل الأسمدة
-ه بالنسبة إلى المعامل للأرض كان نتيجة لمزيج من انخفاض في أسعار الأسمدة وإلى تحول مستحث في ميتابرودوكشن
الدالة المرتبطة بإدخال البذور-الأسمدة الجديدة
تكنولوجيا "الثورة الخضراء" بين عامي 1960 و 1970.
معاملات العمال لعام 1970 كانت كلها تقريبا إحصائيا.
تراوح بين، في انحدارات عدة، من.21 إلى.40. وكان هذا أدنى
من التقديرات التي حصلت عليها-إيايامي وروتان لعام 1960، التي
.47 وتراوحت.34. وعلى النقيض من الانخفاض في معاملات العمل
وكان هناك ميل لمعاملات إليه الارتفاع بين
عام 1960 وعام 1970. وتراوحت معاملات الآلية.11 إلى
. 15 في عام 1970، في المقابل إلى.10 أو أدناه في عام 1960. وبالتالي النتائج
تحليل الانحدار تتسق مع الانطباع، على أساس الرقم
10.7، أن ما بين عام 1960 وعام 1970 مساهمة إضافية من
الميكنة الناتج لكل عامل كان أعظم في تلك البلدان التي
كانت بالفعل الأكثر شدة ميكانيكية. تشير النتائج إلى الآلات-
استخدام التحيز في التغير التقني مما يؤدي إلى زيادة استبدال
الآلية لحزب العمل بين عامي 1960 و 1970.
معامل الثروة الحيوانية لعام 1970 تراوحت.11.15. وكان هذا
تقريبا في نفس النطاق كنتائج هايامي روتان لعام 1960
معامل التعليم العام كان سلبيا في 02 من حيث المتوسطات
استخدمت من عام 1960، 1965 و 1970. في القضية فيها المتوسطات
لعام 1955، استخدمت عام 1960، وفي عام 1965، معامل التعليم العام
تراوحت.08.26، على الرغم من أنه كان لا يزال لا يعتد به إحصائيا.
معامل أخرى غير الاصطلاحي متغير، وتقنية التعليم،
ومع ذلك، كانت هامة إحصائيا، تتراوح.14 إلى 17. هذا
كان نفس مستوى.14 –.18 لعام 1960 وتقدر هايامي و
روتان بينما مستوى معامل التعليم العام المقدر هنا كان
أقل من نطاق.29 – 32 التي قدرت لعام 1960 على أساس وطني
الأساس الكلي كما هو الحال في الدراسة الحالية هيامي وروتان.
لا نعرف لماذا يقوم متغير التعليم العام أقل
فعالية في دراسة عام 1970 عبر قسم من عام 1960 قبل عبور
قسم الدراسة هيامي وروتان.

النتائج (العربية) 2:

في الفرع السابق، وقد استكشفنا العلاقات المتبادلة بين de4
الإنتاجية الخلافات و كل من مختلف عوامل الإنتاج والتي مدتها ثلاث سنوات والإحصاءات والنسب الرئيسية والتحليل "
لكل عامل عامل الجمع بين، ومع ذلك، يؤثر على الإنتاجية لمت U
بحاث مع عوامل أخرى. تحديد مصادر (ب
الإنتاجية الاختلافات بين البلدان بمزيد من الدقة، عبر البلاد W الفولطية
وقدرت الوظائف الانتاج. وقالت المصادر من إنتاجية التعاون
الخلافات ثم - بعد تحليل طريقة حساب EM-با
دعـت الـدول من هايامى و ruttan.2" على المواد المعروضة في هذا الفرع PE يمكنك أن تكون الأولية تعتبر في هذا الوقت منذ ونواصل إعادة يمكنك تجربة مع شكل و مواصفات فنية. يه الفولطية
وظيفة الإنتاج من cobb-douglas (خطي في السجل - و يمكنك arithms). المعام ت من cobb-douglas وظيفة الإنتاج تا
يمكن تفسيرها على أنها تشير إلى مرونة الإنتاج مع اعادة en
SPECT على المدخلات، على الاهمية النسبية لكل عامل حسب مصدر من جنرال إلكتريك
الفرق الناتج بين البلدان. الاختلافات في الإنتاج الزراعي الفولطية
لكل عامل (أو في الهكتار الواحد من الأرض يمكن أن يُعزى إلى اختلافات FR
في مستوى مختلف المدخلات في العمال أو في الهكتار الواحد من الأرض ح
مرجحة مع كل معاملات الانتاج. يمكنك استخدام المتغيرات المحددة في الدراسة التقليدية مثل
مدخلات العمل الاراضي والماشية والسماد والالات غير ح يمكنك تحويل المتغيرات التقليدية,التعليم العام (معدل الالتحاق بالمدارس نسبة عالية يمكنك على المستويين الابتدائي والثانوي والتعليم التقني (CI
عدد من الخريجين في 10,000 عامل مزرعة الذكور).22 كل المتغيرات
هي 1970 باستثناء نسبة الالتحاق بالمدارس من سلسلتي R
متوسطات 1955, 1960, 1965, 1960, 1965, و H الفولطية
1970 استخدمت من أجل تحويل نسبة التسجيل في قياس R يمكنك من رصيد من التعليم العام إلى التحقق من احتمال تأخر في التنفيذ من التعليم العام إلى المستويين الأول والثاني على المزارعين "
بين صنع القرار والقدرات التقنية "
itios. ثلاثة أنواع من نماذج الانحدار المقدر: (أ) العادية الفائقة
لمت بلا قيود الانتاج الاجمالي وظيفة القطاع الزراعي(
)و( )ب( وظيفة الإنتاج على كل عامل أساس في النواتج التي في
intry عامل المدخلات التقليدية في تراجع لكل عامل و على nonivity يمكنك المدخلات التقليدية; و )ج( وظيفة الإنتاج في الهكتار الواحد
EM - أساس في النواتج التي تراجعت في الهكتار الواحد كان على المدخلات التقليدية يمكنك:واعتمدت الجمعية العامة مشروع المقرر للهكتار الواحد، على الارجح كالعناصر مدخلاته 23 (ب) و (ج) يمكنك دائما بهذا العمل العظيم دون العودة إلى الحجم المفترض مجموع معاملات
التقليدية مدخلات متساوية. هذه التقديرات على أساس يمكنك تسجيل الدخول - بيانات كل واحد وأربعين(24) تلخيص النتائج في الجدول 10.8
أيون. في العام لنسب الإنتاج المقدر تحت differre -
- المواصفات ما عدا هذه الناحية على الأرض يمكنك من حاصلات العامة 25
وضع جميع معاملات الاسمدة احصائيا. وتراوحت
CES من .23 الى .32. هذا هو مجموعة من .09 الى .16 بـ
• د) هايامى و روتان على 1960.26 نتائج تحليل الانحدار
تتفق مع هذا الانطباع استنادا إلى الرقم 10.8 بين الفولطية
1960 و 1970 المساهمة المتزايدة من الاسمدة الى انتاج الهكتار الواحد يمكنك أكبر في البلدان التي تستخدم
NT نسبيا مستويات عالية من الأسمدة للهكتار الواحد. في المقابل إلى أسمدة coeffihe
cient لا احصائيا معاملات الأراضي وقد قدر
ES 1970. هذا هو على النقيض من 1960 والنتائج التي توصلت إليها هايامى و الفولطية
Es روتان التي عادة ما تقع في .06-.07. ويبدو من المعقول أن
إفترض أن ما لا يقل عن جزء من هذا التغيير في معامل الاسمدة
-e بالنسبة إلى معامل الارض بسبب مجموعة من انخفاض في أسعار الأسمدة، الناجمة عن التحول في metaproduction
الوظيفة المرتبطة الجديدة البذور والاسمدة الفولطية
"الثورة الخضراء" بين 1960 و1970 "
على معاملات العمل 1970 تقريبا جميع احصائيا "
تراوحت في العديد من انحدارات .21 الى .40. هذا أقل يمكنك من الحصول على تقديرات من I-iayami و روتان في 1960, التى تتراوح من .34 يمكنك أن .47. في المقابل إلى انخفاض في معاملات العمل الفائقة
هناك اتجاه إلى ارتفاع معاملات آلية بين
1960 و 1970. وقد تراوحت معاملات آلية .11 إلى
.15 فى 1970, فى مقابل 1,0 في 1960 أو أقل. وهكذا فإن نتائج يمكنك تحليل الانحدار مع الانطباع، على أساس الشكل
10.7 بين 1960 و 1970 مساهمة المتزايدة من الفولطية
المكننة الناتج هو أكبر عامل في هذه البلدان بالفعل يمكنك أن أكثر ميكانيكية. وتشير هذه النتائج إلى الميكانيكية
استخدام التحيز في التغير التقني مما أدى إلى زيادة يمكنك استبدال آلية العمل بين 1960 و1970 "
الماشية معامل 1970 تراوحت من .11 الى .15. هذا هو تقريبا يمكنك في نفس مجال hayami-ruttan نتائج 1960 "
معامل التعليم العام سلبيا في 02 حيث متوسط يمكنك من 1960, 1965, 1970. في حالة حيث إن متوسط يمكنك من 1955, 1960, 1965 استخدمت معامل التعليم العام
تراوحت من .08 الى .26، على الرغم من أنه كان لا يزال غير هام إحصائيا "
معامل أخرى متغيرة غير تقليدية، والتعليم التقني"
ومع ذلك له دلالة إحصائياًتتراوح من .14 الى .17. هذا يمكنك من نفس المستوى. 14-.18 في 1960 يقدر هايامى روتان و يمكنك ان معامل مستوى التعليم المقدرة يمكنك هنا كان أقل من مجموعة من 29-.32 قدر في 1960 على أساس مجموع يمكنك في هذه الدراسة من هايامى و روتان "
ونحن لا نعرف لماذا متغير التعليم العام وبتدريب أقل الفولطية
بفعالية في 1970 دراسة عبر قسم من قبل الصليب 1960 يمكنك دراسة القسم و روتان هايامى.