基于Malmquist指數(shù)的主產(chǎn)區(qū)糧食直補(bǔ)效率研究

高玉強(qiáng)， 賀伊琦

(1.安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 財(cái)政與公共管理學(xué)院，安徽 蚌埠 233030；2.南京財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，江蘇 南京 210046)

一、引言

農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼是當(dāng)今世界各國(guó)政府支持與保護(hù)農(nóng)業(yè)、保障糧食安全、促進(jìn)農(nóng)民增收最主要的常用政策工具，只是不同國(guó)家、不同時(shí)期的補(bǔ)貼方式及水平不盡相同?！罢悦駷楸?，民以食為天”，糧食問題始終是各國(guó)關(guān)注的最基本民生問題，所以，糧食補(bǔ)貼理所當(dāng)然成為世界各國(guó)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策的核心。中國(guó)的糧食補(bǔ)貼政策實(shí)施多年，歷經(jīng)“糧食消費(fèi)者補(bǔ)貼”(1960—1993年)、“糧食保護(hù)價(jià)制度”(1993—2003年)和“種糧農(nóng)民直接補(bǔ)貼”(2004年后)等三個(gè)階段。自2004年以來，我國(guó)先后出臺(tái)了糧食直接補(bǔ)貼、良種補(bǔ)貼、農(nóng)機(jī)購(gòu)置補(bǔ)貼、糧食最低收購(gòu)價(jià)、農(nóng)資綜合直接補(bǔ)貼等一系列農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策，業(yè)已初步形成了綜合性收入補(bǔ)貼、生產(chǎn)性專項(xiàng)補(bǔ)貼和最低收購(gòu)價(jià)政策相結(jié)合、兼顧國(guó)家糧食安全與種糧農(nóng)民收入的糧食補(bǔ)貼政策體系[1]。其中，糧食直接補(bǔ)貼因具有符合WTO《農(nóng)業(yè)協(xié)定》要求、受益直接、簡(jiǎn)便高效、價(jià)格扭曲程度較低等優(yōu)點(diǎn)而倍受青睞。所謂糧食直接補(bǔ)貼(以下簡(jiǎn)稱糧食直補(bǔ))，是指政府基于保障糧食安全、促進(jìn)農(nóng)民增收等政策目標(biāo)，以農(nóng)戶計(jì)稅面積、實(shí)際糧食種植面積或?qū)嶋H出售商品糧數(shù)量為補(bǔ)貼依據(jù)，在生產(chǎn)環(huán)節(jié)直接給予糧農(nóng)一定經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償?shù)霓D(zhuǎn)移性財(cái)政支出。我國(guó)糧食直補(bǔ)政策于2002年開始在吉林省東豐縣和安徽省天長(zhǎng)縣、來安縣試點(diǎn)，2003年試點(diǎn)范圍擴(kuò)大至16個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)，并于2004年起在全國(guó)普及，此后中央財(cái)政安排糧食直補(bǔ)資金的規(guī)模逐年增加*2004—2007年，糧食直補(bǔ)資金的總額分別為116、132、142、151億元。資料來源：中華人民共和國(guó)中央人民政府等官方網(wǎng)站。。這一政策在提高農(nóng)民種糧積極性、促進(jìn)農(nóng)民增收、創(chuàng)新糧食補(bǔ)貼制度等方面成效顯著，同時(shí)也暴露出糧食直補(bǔ)傳導(dǎo)機(jī)制梗塞、補(bǔ)貼效率較低等一系列新問題。因此，從理論上梳理糧食直補(bǔ)的傳導(dǎo)機(jī)制、從定量角度考察糧食直補(bǔ)的效率變動(dòng)軌跡，對(duì)糧食直補(bǔ)政策目標(biāo)的確定、糧食直補(bǔ)的制度設(shè)計(jì)及優(yōu)化均有重要的理論價(jià)值與現(xiàn)實(shí)意義。

二、糧食直補(bǔ)傳導(dǎo)機(jī)制的理論分析

除糧食直補(bǔ)制度設(shè)計(jì)的科學(xué)性及糧食生產(chǎn)技術(shù)水平等影響因素外，糧食直補(bǔ)的政策效果在很大程度上取決于糧食直補(bǔ)傳導(dǎo)機(jī)制的順暢性與有效性，因此，為了提升糧食直補(bǔ)的政策效力，有必要從理論上深入剖析糧食直補(bǔ)的傳導(dǎo)機(jī)制。根據(jù)主要收入來源的差別，可以將農(nóng)民分為農(nóng)民工、專業(yè)農(nóng)民和兼業(yè)農(nóng)民等三類。農(nóng)民工是以進(jìn)城打工為收入來源，自身幾乎不從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。專業(yè)農(nóng)民則專門從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或其收入幾乎全部源于農(nóng)業(yè)。兼業(yè)農(nóng)民是指既進(jìn)城打工又從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)民，通常在農(nóng)閑時(shí)就近入城打工，而在農(nóng)忙時(shí)返鄉(xiāng)務(wù)農(nóng)，所以其收入來源有兩部分。由于農(nóng)民工、專業(yè)農(nóng)民以及兼業(yè)農(nóng)民的糧食直補(bǔ)傳導(dǎo)機(jī)制存在一定差異，所以，應(yīng)對(duì)三種情形下的傳導(dǎo)機(jī)制分別梳理。

1.農(nóng)民工的糧食直補(bǔ)傳導(dǎo)機(jī)制分析。由于從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)較大、獲取的比較效益低，而且有些農(nóng)民工尤其是年青的或掌握一定技術(shù)的農(nóng)民在打工方面具有一定的人力資本比較優(yōu)勢(shì)，使其打工取得的收入相對(duì)較高，因此，不少農(nóng)村地區(qū)的農(nóng)民棄地涌入城市務(wù)工，甚至棄農(nóng)務(wù)工成為一些地區(qū)“時(shí)代潮流”，這無疑將導(dǎo)致農(nóng)田撂荒與閑置浪費(fèi)、糧食總產(chǎn)量下降，最終危及糧食安全。糧食直補(bǔ)政策實(shí)施產(chǎn)生的直接收入效應(yīng)，刺激農(nóng)民工轉(zhuǎn)讓農(nóng)田經(jīng)營(yíng)權(quán)的意愿，農(nóng)民工可以采用撂荒土地代耕制將閑置的農(nóng)田租給專業(yè)農(nóng)民耕種，從而實(shí)現(xiàn)了農(nóng)田出租方(農(nóng)民工)、承租方(專業(yè)農(nóng)民)及政府的三方共贏：出租土地的農(nóng)民工獲得了土地租金收入；承租農(nóng)田的專業(yè)農(nóng)民得到了糧食直補(bǔ)，在一定程度上有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距；對(duì)于政府而言，糧食播種面積的增加、糧食總產(chǎn)量的提高有助于加強(qiáng)糧食安全。

2.專業(yè)農(nóng)民的糧食直補(bǔ)傳導(dǎo)機(jī)制分析。糧食直補(bǔ)對(duì)專業(yè)農(nóng)民產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，主要體現(xiàn)在直接的收入效應(yīng)、間接的產(chǎn)出效應(yīng)以及規(guī)模效應(yīng)三個(gè)方面：一是糧食直補(bǔ)的直接收入效應(yīng)。糧食直補(bǔ)是政府在生產(chǎn)環(huán)節(jié)直接給予糧農(nóng)一定經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償?shù)霓D(zhuǎn)移性財(cái)政資金，糧農(nóng)獲得的糧食直補(bǔ)資金數(shù)額與其計(jì)稅面積、實(shí)際種糧面積或?qū)嶋H出售商品糧數(shù)量成正比，因此，農(nóng)民種植糧食面積或?qū)嶋H出售商品糧數(shù)量越多，則獲得的財(cái)政補(bǔ)貼越多，從而在一定程度上提高專業(yè)農(nóng)民的收入水平、縮小城鄉(xiāng)收入差距、提高農(nóng)村居民整體的福利水平。二糧食直補(bǔ)的間接產(chǎn)出效應(yīng)。農(nóng)業(yè)客觀上是自然風(fēng)險(xiǎn)和市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)交織疊加的弱質(zhì)產(chǎn)業(yè)，主觀上又受我國(guó)長(zhǎng)期以來實(shí)施的“農(nóng)業(yè)支持工業(yè)、農(nóng)村支持城市”的“非均衡”發(fā)展戰(zhàn)略和與之密切配合的“偏向性”財(cái)稅制度的雙重制約，原本步履維艱的農(nóng)業(yè)更是雪上加霜，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率較低、比較效益每況愈下。如果僅僅依靠農(nóng)業(yè)自身有限的資金積累，在短期內(nèi)很難實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化。在農(nóng)民自有積累資金不足的情況下，政府逐年增加的糧食直補(bǔ)資金勢(shì)必與農(nóng)民自有積累資金合龍，共同投入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，用于改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生活條件、優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的配置結(jié)構(gòu)、提高糧食生產(chǎn)率，從而提高糧食的數(shù)量與質(zhì)量、保障國(guó)家糧食安全。三是糧食直補(bǔ)的規(guī)模效應(yīng)。糧食直補(bǔ)政策落實(shí)后，一部分專業(yè)農(nóng)民會(huì)通過租種農(nóng)民工農(nóng)田等辦法擴(kuò)大糧食種植規(guī)模，有助于實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營(yíng)，充分發(fā)揮規(guī)模效應(yīng)。

3.兼業(yè)農(nóng)民的糧食直補(bǔ)傳導(dǎo)機(jī)制分析。兼業(yè)農(nóng)民會(huì)在總勞動(dòng)時(shí)間既定的前提下，以收入最大化為標(biāo)準(zhǔn)，在打工和務(wù)農(nóng)間作出理性的選擇。糧食直補(bǔ)政策的推行導(dǎo)致打工與務(wù)農(nóng)之間的工資比例下降，因此，兼業(yè)農(nóng)民可以通過替代效應(yīng)，即適當(dāng)減小進(jìn)城打工的時(shí)間并增加務(wù)農(nóng)時(shí)間而提高總收入；同時(shí)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的時(shí)間增加，有利于糧食種植的精耕細(xì)作，從而提高了糧食單產(chǎn)，最終增加糧食總產(chǎn)量和收入水平。

綜合上述糧食直補(bǔ)的傳導(dǎo)機(jī)制分析可以得出，糧食直補(bǔ)主要通過直接收入效應(yīng)、間接產(chǎn)出效應(yīng)以及規(guī)模效應(yīng)的發(fā)揮，實(shí)現(xiàn)保障糧食安全和縮小城鄉(xiāng)收入差距的現(xiàn)實(shí)目標(biāo)。上述三種情形下的糧食直補(bǔ)傳導(dǎo)機(jī)制大致可以圖1示意。

圖1 糧食直補(bǔ)政策傳導(dǎo)機(jī)制

三、糧食直補(bǔ)傳導(dǎo)機(jī)制的有效性：基于省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析

(一)模型：柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的拓展

用于研究生產(chǎn)要素投入與產(chǎn)出之間關(guān)系且使用非常廣泛的生產(chǎn)函數(shù)是柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)。它由數(shù)學(xué)家Cobb和經(jīng)濟(jì)學(xué)家Douglas于1928年提出的。最初用于預(yù)測(cè)國(guó)家和地區(qū)的工業(yè)系統(tǒng)或大企業(yè)的生產(chǎn)及分析發(fā)展生產(chǎn)的途徑[2]。其基本的形式為：

Y=ALαKβμ

(1)

式(1)中Y、A、L、K分別為工業(yè)總產(chǎn)值、綜合技術(shù)水平、投入勞動(dòng)力及資本的數(shù)量，α、β依次為勞動(dòng)力與資本的產(chǎn)出彈性系數(shù)，μ為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。從此模型可看出，決定工業(yè)系統(tǒng)發(fā)展水平的主要因素是投入的勞動(dòng)力數(shù)量、固定資產(chǎn)和綜合技術(shù)水平。根據(jù)α與β的組合情況，有三種類型：其和大于1，為遞增報(bào)酬型，表明按現(xiàn)有技術(shù)用擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模來增加產(chǎn)出是有利的；其和小于1，為遞減報(bào)酬型，表明按現(xiàn)有技術(shù)用擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模來增加產(chǎn)出是得不償失的；其和等于1，為不變報(bào)酬型，表明生產(chǎn)效率并不會(huì)隨著生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大而提高，只有提高技術(shù)水平，才能提高經(jīng)濟(jì)效益。

為了測(cè)算糧食直補(bǔ)等各種農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的數(shù)量關(guān)系，本文將對(duì)初始的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行改進(jìn)和拓展。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)象是有生命活力的生物有機(jī)體。農(nóng)業(yè)再生產(chǎn)過程始終是生物有機(jī)體生命力的保持和延續(xù)，因此，農(nóng)業(yè)再生產(chǎn)過程是自然再生產(chǎn)過程與經(jīng)濟(jì)再生產(chǎn)過程的融合，這是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的根本特征[3]。它決定了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素與工業(yè)生產(chǎn)要素存在巨大差異，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素主要包括勞動(dòng)力、土地、糧食直補(bǔ)和自然環(huán)境等。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的差異性與多元化決定了繼續(xù)使用初始的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)測(cè)度農(nóng)業(yè)產(chǎn)出是不可行的，必須對(duì)其改進(jìn)和拓展[4]。由于自然環(huán)境難以用某一具體指標(biāo)進(jìn)行準(zhǔn)確衡量，所以將自然環(huán)境等其它因素放入隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。因此，拓展后的用于測(cè)度農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)具體形式設(shè)定為：

Y=ALβ1Kβ2Sβ3eμ

(2)

其中，Y表示糧食總產(chǎn)量，A是綜合技術(shù)水平，L、K、S依次表示各地區(qū)農(nóng)業(yè)從業(yè)人員、農(nóng)作物總播種面積及糧食直補(bǔ)總額，β1、β2、β3分別為各種農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入的產(chǎn)出彈性系數(shù)，μ為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。為獲得更為精確的參數(shù)估計(jì)結(jié)果，對(duì)式(2)兩邊同時(shí)取自然對(duì)數(shù)，可變換為線性于參數(shù)的面板數(shù)據(jù)模型：

lnYit=lnA+β1lnLit+β2lnKit+β3lnSit+μit

(3)

(二)數(shù)據(jù)來源

本研究所使用的年度數(shù)據(jù)，除糧食直補(bǔ)總額來源于2004—2008年各地區(qū)預(yù)算執(zhí)行情況報(bào)告、各地區(qū)農(nóng)業(yè)信息網(wǎng)及中華人民共和國(guó)中央人民政府網(wǎng)官方網(wǎng)站外，其余數(shù)據(jù)均來自2005—2009年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。由于統(tǒng)計(jì)年鑒未給出2006年農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)，本文使用2005年和2007年的平均數(shù)代替。

(三)實(shí)證分析與統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

由于各省區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模、生產(chǎn)技術(shù)水平及糧食直補(bǔ)規(guī)模等存在不同程度的差異，本文采用廣義最小二乘法(Cross-section weights)，利用2004—2008年的省際面板數(shù)據(jù)，對(duì)模型(3)作參數(shù)估計(jì)，結(jié)果如下：

t=-15.51 7.94 20.51 13.93

P= 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000

該面板數(shù)據(jù)模型的擬合優(yōu)度高達(dá)98.99%，表明農(nóng)業(yè)從業(yè)人員、農(nóng)作物總播種面積及糧食直補(bǔ)總額等所有解釋變量對(duì)被解釋變量糧食產(chǎn)量的整體影響是高度顯著的。各解釋變量對(duì)糧食產(chǎn)量的個(gè)別影響同樣高度顯著，各偏回歸系數(shù)的符號(hào)亦與理論預(yù)期相同。糧食產(chǎn)量對(duì)糧食直補(bǔ)的彈性系數(shù)為0.1497，經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)分析支持了政府安排的糧食直補(bǔ)對(duì)糧食產(chǎn)量的影響顯著這一結(jié)論，即整體而言，糧食直補(bǔ)政策產(chǎn)出效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制是有效的。實(shí)質(zhì)上，這也從經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)上檢驗(yàn)了后續(xù)的DEA模型中投入產(chǎn)出指標(biāo)選取的合理性。

四、基于DEA的糧食直補(bǔ)效率評(píng)價(jià)

(一)實(shí)證模型

1.數(shù)據(jù)包絡(luò)分析

DEA方法最先由Charnes，Cooper and Rhodes[5]提出，它主要是利用線性規(guī)劃構(gòu)建有效率的凸性生產(chǎn)前沿，通過與該前沿的比較識(shí)別各決策單元的相對(duì)效率。利用DEA 方法既可以從投入角度也可以從產(chǎn)出角度進(jìn)行分析，但在規(guī)模報(bào)酬不變假定下，上述兩種分析是完全相同的。假定存在規(guī)模報(bào)酬不變的生產(chǎn)技術(shù)水平，則基于投入的DEA方法實(shí)質(zhì)上是對(duì)下面線性規(guī)劃問題求解：

其中，xi、yi分別是第i個(gè)生產(chǎn)決策單元的投入和產(chǎn)出向量，X與Y分別為矩陣K×N和矩陣M×N，表示全部生產(chǎn)決策單元的總投入和產(chǎn)出量,e為單位向量。約束條件eλ=1可以確保前沿面滿足凸性，表明規(guī)模收益可變。經(jīng)求解，θ的值即為第i個(gè)生產(chǎn)決策單元的效率值。若θ=1，則說明該單元具有完美的技術(shù)效率，否則就說明其位于生產(chǎn)前沿面之下，存在著1-θ的技術(shù)效率損失。由于上述方法是假設(shè)所有生產(chǎn)決策單元都是在最優(yōu)規(guī)模上進(jìn)行的，而事實(shí)上由于不完全競(jìng)爭(zhēng)、資金約束等問題的存在，決策單元并不會(huì)在最優(yōu)規(guī)模上進(jìn)行生產(chǎn)，通常存在一定的規(guī)模效率損失問題，所以，Banker，Charnes and Cooper以規(guī)模報(bào)酬變動(dòng)取代了CCR模型中規(guī)模報(bào)酬不變的假設(shè)，將CCR模型發(fā)展成BCC模型[6]。BCC模型能將純粹技術(shù)效率和規(guī)模效率分解開，可以衡量決策單元在既定的生產(chǎn)技術(shù)情況下，是否處于最佳生產(chǎn)規(guī)模狀態(tài)。最后以CCR模型下計(jì)算的技術(shù)效率值除以BCC模型下計(jì)算的純技術(shù)效率值，可得到各決策單元的規(guī)模效率值。

2.Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)

Malmquist指數(shù)是Malmquist1953年在消費(fèi)分析過程中首次提出的。此后與DEA理論相結(jié)合，在效率測(cè)算中的應(yīng)用日益廣泛。為了客觀衡量技術(shù)效率變動(dòng)、技術(shù)變動(dòng)與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系,本文使用Caves、Christensen and Diewert所提出的第t期及第t+1期的Malmquist生產(chǎn)力指數(shù)的幾何平均數(shù)[7]，公式如下:

(4)

其中，(xt,yt)和(xt+1,yt+1)分別為第t期和第t+1期的投入產(chǎn)出關(guān)系。Dt(xt,yt)和Dt+1(xt+1,yt+1)是分別根據(jù)生產(chǎn)點(diǎn)在相同時(shí)間段(即t和t+1)同前沿面技術(shù)相比較得到的投入距離函數(shù)；Dt(xt+1,yt+1)和Dt+1(xt,yt)分別是根據(jù)生產(chǎn)點(diǎn)在混合期間同前沿面技術(shù)相比較得到的投入距離函數(shù)。

根據(jù) F?re et al(1994)研究，Malmquist生產(chǎn)力指數(shù)可以分解為技術(shù)效率變化和技術(shù)變化兩部分，其中技術(shù)效率變化又可進(jìn)一步分解為純技術(shù)效率變化和規(guī)模效率變化[8]。據(jù)此，公式(4)可進(jìn)一步轉(zhuǎn)換為：

(5)

其中，第一項(xiàng)表示規(guī)模效率變化Sech，第二項(xiàng)表示純技術(shù)效率變化Pech，第三項(xiàng)表示技術(shù)變化Techch，且第一項(xiàng)和第二項(xiàng)的乘積為技術(shù)效率變化Effch。根據(jù)公式(5)，全要素生產(chǎn)率TFP的變化就分解為規(guī)模效率變化、純技術(shù)效率變化以及技術(shù)變化。規(guī)模效率大于1意味著改變了要素投入，提高了規(guī)模效率；純技術(shù)效率大于1意味著管理改善使效率得到了改進(jìn)；技術(shù)變化大于1意味著技術(shù)在考察期實(shí)現(xiàn)了跨越，即實(shí)現(xiàn)了技術(shù)進(jìn)步；TFPch大于1意味著生產(chǎn)力有所改善。反之，上述指標(biāo)值小于1，則表明相應(yīng)效率惡化。

(二)投入產(chǎn)出指標(biāo)選取

葉慧、王雅鵬運(yùn)用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法評(píng)估了中國(guó)2004年26個(gè)省區(qū)的糧食直補(bǔ)政策的效率，認(rèn)為中國(guó)糧食直補(bǔ)的效率普遍不高[9]。張紅玉、李雪運(yùn)用DEA超效率模型測(cè)算了我國(guó)2004—2005年26個(gè)省區(qū)的糧食直補(bǔ)政策的超效率，研究結(jié)果表明糧食直補(bǔ)規(guī)模不足是導(dǎo)致效率低下的重要原因[10]。他們都選取了各地區(qū)糧食直補(bǔ)總規(guī)模、糧食補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)和糧食補(bǔ)貼品種作為投入指標(biāo)，將糧食產(chǎn)量作為主要產(chǎn)出指標(biāo)之一。存在的共同問題是忽略了中國(guó)糧食主產(chǎn)區(qū)與非主產(chǎn)區(qū)間農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模及生產(chǎn)條件的顯著差異，違背了DEA法對(duì)決策單元同質(zhì)性的要求，導(dǎo)致各省區(qū)效率測(cè)度的準(zhǔn)確度與可信度降低。

從前文的面板數(shù)據(jù)回歸分析結(jié)果可知，對(duì)糧食產(chǎn)量具有高度顯著性影響的投入指標(biāo)是農(nóng)業(yè)從業(yè)人員、農(nóng)作物總播種面積與糧食直補(bǔ)總額等。因此，本文選取的投入指標(biāo)為農(nóng)業(yè)從業(yè)人員、農(nóng)作物總播種面積與糧食直補(bǔ)總額。我國(guó)糧食直補(bǔ)政策的目標(biāo)定位對(duì)糧食直補(bǔ)效率水平的影響至關(guān)重要，學(xué)術(shù)界對(duì)糧食直補(bǔ)的現(xiàn)實(shí)目標(biāo)定位主要存在兩種觀點(diǎn)：一是主張保障國(guó)家糧食安全[11-14]；二是力求提高農(nóng)民收入，縮小城鄉(xiāng)居民收入差距[15]。我們認(rèn)為，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與財(cái)政能力現(xiàn)狀直接決定了糧食直補(bǔ)政策的現(xiàn)實(shí)目標(biāo)選擇。我國(guó)糧食直補(bǔ)政策的近期主要目標(biāo)為保障國(guó)家糧食安全，長(zhǎng)遠(yuǎn)目標(biāo)為提高農(nóng)民收入水平、縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，而糧食產(chǎn)量和農(nóng)民人均收入水平分別是衡量國(guó)家糧食安全和農(nóng)民收入水平的最佳指標(biāo)，所以，將糧食產(chǎn)量和農(nóng)民人均純收入作為產(chǎn)出指標(biāo)。由于糧食主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模、生產(chǎn)技術(shù)水平及糧食直補(bǔ)規(guī)模等存在顯著差異[8]，2004—2008年糧食主產(chǎn)區(qū)的糧食直補(bǔ)資金總額占全國(guó)糧食直補(bǔ)總規(guī)模的比重均超過80%，基于DEA對(duì)決策單元同質(zhì)性的要求，加之受到非糧食主產(chǎn)區(qū)各省區(qū)糧食直補(bǔ)總額數(shù)據(jù)可得性的限制，本文僅對(duì)糧食主產(chǎn)區(qū)的13個(gè)省區(qū)的糧食直補(bǔ)效率展開考察，從而在一定程度上提高了效率測(cè)定結(jié)果的精確度及可信度。

(三)實(shí)證分析結(jié)果

1.基本效率評(píng)價(jià)

將2004—2008年糧食主產(chǎn)區(qū)的13個(gè)省區(qū)的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)經(jīng)過DEAP2.1運(yùn)行計(jì)算所得到的基于產(chǎn)出角度的綜合效率值、技術(shù)效率值和規(guī)模效率值的結(jié)果進(jìn)行整理，可以求出各年度效率的平均值，將其列于表1。

表1 主產(chǎn)區(qū)糧食直補(bǔ)平均效率值

從表1可以看出，糧食主產(chǎn)區(qū)的糧食直補(bǔ)的技術(shù)效率平均值較低，除2004年外，其他年份的技術(shù)效率平均值均低于規(guī)模效率平均值，由此推斷，主產(chǎn)區(qū)糧食直補(bǔ)效率低主要源于技術(shù)無效率。技術(shù)效率視為糧食直補(bǔ)資金的發(fā)放效率，用于衡量糧食直補(bǔ)資金的發(fā)放程序簡(jiǎn)便性、合理化水平及操作成本的高低。規(guī)模效率是在糧食直補(bǔ)制度設(shè)計(jì)既定的前提下，用以考察各地區(qū)的糧食直補(bǔ)資金規(guī)模與其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模的優(yōu)化程度和配置比例，即最佳補(bǔ)貼規(guī)模的確定問題。如果規(guī)模效率值為1，則意味著此時(shí)的糧食直補(bǔ)資金規(guī)模是最優(yōu)的，處在規(guī)模報(bào)酬不變的最佳狀態(tài)。因此，主產(chǎn)區(qū)糧食直補(bǔ)的低效率主要有兩方面原因：一是技術(shù)效率低，即各地糧食直補(bǔ)資金的發(fā)放程序較繁瑣、發(fā)放所需的操作成本較高，這是主要原因。二是規(guī)模效率低，這可能是由各省區(qū)的糧食直補(bǔ)資金規(guī)模與其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模的配置比例未達(dá)到最佳引致的。

表2列示了2004年和2008年兩個(gè)年度13省區(qū)的糧食直補(bǔ)綜合效率和它兩個(gè)組成部分(技術(shù)效率和規(guī)模效率)及5年間的效率平均值。

表2 2004年、2008年主產(chǎn)區(qū)糧食直補(bǔ)效率

從純技術(shù)效率看，2004年只有河北、安徽和湖北三個(gè)省份的純技術(shù)效率未達(dá)到有效前沿，2008年安徽、湖北和四川等三省的純技術(shù)效率沒有達(dá)到有效前沿，其他地區(qū)的糧食直補(bǔ)純技術(shù)效率均是有效的。平均而言，糧食直補(bǔ)的技術(shù)效率略有下降，從2004年的96.4%降至2008年的94.4%。

從規(guī)模效率看，2004年規(guī)模有效的決策單元有6個(gè)，2008年減少至5個(gè)。規(guī)模效率的平均值略有上升，從95.2%上升到95.8%。2008年規(guī)模效率最低的是江西省的82.4%，倒數(shù)第二位是河南省。其余地區(qū)糧食直補(bǔ)的規(guī)模效率值均高于90%。這表明除個(gè)別地區(qū)外，大部分地區(qū)的糧食直補(bǔ)規(guī)模與其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)?；旧鲜窍嗥ヅ涞摹?/p>

綜合效率等于技術(shù)效率與規(guī)模效率的乘積，對(duì)綜合效率的分析需要將技術(shù)效率與規(guī)模效率結(jié)合起來。2004年內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、江蘇、湖南和四川等6個(gè)地區(qū)綜合效率是有效的，2008年減少至5個(gè)地區(qū)。從考察期末的分析可以看出，只有江西、山東、河南、湖南四個(gè)地區(qū)的規(guī)模效率值低于其技術(shù)效率值，其他地區(qū)的規(guī)模效率值均高于其技術(shù)效率值。整體而言，這五年的規(guī)模效率平均值高于技術(shù)效率平均值，再次驗(yàn)證了我國(guó)糧食直補(bǔ)綜合效率不高的主要原因是技術(shù)效率較低，而不是規(guī)模效率較低。

2.糧食直補(bǔ)效率動(dòng)態(tài)評(píng)價(jià)

糧食直補(bǔ)動(dòng)態(tài)效率考察的是在技術(shù)可變條件下的效率變動(dòng)情況。假設(shè)使用三種投入(農(nóng)業(yè)從業(yè)人員、農(nóng)作物總播種面積及糧食直補(bǔ)總額)生產(chǎn)兩種產(chǎn)出(糧食產(chǎn)量和農(nóng)民人均純收入)的規(guī)模報(bào)酬不變的基于產(chǎn)出角度的糧食直補(bǔ)生產(chǎn)函數(shù)。用DEAP2.1軟件計(jì)算了2004—2008年我國(guó)糧食主區(qū)的13省份逐年糧食直補(bǔ)Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)及其分解技術(shù)效率和技術(shù)進(jìn)步的變化情況。表3列示了2004—2008年糧食直補(bǔ)Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)及其分解值，表4列出了分省區(qū)的平均Malmquist指數(shù)及其分解值。

表3 2004—2008年主產(chǎn)區(qū)糧食直補(bǔ)Malmquist指數(shù)變動(dòng)

從表3我們可知，2004年為基期，其Malmquist指數(shù)為1。五年間，只有2005年的Malmquist指數(shù)小于1，說明當(dāng)年的生產(chǎn)率指數(shù)下降了，以后年份均呈現(xiàn)上升態(tài)勢(shì)。整體而言，生產(chǎn)率指數(shù)處于上升態(tài)勢(shì)，其平均值為1.036。從引起生產(chǎn)率變動(dòng)的原因來看，糧食直補(bǔ)生產(chǎn)率上升的主要原因是技術(shù)進(jìn)步及規(guī)模效率的提高而不是純技術(shù)效率的提高，在本文的測(cè)算中，五年間技術(shù)進(jìn)步水平的平均值為4.1%，規(guī)模效率變動(dòng)的平均值為0.2%，而純技術(shù)效率卻平均下降了0.6%。

表4 糧食主產(chǎn)區(qū)糧食直補(bǔ)Malmquist指數(shù)分析

由表4可以看出，2004—2008年有3個(gè)省份的糧食直補(bǔ)的Malmquist指數(shù)有所下降，分別是湖北、湖南和四川，其他10個(gè)省區(qū)的Malmquist指數(shù)均有不同程度的提高，其中內(nèi)蒙古和江蘇的增幅最大。除湖南和四川外，其他省份的技術(shù)進(jìn)步指數(shù)都大于1，這是農(nóng)民補(bǔ)貼網(wǎng)的建設(shè)及其完善、發(fā)放程序不斷簡(jiǎn)化合理、操作成本有所降低的必然結(jié)果。

當(dāng)然，以上分析只是在所獲取數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上通過經(jīng)驗(yàn)分析得出的結(jié)論。實(shí)際上，還有很多其它因素制約著我國(guó)糧食直補(bǔ)效率的提高。如糧食直補(bǔ)制度目標(biāo)定位的準(zhǔn)確度、糧食直補(bǔ)制度的健全程度、各地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件和生產(chǎn)技術(shù)水平等。

五、結(jié)論與政策建議

(一)結(jié)論

借鑒經(jīng)濟(jì)學(xué)中的投入產(chǎn)出核算方法，我們將農(nóng)業(yè)從業(yè)人員、農(nóng)作物總播種面積與糧食直補(bǔ)總額作為投入指標(biāo)，糧食產(chǎn)量和農(nóng)民人均純收入作為產(chǎn)出指標(biāo)，用DEA方法對(duì)2004—2008年糧食主產(chǎn)區(qū)13個(gè)省份的糧食直補(bǔ)效率進(jìn)行測(cè)算，并將糧食直補(bǔ)的綜合效率分解為技術(shù)效率和規(guī)模效率。研究結(jié)果顯示，我國(guó)糧食直補(bǔ)效率不高的主要原因是技術(shù)無效率。糧食直補(bǔ)的Malmquist生產(chǎn)率年均增長(zhǎng)3.6%，糧食直補(bǔ)生產(chǎn)率上升主要源于技術(shù)進(jìn)步及規(guī)模效率的提高而不是純技術(shù)效率的提高。

(二)政策建議

第一，加強(qiáng)糧食直補(bǔ)工作的信息化建設(shè)，簡(jiǎn)化補(bǔ)貼資金發(fā)放程序，降低操作成本。上述分析結(jié)果顯示，我國(guó)糧食直補(bǔ)效率不高的主要原因是技術(shù)效率較低，因此，提高技術(shù)效率是提升糧食直補(bǔ)綜合效率的關(guān)鍵。應(yīng)加快中國(guó)農(nóng)民補(bǔ)貼網(wǎng)的建設(shè)，使補(bǔ)貼資金通過中國(guó)農(nóng)民補(bǔ)貼網(wǎng)，以“一卡通”的方式，不經(jīng)過任何中間環(huán)節(jié)，直接撥付到種糧農(nóng)民賬戶，可有效防止補(bǔ)貼資金被截留、挪用或克扣，方便政府和農(nóng)民對(duì)補(bǔ)貼政策和補(bǔ)貼資金的查詢與監(jiān)督。

第二，在財(cái)政能力可及的情況下，適度提高補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)，擴(kuò)大補(bǔ)貼規(guī)模。上述分析表明，部分地區(qū)糧食直補(bǔ)是規(guī)模無效率的，因此，應(yīng)適當(dāng)擴(kuò)大這些地區(qū)的糧食直補(bǔ)總規(guī)模，使糧食直補(bǔ)的規(guī)模達(dá)到最優(yōu)，使補(bǔ)貼規(guī)模與其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模配置狀態(tài)達(dá)到最佳，最終使糧食直補(bǔ)的效率顯著提高。

第三，由于各地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模、生產(chǎn)技術(shù)水平、糧食直補(bǔ)規(guī)模、補(bǔ)貼范圍、補(bǔ)貼依據(jù)、補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)等各不相同，導(dǎo)致各地區(qū)糧食直補(bǔ)的技術(shù)效率、規(guī)模效率與綜合效率存在較大差異，因此，糧食直補(bǔ)制度的優(yōu)化應(yīng)區(qū)別對(duì)待，分類實(shí)施。

第四，在推動(dòng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步的同時(shí)，還須不斷提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率和糧食直補(bǔ)資金自身的使用效率。另外，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)水平的提升、效率的改進(jìn)均與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模高度相關(guān)，因此，應(yīng)鼓勵(lì)農(nóng)民采取多種形式，推進(jìn)農(nóng)村土地經(jīng)營(yíng)權(quán)的流轉(zhuǎn)，擴(kuò)大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模，發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟(jì)的優(yōu)勢(shì)。

致謝：作者感謝鄭尚植博士、陳俊杰博士對(duì)本文提出的有益建議。

參考文獻(xiàn)：

[1] 張照新，陳金強(qiáng).我國(guó)糧食補(bǔ)貼政策的框架、問題及政策建議[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2007，(7)：11-16.

[2] HAL R.VARIAN.Microeconomic Analysis[M].third edition.New York: W.W.Norton & Company,Inc.1992:18.

[3] 李建平.我國(guó)農(nóng)業(yè)保護(hù)政策研究[M].北京:人民出版社，2007.39-42.

[4] 高玉強(qiáng).農(nóng)機(jī)購(gòu)置補(bǔ)貼與財(cái)政支農(nóng)支出的傳導(dǎo)機(jī)制有效性研究[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2010，(4)：61-68.

[5] A CHARNES,W W COOPER，E RHODES.Measuring the Efficiency of Decision Making Units[J].European Journal of Operational Research,1978,(2)6:429-444.

[6] R D BANKER,A CHARNES，W W COOPER.Some Models for Estimating Technical and Scale Inefficiencies in Data Envelopment Analysis[J].Management Science,1984,30(9)：1078-1092.

[7] CAVES D W,CHRISTENSEN L R，DIEWERT W E.The Economic Theory of Index Numbers and the Measurement of Input,Output and Productivity[J].Econometrica,1982,50(6):1393-1414.

[9] 葉 慧,王雅鵬.采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法的糧食直接補(bǔ)貼效率分析及政策啟示[J].農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究，2006，(5)：356-359.

[10] 張紅玉，李 雪.我國(guó)增收型糧食補(bǔ)貼最佳規(guī)模[J].上海立信會(huì)計(jì)學(xué)院學(xué)報(bào)，2009，(3)：86-90.

[11] 梁世夫.糧食安全背景下直接補(bǔ)貼政策的改進(jìn)問題[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2005，(4):4-7.

[12] 王 姣.我國(guó)糧食直接補(bǔ)貼政策存在的問題[J].中國(guó)糧食經(jīng)濟(jì)，2005，(6):25.

[13] 向 麗.糧食安全背景下糧食直接補(bǔ)貼政策的經(jīng)濟(jì)學(xué)解析[J].安徽農(nóng)業(yè)科學(xué)，2008，(10):12944-12945.

[14] 侯石安.糧食安全與財(cái)政補(bǔ)貼政策的優(yōu)化[J].管理世界，2008，(11):172-173.

[15] 李成貴.糧食直接補(bǔ)貼不能代替價(jià)格支持[J].中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì),2004，(8):54-57.