中國食品行業(yè)全要素生產(chǎn)率變化及其收斂性研究*——以植物油產(chǎn)業(yè)為例

戰(zhàn)炤磊 王 凱

中國食品行業(yè)全要素生產(chǎn)率變化及其收斂性研究*——以植物油產(chǎn)業(yè)為例

戰(zhàn)炤磊 王 凱

頻頻發(fā)生的食品安全事件使食品行業(yè)面臨嚴(yán)重危機，而克服危機的根本路徑在于加快轉(zhuǎn)變發(fā)展方式，依靠科技進(jìn)步和全要素生產(chǎn)率提高驅(qū)動產(chǎn)業(yè)發(fā)展。以植物油產(chǎn)業(yè)為例的全要素生產(chǎn)率測算結(jié)果顯示，整個樣本期間中國植物油產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率呈增長態(tài)勢，年均增長1.9%，而增長動力主要來自技術(shù)效率特別是規(guī)模效率變化。中國植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長總體上不存在σ收斂；在全國層面存在絕對β收斂，但四大區(qū)域均不存在絕對β收斂；條件β收斂不僅在全國層面存在，在東部、西部、中部三大區(qū)域也存在。因此，應(yīng)針對植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率變化的基本特征，積極探索相關(guān)優(yōu)化對策。

食品行業(yè)；植物油產(chǎn)業(yè)；全要素生產(chǎn)率；轉(zhuǎn)變發(fā)展方式

食品行業(yè)是與人們生活息息相關(guān)的重要產(chǎn)業(yè)門類，在國民經(jīng)經(jīng)濟中占有舉足輕重的地位。然而，近年來，頻頻發(fā)生的食品安全事件卻使中國食品行業(yè)面臨嚴(yán)峻危機，特別是食用植物油產(chǎn)業(yè)飽受地溝油、轉(zhuǎn)基因食用油和外資控制的困擾，同時面臨著質(zhì)量安全危機和產(chǎn)業(yè)安全危機，整個產(chǎn)業(yè)發(fā)展和市場供給受到嚴(yán)重威脅。中國食品行業(yè)多重危機的深層根源在于主要依靠要素投入的粗放的經(jīng)濟發(fā)展方式，未來的根本出路在于加快轉(zhuǎn)變發(fā)展方式，主要依靠科技進(jìn)步和全要素生產(chǎn)率提高驅(qū)動產(chǎn)業(yè)發(fā)展。①然而，由于只有“提高全要素生產(chǎn)率才能真正轉(zhuǎn)變發(fā)展方式”②，因此，我們必須對中國食品行業(yè)的全要素生產(chǎn)率變化情況進(jìn)行準(zhǔn)確計量和深入剖析，探討提高全要素生產(chǎn)率的路徑選擇。食品行業(yè)是一個包含多種產(chǎn)業(yè)門類的綜合體系，本文重點以植物油產(chǎn)業(yè)為例，運用基于DEA的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法，以總產(chǎn)值為產(chǎn)出變量，以固定資產(chǎn)、存貨、從業(yè)人員為投入變量，測算全國29個省區(qū)2003-2011年植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率變化情況，并進(jìn)行收斂性檢驗。

一、研究方法、變量選擇與數(shù)據(jù)來源

縱觀國內(nèi)不斷涌現(xiàn)的關(guān)于全要素生產(chǎn)率的研究成果，根據(jù)其研究對象的差異主要可以歸結(jié)為兩大類：一是區(qū)域視角的研究，主要是運用各種方法對整個國家或不同地區(qū)的生產(chǎn)率變化情況進(jìn)行測算和比較。二是產(chǎn)業(yè)視角的研究，主要是運用各種方法對工業(yè)、農(nóng)業(yè)、服務(wù)業(yè)等不同產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)率變化情況進(jìn)行測算和比較。然而，由于數(shù)據(jù)獲取較為困難，當(dāng)前國內(nèi)還沒有專門測算植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的文獻(xiàn)，本文嘗試填補這一空白。

當(dāng)前，測算全要素生產(chǎn)率的主流方法有三種：一是索羅余值法；二是隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)法；三是非參數(shù)的生產(chǎn)率指數(shù)法。本文選擇Fare等人(1994)提出的基于DEA的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法③，其優(yōu)點在于：可以把生產(chǎn)率的變化原因分為技術(shù)變化與效率變化；不需要價格資料，從而可以避免價格信息不對稱所引起的問題；可以處理多種投入與產(chǎn)出變量；不需要成本最小化和利潤最大化等約束條件。

基于DEA的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法的顯著優(yōu)勢是能夠處理多種產(chǎn)出變量和多種投入變量，但是這種優(yōu)勢反過來也帶來了一個嚴(yán)峻問題，即變量選擇的隨意性問題。已有文獻(xiàn)中五花八門的變量選擇便說明了這個問題，而且這將進(jìn)一步導(dǎo)致不同研究結(jié)論缺乏可比性。針對這個問題，多數(shù)研究文獻(xiàn)的做法是主要沿用生產(chǎn)函數(shù)法的基本變量，結(jié)合具體研究需要對關(guān)鍵變量進(jìn)行補充或調(diào)整。為了規(guī)避變量選取的隨意性問題，本文遵照多數(shù)研究的習(xí)慣沿用生產(chǎn)函數(shù)法的基本變量，用總產(chǎn)值代表產(chǎn)出變量，用固定資產(chǎn)和從業(yè)人數(shù)分別代表資本和勞動力兩大基本投入變量，同時，考慮到植物油產(chǎn)業(yè)對于原材料具有超強依賴，將反映原材料投入的存貨投資納入投入變量。

本文使用的植物油產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)來自“中國統(tǒng)計數(shù)據(jù)應(yīng)用支持系統(tǒng)”公布的三位數(shù)行業(yè)數(shù)據(jù)?！爸袊y(tǒng)計數(shù)據(jù)應(yīng)用支持系統(tǒng)”的數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局，并獲得統(tǒng)計局書面授權(quán)，具有權(quán)威性。我國內(nèi)地共有31個省級行政區(qū)，剔除統(tǒng)計數(shù)據(jù)不全的西藏和海南，得到29個省區(qū)的數(shù)據(jù)。

二、植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率變化：總體態(tài)勢與區(qū)域差異

本文基于投入導(dǎo)向的規(guī)模報酬不變(CRS)模型，根據(jù)2003-2011年29個省區(qū)植物油產(chǎn)業(yè)的面板數(shù)據(jù)，運用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析計量軟件DEAP2.1，測算了中國植物油產(chǎn)業(yè)的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)。

1.2003-2011年中國植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的總體態(tài)勢

其一，總體而言，2003-2011年中國植物油產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率呈增長態(tài)勢，年均增長1.9%。進(jìn)一步從Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)的分解指標(biāo)來看，2003-2011年植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的主要動力來自技術(shù)效率變化，特別是規(guī)模效率變化做出了突出貢獻(xiàn)，而技術(shù)變化則對全要素生產(chǎn)率增長產(chǎn)生了制約作用，純效率的下降也拖累了全要素生產(chǎn)率增長。

其二，不同年份的全要素生產(chǎn)率變化情況呈現(xiàn)明顯波動性，有四個時期全要素生產(chǎn)率下降，有四個時期全要素生產(chǎn)率提高，而且部分時期的波動非常劇烈，2007-2008年下降幅度高達(dá)22.6%，而2009-2010年的增長幅度又高達(dá)30.6%。同時，不同時期全要素生產(chǎn)率變化的動力源泉也存在顯著差異，在全要素生產(chǎn)率提高的四個時期中，技術(shù)變化和技術(shù)效率變化分別在兩個時期貢獻(xiàn)了主要力量，其中全要素生產(chǎn)率增長比較快的兩個時期，主要依靠技術(shù)進(jìn)步的拉動；在全要素生產(chǎn)率下降的四個時期中，技術(shù)變化的取值均小于1，其中下降幅度最大的2007-2008年技術(shù)效率變化和技術(shù)變化雙雙下降，但技術(shù)效率變化的下降幅度更大。

其三，從2003-2011年29省區(qū)植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的變化情況來看，15個省區(qū)的植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率呈增長態(tài)勢，占樣本總數(shù)的52%，14個省區(qū)的全要素生產(chǎn)率變化取值小于1，占樣本總數(shù)的48%；另外，14個省區(qū)的全要素生產(chǎn)率變化取值大于全國平均水平(1.019)，占樣本總數(shù)的48%。其中，全要素生產(chǎn)率呈增長態(tài)勢的15個省區(qū)中，大部分省區(qū)的增長動力來自于技術(shù)效率變化，特別是規(guī)模效率變化，有14個省區(qū)的技術(shù)效率變化和規(guī)模效率變化取值大于1。在全要素生產(chǎn)率呈下降態(tài)勢的14個省區(qū)中，大部分省區(qū)的下降動因來自技術(shù)效率變化下降?？傮w而言，在植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的省區(qū)，增長動力主要來自技術(shù)效率和規(guī)模效率的提升；在植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率下降的省區(qū)，下降動因主要來自技術(shù)效率和規(guī)模效率的惡化，而技術(shù)進(jìn)步和純效率的提升則對全要素生產(chǎn)率的下降起了一定程度的延緩作用。

表1 2003-2011年中國植物油產(chǎn)業(yè)Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)

2.中國植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的區(qū)域差異

其一，與經(jīng)濟社會發(fā)展水平的顯著區(qū)域差異相對應(yīng)，中國植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的區(qū)域差異也非常明顯。2003-2011年全要素生產(chǎn)率平均增長速度最快的是重慶，下降速度最快的是寧夏，重慶全要素生產(chǎn)率變化取值比寧夏高出近50%。造成這種差距的直接動因在于重慶在技術(shù)效率變化、技術(shù)變化、規(guī)模效率變化等指標(biāo)上相對于寧夏分別擁有28%、17%、18%的優(yōu)勢，而兩個地區(qū)的純效率變化取值則相差無幾。具體到某個時期來看，不同區(qū)域全要素生產(chǎn)率變化的差距更大，全要素生產(chǎn)率變化的極大值往往是極小值的數(shù)倍至數(shù)十倍，2003-2004年極大值吉林是極小值云南的22.5倍，2010-2011年極大值云南是極小值福建的31.3倍，即便差別最小的2007-2008年極大值吉林也是極小值山西的5.6倍。

其二，從不同時期的變化趨勢來看，各省區(qū)全要素生產(chǎn)率均呈現(xiàn)較大波動，并且波動的隨機性較大，唯一具有規(guī)律性的特點就是大幅度增長與大幅度下降相伴而生，大幅度增長之后往往會出現(xiàn)大幅度下降，而大幅度下降之后往往會出現(xiàn)大幅度增長。從樣本期間各地區(qū)全要素生產(chǎn)率變化取值的波峰與波谷之比來看，48%的地區(qū)峰谷值之比在10倍以上，其中福建的峰谷值之比接近27倍，另外重慶、廣西、四川3個地區(qū)峰谷值之比也接近10倍，僅有寧夏、內(nèi)蒙古、浙江3個地區(qū)峰谷值之比低于5倍，僅占樣本總量的10%，而實際上峰谷值之比最低的寧夏也超過了3倍。全要素生產(chǎn)率變化指標(biāo)取值波動如此劇烈，除了有指標(biāo)本身偏重反映變化速度、具有慣性平滑特點等原因之外，也在相當(dāng)程度上反映了我國植物油產(chǎn)業(yè)本身的劇烈波動。

其三，從四大區(qū)域來看，中國植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率變化情況區(qū)域間差異并不顯著，反而區(qū)域內(nèi)部差異較大。2003-2011年四大區(qū)域植物油產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率均呈現(xiàn)增長態(tài)勢，其中東北地區(qū)增長速度最快，年均增幅高達(dá)11%，比全國平均水平高9.1個百分點，其次是東部和西部，年均增幅分別為2.01%和1.41%，中部增長最為緩慢，年均增幅僅為0.05%，比全國平均水平低1.85個百分點?？梢?，四大區(qū)域植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的具體增長速度與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平并不完全吻合。原材料優(yōu)勢最為顯著的東北地區(qū)表現(xiàn)最好，3個省區(qū)植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率均保持增長；東部地區(qū)和西部地區(qū)分別憑借得天獨厚的區(qū)位優(yōu)勢和差異化的資源優(yōu)勢保持了較為穩(wěn)定的增長，不過東部地區(qū)55.6%的省區(qū)植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率保持了增長，而西部地區(qū)63.63%的省區(qū)植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率出現(xiàn)了下降；中部地區(qū)則由于區(qū)位優(yōu)勢和資源優(yōu)勢均不明顯而增長極為緩慢，并且處于增長態(tài)勢的省區(qū)和處于下降態(tài)勢的省區(qū)各占一半。從四大區(qū)域全要素生產(chǎn)率增長的動因來看，東北地區(qū)和中部地區(qū)全要素生產(chǎn)率增長的主要動力來自技術(shù)效率變化特別是規(guī)模效率變化，技術(shù)變化和純效率變化對全要素生產(chǎn)率增長起了制約作用；東部地區(qū)和西部地區(qū)的技術(shù)效率變化和技術(shù)變化均對促進(jìn)全要素生產(chǎn)率增長做出了貢獻(xiàn)，但是技術(shù)效率變化的貢獻(xiàn)更大，并且純效率變化也促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率的增長，只是貢獻(xiàn)的力量要小于規(guī)模效率變化。

從植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的區(qū)域內(nèi)部差異來看，東北地區(qū)內(nèi)部差異最小，最高的遼寧僅比最低的黑龍江高出4.29%，三個省區(qū)均呈現(xiàn)增長態(tài)勢；西部地區(qū)內(nèi)部差異最大，全國增幅最大的省區(qū)和降幅最大的省區(qū)均分布在西部，最高的重慶比最低的寧夏高出49.82%，有7個省區(qū)處于下降態(tài)勢，所占比重高達(dá)63.63%；東部和中部地區(qū)內(nèi)部差異居中，東部最高的浙江比最低的福建高出27.76%，中部最高的江西比最低的河南高出21.44%，并且兩個地區(qū)全要素生產(chǎn)率增長的省區(qū)與下降的省區(qū)數(shù)量基本持平。

三、植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率變化的收斂性檢驗

為了更為準(zhǔn)確地把握中國植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的區(qū)域差異及其變化趨勢，探究全要素生產(chǎn)率增長的區(qū)域差異對于產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的影響，本文借鑒新古典增長理論中的收斂理論，進(jìn)行收斂性檢驗。按照新古典增長模型的推論，收斂理論的基本機理源于資本邊際報酬遞減導(dǎo)致的資本收斂機制，隨著唯資本邏輯的式微，與技術(shù)擴散相聯(lián)系的技術(shù)收斂機制和與生產(chǎn)要素優(yōu)化配置相聯(lián)系的勞動生產(chǎn)率收斂機制也成為收斂理論的重要微觀機制。④按照歷程和目標(biāo)的不同，收斂可分為σ收斂和β收斂，σ收斂是指不同區(qū)域植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增速的離散程度隨著時間的推移而逐漸降低；β收斂是指基礎(chǔ)較差的區(qū)域比基礎(chǔ)較好的區(qū)域增長更快，從而共同到達(dá)某種穩(wěn)態(tài)水平，反映了后發(fā)區(qū)域?qū)ο劝l(fā)區(qū)域的動態(tài)趕超過程。按照穩(wěn)態(tài)水平的差異，β收斂又可分為絕對β收斂和條件β收斂，絕對β收斂是每個區(qū)域的植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長都能達(dá)到相同的穩(wěn)態(tài)水平，而條件β收斂是每個區(qū)域的植物油產(chǎn)業(yè)全要素增長趨向各自不同的穩(wěn)態(tài)水平。⑤

1.σ收斂檢驗

σ收斂檢驗主要借助標(biāo)準(zhǔn)差和變異系數(shù)等指標(biāo)來觀測植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的區(qū)域差異變化情況，如果標(biāo)準(zhǔn)差和變異系數(shù)逐漸下降則表示存在σ收斂，如果逐漸增加則表示不存在σ收斂。本文的測算結(jié)果顯示，在全國層面，整個樣本期間的標(biāo)準(zhǔn)差和變異系數(shù)波動特征比較明顯，并不存在σ收斂；在四大區(qū)域?qū)用?，?biāo)準(zhǔn)差和變異系數(shù)的波動特征更為復(fù)雜，而且區(qū)域差異非常明顯，也很難判定是否存在σ收斂。

為了彌補上述直觀判斷的誤差，本文借助如下回歸模型對σ收斂做進(jìn)一步檢驗：

σit=c+λt+εit

cvit=c+ηt+εit

其中，σit為全要素生產(chǎn)率的標(biāo)準(zhǔn)差，cvit為全要素生產(chǎn)率的變異系數(shù)，c為截距項，t為時間趨勢，λ、η為待定系數(shù)，εit為隨機擾動項。若λ、η小于零，并且通過顯著性檢驗，則說明全要素生產(chǎn)率差異逐年縮小，存在σ收斂；若λ、η大于零，并且通過顯著性檢驗，則說明全要素生產(chǎn)率差異逐年擴大，存在σ發(fā)散；若λ、η等于零，則說明全要素生產(chǎn)率差異維持不變。

從表2來看，以標(biāo)準(zhǔn)差為獨立變量進(jìn)行檢驗的結(jié)果顯示，全國、東北地區(qū)、中部地區(qū)出現(xiàn)收斂符號，而東部地區(qū)和西部地區(qū)出現(xiàn)發(fā)散符號，但是由于所有系數(shù)均未通過顯著性檢驗，并且判定系數(shù)擬合優(yōu)度極低，因此無法判定是否存在σ收斂或發(fā)散；以變異系數(shù)為獨立變量進(jìn)行檢驗的結(jié)果顯示，僅有中部地區(qū)出現(xiàn)收斂符號，而全國、東北地區(qū)、東部地區(qū)、西部地區(qū)均出現(xiàn)發(fā)散符號，但是同樣由于所有系數(shù)均未通過顯著性檢驗，并且判定系數(shù)擬合優(yōu)度極低，因此無法判定是否存在σ收斂或發(fā)散。這說明，各地區(qū)植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的差異隨著時間變化并不會出現(xiàn)穩(wěn)定的變化趨勢，可能的主要原因在于，影響植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的因素很多，不同變量的綜合影響會使全要素生產(chǎn)率增長方向經(jīng)常發(fā)生轉(zhuǎn)變。

表2 σ收斂檢驗的回歸結(jié)果

2.絕對β收斂檢驗

借鑒Barro & Sala-I-Martin(1992)的β收斂檢驗經(jīng)典模型⑥，本文采用如下模型對中國植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率變化進(jìn)行絕對β收斂檢驗：

其中，T表示時間跨度，ln表示取自然對數(shù)，TFPchi,0和TFPchi,t分別表示i地區(qū)基期和末期的植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率變化值，α為截距項，β為待估系數(shù)，ε為隨機誤差項。若β小于0，并且通過顯著性檢驗，則說明存在絕對β收斂；若β大于0，并且通過顯著性檢驗，則說明存在絕對β發(fā)散。

表3 絕對β收斂檢驗回歸結(jié)果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著，下同。

從表3的回歸結(jié)果來看，在全國范圍內(nèi)β系數(shù)小于0，并且通過1%水平下的顯著性檢驗，說明在全國層面植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率存在絕對β收斂。這說明，在全國層面上，落后地區(qū)植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率會有比較高的變化速度，最終趕上發(fā)達(dá)地區(qū)，并接近全國平均水平。具體到四大區(qū)域而言，β系數(shù)都小于0，但是均未通過顯著性檢驗，說明四大區(qū)域植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率均不存在絕對β收斂?？紤]到樣本數(shù)量可能影響回歸系數(shù)，本文進(jìn)一步將東北和東部合并為廣義東部，將中部和西部合并為中西部，以便進(jìn)一步擴大樣本數(shù)量。回歸結(jié)果顯示，廣義東部地區(qū)和中西部地區(qū)的回歸系數(shù)均在5%的水平下顯著為負(fù)，這兩大區(qū)域內(nèi)部存在絕對β收斂，而這實際上屬于“俱樂部收斂”。植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長速度在四大區(qū)域不存在絕對β收斂，而全國或更大區(qū)域?qū)用鎱s存在絕對β收斂，這可能與植物油產(chǎn)業(yè)對區(qū)域資源稟賦條件的依賴有關(guān)。通常，植物油產(chǎn)業(yè)發(fā)展對當(dāng)?shù)氐闹参镉土仙a(chǎn)條件有超強依賴，而與植物油料生產(chǎn)密切相關(guān)的土地、氣候、地理等稟賦條件很難改變，因此，在比較小的區(qū)域范圍內(nèi)，油料品種和市場需求相似度較高，落后地區(qū)的植物油產(chǎn)業(yè)往往被低端鎖定，很難獲得更好的發(fā)展機會，因而也無法實現(xiàn)更高的全要素生產(chǎn)率增長速度。然而，在較大區(qū)域乃至全國范圍，稟賦條件和市場條件的差異化程度較高，落后地區(qū)可以發(fā)揮比較優(yōu)勢和后發(fā)優(yōu)勢，進(jìn)行差異化市場定位，實現(xiàn)較高的全要素生產(chǎn)率增長速度，進(jìn)而逐漸趕上全國平均水平。

3.條件β收斂檢驗

借鑒Miller & Upadhyay(2002)的做法，用基于面板數(shù)據(jù)的雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行條件β收斂檢驗。⑦其優(yōu)勢在于，無需新增加解釋變量，可以避免遺漏關(guān)鍵變量以及變量選擇時的主觀隨意性問題；可以同時考慮不同個體的穩(wěn)態(tài)值及其隨時間發(fā)生的動態(tài)變化趨勢；不僅能夠克服解釋變量之間的多重共線性問題，而且能夠克服隨機誤差項與解釋變量之間的相關(guān)性問題；對數(shù)據(jù)數(shù)量要求低，降低了數(shù)據(jù)獲取難度。⑧本文采用如下模型對中國植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率變化進(jìn)行條件β收斂檢驗：

其中，TFPchi，t和TFPchi，t-1分別表示i地區(qū)t時期和t-1時期的植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率變化取值，α為截距項，β為待估系數(shù)，ε為隨機誤差項。若β小于0，并且通過顯著性檢驗，則說明存在條件β收斂；若β大于0，并且通過顯著性檢驗，則說明存在條件β發(fā)散。為平滑植物油產(chǎn)業(yè)面臨的周期波動和外部因素影響，本文以2年為一個時期對2004-2011年進(jìn)行分段，最終得到4個時期，以2年平均值作為相應(yīng)時期的全要素生產(chǎn)率變化指標(biāo)。

從表4的回歸結(jié)果來看，在全國范圍內(nèi)β系數(shù)小于0，并且通過1%水平下的顯著性檢驗，說明在全國層面植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率存在條件β收斂。具體到四大區(qū)域來看，β系數(shù)都小于0，并且除了東北地區(qū)之外，其他三個地區(qū)均通過了顯著性檢驗，這說明東部、西部、中部三大區(qū)域植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率均存在條件β收斂，而東北地區(qū)并不存在條件β收斂。同樣，考慮到樣本數(shù)量可能影響回歸系數(shù)，本文進(jìn)一步將東北和東部合并為廣義東部，將中部和西部合并為中西部，以便進(jìn)一步擴大樣本數(shù)量?；貧w結(jié)果顯示，廣義東部地區(qū)和中西部地區(qū)的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著為負(fù)，顯著性水平比合并前有了明顯提高，這說明廣義的東部地區(qū)和中西部地區(qū)內(nèi)部存在更為明顯的條件β收斂。全國和區(qū)域?qū)用嫫毡榇嬖跅l件β收斂，說明各地區(qū)植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率正不斷趨近各自的穩(wěn)態(tài)，其可能的重要原因仍在于植物油料和市場需求條件存在顯著的區(qū)域差異，各地區(qū)的植物油產(chǎn)業(yè)主要沿著既定的市場定位前進(jìn)，開發(fā)新品種的空間較小，主攻方向是產(chǎn)業(yè)鏈深化和加工環(huán)節(jié)精細(xì)化，主導(dǎo)戰(zhàn)略是在既定的技術(shù)前沿面上擴大規(guī)模，因而其全要素生產(chǎn)率也主要在規(guī)模效率的驅(qū)動下呈現(xiàn)自我累積的增長。

表4 條件β收斂檢驗回歸結(jié)果

四、結(jié)論與政策啟示

本文測算了2003-2011年29個省區(qū)植物油產(chǎn)業(yè)的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)，結(jié)果顯示，整個樣本期間中國植物油產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率呈增長態(tài)勢，年均增長1.9%，而增長動力主要來自技術(shù)效率變化，特別是規(guī)模效率變化做出了突出貢獻(xiàn)，而技術(shù)變化則對全要素生產(chǎn)率增長產(chǎn)生了制約作用。關(guān)于總體處于增長態(tài)勢的結(jié)論同大多數(shù)文獻(xiàn)的判斷基本一致，但是關(guān)于增長動力主要來自技術(shù)效率特別是規(guī)模效率的結(jié)論，同多數(shù)文獻(xiàn)認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步為主要增長動力存在顯著差異，這種差異的主要原因可能來自于產(chǎn)業(yè)對象本身的差異?？傮w而言，植物油產(chǎn)業(yè)屬于以油料為加工對象的初級工業(yè)，對于生產(chǎn)技術(shù)的依賴程度要低于對于原料的依賴，加上壓榨、精煉等植物油生產(chǎn)加工技術(shù)和裝備的進(jìn)入門檻較低，植物油生產(chǎn)企業(yè)的技術(shù)水平差異不大。因此，對于油料市場和植物油市場擁有更強控制力的大規(guī)模企業(yè)，可能更容易通過不斷提高規(guī)模效率而提高全要素生產(chǎn)率。

收斂性檢驗的結(jié)果顯示，中國植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率變化總體上不存在σ收斂；在全國層面植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率存在絕對β收斂，但四大區(qū)域均不存在絕對β收斂，而調(diào)整樣本范圍之后，廣義的東部地區(qū)和中西部地區(qū)內(nèi)部出現(xiàn)了絕對β收斂；條件β收斂不僅在全國層面存在，在東部、西部、中部三大區(qū)域也存在，但東北地區(qū)并不存在條件β收斂，而調(diào)整樣本范圍之后，廣義的東部地區(qū)和中西部地區(qū)內(nèi)部存在更為明顯的條件β收斂。

基于上述結(jié)論，我們認(rèn)為，要不斷提升中國植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率，加快實現(xiàn)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，應(yīng)注意把握如下幾個著力點：一是深刻認(rèn)識植物油產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)特征，協(xié)調(diào)技術(shù)優(yōu)勢與規(guī)模優(yōu)勢的關(guān)系，既要通過加強自主創(chuàng)新提升植物油產(chǎn)業(yè)整體技術(shù)水平，特別是提高精煉和深加工相關(guān)技術(shù)，依靠技術(shù)進(jìn)步推動產(chǎn)業(yè)發(fā)展，又要打破區(qū)域分割，加強資源整合，培育龍頭企業(yè)，走規(guī)模化經(jīng)營道路，提升規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)，強化對原料市場和產(chǎn)品市場的駕馭能力；二是牢牢把握植物油料供給這一生命線，自主生產(chǎn)與市場購買相結(jié)合，千方百計保障油料資源穩(wěn)定供給，提升品牌影響力，強化對周期波動和宏觀環(huán)境的應(yīng)對能力；三是辯證認(rèn)識植物油產(chǎn)業(yè)的區(qū)域差異，找準(zhǔn)區(qū)域比較優(yōu)勢，實施差異化發(fā)展戰(zhàn)略，培育特色化的植物油產(chǎn)業(yè)集群，延伸植物油產(chǎn)業(yè)鏈條，提升植物油產(chǎn)業(yè)整體競爭優(yōu)勢。

注：

①方建中、周建波：《轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式：取向與路徑視角的考察》，《江海學(xué)刊》2008年第1期。

②江小涓：《用改革的辦法破解發(fā)展難題》，《人民日報》2009年4月1日。

③Fare, R., S. Grosskopf, M. Norris, Z. Zhang，“Productivity Growth, Technical Progress and Efficiency Changes in Industrialized Countries”，AmericanEconomicReview, 1994，84(1), pp.66-83.

④趙偉、馬瑞永：《中國經(jīng)濟增長收斂性的再認(rèn)識——基于增長收斂微觀機制的分析》，《管理世界》2005年第11期。

⑤Barron，R., X. Sala-I-Martin,“Convergence Across States and Regions”,BrookingsPapersonEconomicActivity, 1991, (1), pp.107-182.

⑥Barro, R. and Sala- I- Martin, X, “Convergence”,JournalofPoliticalEconomy, 1992，100(2) , pp.223-251.

⑦M(jìn)iller, S., M., Upadhyay, “Total Factor Productivity and the Convergence Hypothesis”,JournalofMacroeconomics,2002,24, pp.267-286.

⑧李谷成：《中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長的地區(qū)差距與收斂性分析》，《產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究》2009年第2期；趙蕾、王懷明：《中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的增長及收斂性分析》，《農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟》2007年第2期。

〔責(zé)任編輯：清菡〕

OnTotalFactorProductivityChangeofFoodIndustryinChinaandItsConvergence：TakePlantOilIndustryasanExample

ZhanZhaolei&WangKai

The frequent food safety events make food industry facing a series of serious crisis, and the fundamental path of overcoming the crisis is to transform the pattern of development quickly, so as to drive industry development relying on scientific and technological progress and improvement of total factor productivity(TFP). With plant oil industry as the example calculating TFP, the results show, the TFP of China industrial plant oil has shown a rising trend in the whole sample period, the average annual growth is 1.9%, while the growth impetus mainly came from the technical efficiency especially scale efficiency change. TFP change of plant oil industry in China does not exist σ convergence in general; there is absolute β convergence in whole country, but which does not exist in four large areas; the conditional β convergence exists not only in whole country, but also in the eastern, western, and central region. Therefore, we should based on the essential characteristics of plant oil industry’s total factor productivity changes explore the countermeasures actively.

food industry; plant oil industry; TFP; the transformation of development mode

*本文是國家自然科學(xué)基金項目“豬肉產(chǎn)業(yè)鏈系統(tǒng)競爭力形成機制與影響因素的實證研究”(71273136)的階段性成果。

戰(zhàn)炤磊，南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院博士生、江蘇省社會科學(xué)院副研究員 南京 210095；王凱，南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院教授、博導(dǎo) 南京 210095

F768.2

A

1001-8263(2014)11-0017-07