糧食全要素生產(chǎn)率影響因素的實證分析

焦晉鵬，宋曉洪

（哈爾濱商業(yè)大學(xué)a.經(jīng)濟學(xué)院；b.MBA、MPA教育中心，哈爾濱 150076）

0 引言

糧食直補政策自2003年實施以來，其實施效果一直是我國學(xué)者關(guān)心的重點問題之一。如周應(yīng)恒（2009）運用全球貿(mào)易分析模型進行分析，認(rèn)為糧食直補政策具有促進糧食作物播種面積增加的效果。高玉強（2010）運用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法對2004～2008年各省糧食直補、糧食產(chǎn)量和農(nóng)業(yè)從業(yè)人員等數(shù)據(jù)進行分析，得出糧食直補效率很低的結(jié)論。黃季焜等（2011）通過對6個省份大樣本隨機抽樣調(diào)查獲得的1000多戶農(nóng)戶數(shù)據(jù)進行分析，發(fā)現(xiàn)現(xiàn)行的糧食直補政策對糧食播種面積和糧食產(chǎn)量變動的影響很小。盛逖（2013）通過對2011年我國27個省份的糧食直補、糧食產(chǎn)量和農(nóng)民收入等指標(biāo)效率的研究，發(fā)現(xiàn)糧食直補政策幾乎無法起到激勵糧食生產(chǎn)的作用，因此急需改變糧食直補模式。彭澧麗等（2014）通過對2004～2011年全國稻谷、玉米和小麥生產(chǎn)數(shù)據(jù)的全面分析，發(fā)現(xiàn)糧食直補對稻谷和玉米的生產(chǎn)具有負(fù)向影響，對小麥的生產(chǎn)具有正向影響?？梢园l(fā)現(xiàn)，學(xué)者們對糧食直補政策的實施效果的研究，始終是圍繞著糧食生產(chǎn)投入環(huán)節(jié)上，如糧食直補對糧食作物播種面積、農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)、化肥和農(nóng)藥等方面的影響，而在糧食直補對糧食生產(chǎn)效率的影響方面關(guān)注較少。糧食生產(chǎn)效率的變化，關(guān)系到我國在人均耕地資源，水資源不足的情況下，國家糧食安全戰(zhàn)略的制定和實施。因此，研究糧食直補對糧食生產(chǎn)效率的影響具有重要的意義。

1 研究方法與模型

1.1 DEA-Malmquist指數(shù)方法

式（5）中Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)可以分解為效率改進指數(shù)(ECH)和技術(shù)進步指數(shù)(TCH)。如果Malmquist指數(shù)值大于1，則表明從t時刻到s時刻全要素生產(chǎn)率增長，小于1則表明下降，等于1則全要素生產(chǎn)率不變。ECH衡量從t時期到s時期每個DMU的相對效率變化，表現(xiàn)為DMU向最佳前沿面移動的程度，反映的是技術(shù)使用效率的變化。TCH衡量最佳前沿面在兩個時刻之間的移動幅度，反映的是技術(shù)進步。

1.2 計量模型

根據(jù)本文的研究思想，將通過以下模型研究糧食直補對糧食生產(chǎn)效率的影響。

式（6）、（7）和（8）中，被解釋變量 ECH 、TEC 和Malmquist分別為效率改進指數(shù)、技術(shù)進步指數(shù)及糧食全要素生產(chǎn)率指數(shù)，TKEV是核心解釋變量糧食直補，CV為其余控制變量，i和t分別為截面和時間指標(biāo)。

2 糧食全要素生產(chǎn)率影響因素實證分析

2.1 數(shù)據(jù)處理

根據(jù)上述實證模型和方法，選擇糧食主產(chǎn)區(qū)13個省份（黑龍江、吉林、遼寧、河北、山東、河南、江西、江蘇、安徽、湖南、湖北、四川和內(nèi)蒙古）2003～2011年的糧食生產(chǎn)投入和產(chǎn)出數(shù)據(jù)，計算糧食全要素生產(chǎn)率指數(shù)。參考以往相關(guān)研究文獻（魏丹等，2010；紅波，2012）結(jié)合數(shù)據(jù)的可得性和準(zhǔn)確性，選取糧食產(chǎn)量（萬噸）為產(chǎn)出指標(biāo)，農(nóng)林牧漁業(yè)就業(yè)人員（萬人），農(nóng)業(yè)機械總動力（萬千瓦），糧食播種面積（千公頃），化肥使用量（萬噸），農(nóng)藥使用量（噸）為五個投入指標(biāo)。其中，除糧食產(chǎn)量和糧食播種面積兩個指標(biāo)之外的四個指標(biāo)無法直接獲得相應(yīng)糧食生產(chǎn)投入數(shù)據(jù)，但是在糧食主產(chǎn)區(qū)中糧食生產(chǎn)投入占比較高，因此用農(nóng)業(yè)投入的總量數(shù)據(jù)做替代也符合研究要求。衡量糧食直補對糧食全要素生產(chǎn)率指數(shù)的影響時，除了糧食直補這一核心解釋變量外，參照米建偉（2009）、王玨等（2010）、鄭云（2011）和黃季焜（2011）等學(xué)者的研究文獻，選擇了農(nóng)田水利發(fā)展和農(nóng)村發(fā)展程度為控制變量。投入指標(biāo)、產(chǎn)出指標(biāo)、糧食直補金額和控制變量中數(shù)據(jù)主要來自《新中國統(tǒng)計資料六十年匯編》和歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《全國農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》，其中糧食直補2011年數(shù)據(jù)來自盛逖（2013）中相應(yīng)數(shù)據(jù)，而2009和2010年缺失數(shù)據(jù)用插值法來彌補。

（1）產(chǎn)出指標(biāo)：選用13個省份生產(chǎn)的糧食作物如稻谷、小麥、玉米、高粱、谷子、薯類和大豆等的產(chǎn)量加總。

（2）投入指標(biāo)

①農(nóng)林牧漁業(yè)就業(yè)人員：主要指農(nóng)林牧漁業(yè)及其副業(yè)的勞動力的人數(shù)。

②農(nóng)業(yè)機械總動力：主要包括農(nóng)林牧漁業(yè)的各種機械動力總和。

③糧食播種面積：主要指谷物、豆類和薯類三類農(nóng)作物的播種面積。

④化肥使用量：在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的氮肥、磷肥、鉀肥和復(fù)合肥的折純量。

⑤農(nóng)藥使用量：在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中各種有機和無機農(nóng)藥的使用量。

（3）核心變量：糧食直補，糧食播種面積乘以每畝糧食播種面積糧食直補金額。

（4）控制變量

①農(nóng)村發(fā)展因素（DM），用農(nóng)村用電量表示。農(nóng)村的發(fā)展和農(nóng)業(yè)的發(fā)展是不可分割的兩部分，用電量的高低不僅是衡量經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的重要指標(biāo)，也是衡量生活水平的指標(biāo)。農(nóng)村用電量包括農(nóng)村的生活用電和部分生產(chǎn)用電，用其代表農(nóng)村發(fā)展是合理的。

②農(nóng)田水利因素（NTSL），用有效灌溉面積與耕地面積之比表示。糧食生產(chǎn)離不開水利的發(fā)展，這種對糧食生產(chǎn)有重大影響的因素是有必要控制的。

2.2 糧食主產(chǎn)區(qū)總體評價

糧食主產(chǎn)區(qū)的糧食全要素生產(chǎn)率Malmquist指數(shù)均值為1.011，表明糧食全要素生產(chǎn)率的年均增速為1.1%，遠(yuǎn)低于糧食產(chǎn)量4.5%的平均增速（見表1）。不僅如此，糧食全要素增長率的速度遠(yuǎn)低于我國全要素增長率，糧食種植業(yè)的落后顯而易見。在這種糧食生產(chǎn)低效率和投入不足的狀態(tài)下，為保障糧食安全，增加糧食生產(chǎn)的各項投入成為了重要增產(chǎn)途徑，使得我國糧食的生產(chǎn)成本不斷增加?？梢钥闯?，糧食主產(chǎn)區(qū)依然以粗放式糧食生產(chǎn)方式為主，即過度依賴農(nóng)藥和化肥等投入，還沒有轉(zhuǎn)變?yōu)榧Z食生產(chǎn)精細(xì)化，即以全要素生產(chǎn)率的增長推動糧食產(chǎn)量增長的模式。

表1 糧食主產(chǎn)區(qū)糧食全要素生產(chǎn)率及其構(gòu)成變化

從效率改進和技術(shù)進步指數(shù)中可以發(fā)現(xiàn)，糧食全要素生產(chǎn)率增長的主要驅(qū)動因素是技術(shù)進步。糧食主產(chǎn)區(qū)效率改進指數(shù)的均值為0.996，年均增長率為-0.4%，表明糧食生產(chǎn)中對已有技術(shù)的使用效率是緩慢下降的。與之相比，技術(shù)進步指數(shù)的均值為1.016，即糧食生產(chǎn)技術(shù)水平是以1.16%的速度進步的。相對于緩慢衰退的效率水平，技術(shù)進步在促進糧食全要素生產(chǎn)率增長中起到了決定性作用。另外，糧食主產(chǎn)區(qū)的技術(shù)進步呈現(xiàn)出較大的波動，這可能與農(nóng)民種植糧食積極性有關(guān)系，當(dāng)糧食生產(chǎn)遇到灌溉不足等影響時，DEA將這種技術(shù)前沿的倒退解釋為技術(shù)退步。效率改進和糧食全要素生產(chǎn)率波動較小，可能與2003年以來穩(wěn)定的糧食補償政策有關(guān)。

2.3 區(qū)域分析

由表2可以看出不同地域糧食全要素生產(chǎn)率增長存在較大差距。中部地區(qū)省份的糧食全要素生產(chǎn)率以2.5%年均增速居于首位，東部地區(qū)其次為2.1%，西部地區(qū)最低為-1.9%。盡管三個區(qū)域?qū)崿F(xiàn)了糧食產(chǎn)量的增長，但是西部地區(qū)主要依靠生產(chǎn)投入的增加帶動糧食產(chǎn)量的增長，并沒有實現(xiàn)中部與東部省份依靠效率的提高帶動糧食產(chǎn)量增長的方式。從技術(shù)利用效率來看，中部地區(qū)省份的技術(shù)利用效率高于東部省份，更遠(yuǎn)高于西部地區(qū)省份，西部地區(qū)省份技術(shù)利用效率處于衰退狀態(tài)，技術(shù)使用效率年均下降1.2%。從技術(shù)進步的角度看，中部和東部省份擁有經(jīng)濟資源和科技資源優(yōu)勢，技術(shù)進步速度為2.2%，與西部省份增速相比差距明顯。西部地區(qū)糧食生產(chǎn)技術(shù)出現(xiàn)整體倒退，導(dǎo)致其糧食全要素生產(chǎn)率不斷下降，這里的技術(shù)衰退并不是指新種子、新型化肥等科學(xué)技術(shù)推動的技術(shù)發(fā)生退步，而是農(nóng)戶在糧食生產(chǎn)中的“干中學(xué)”出現(xiàn)退步，即農(nóng)戶在糧食生產(chǎn)中并沒有產(chǎn)生知識積累，反而卻發(fā)生生產(chǎn)技術(shù)遺忘。

從時間角度來看，在2003～2006年間糧食全要素生產(chǎn)率增長較慢的西部與中部、東部的差距表現(xiàn)為擴大態(tài)勢，而在2007年之后好轉(zhuǎn)并在以后的年份里保持較小差距。不難發(fā)現(xiàn)，2007年之后西部地區(qū)的技術(shù)效率增長率與東、中部保持微弱的差距，是提升其糧食全要素生產(chǎn)率的主要原因。這表明，西部地區(qū)對現(xiàn)有糧食生產(chǎn)技術(shù)的利用效率得到了有效的改進。從糧食全要素生產(chǎn)率增長的波動來看，西部地區(qū)的波動較大，東部和中部波動較小，這主要是西部地區(qū)的技術(shù)進步速度波動較大所導(dǎo)致，如何穩(wěn)步推進西部糧食生產(chǎn)的技術(shù)進步應(yīng)該引起西部省份的重視。

表2 糧食主產(chǎn)區(qū)各省糧食全要素生產(chǎn)率與分解的時空差異分析

2.4 省際分析

不同省份之間的糧食全要素生產(chǎn)率差異較大。其中，河北省和山東省的糧食全要素生產(chǎn)率增長速度最快，湖南和黑龍江的增速略慢于前兩個省份，安徽與河南的糧食全要素增長率勉強達到糧食主產(chǎn)區(qū)糧食全要素生產(chǎn)率增速的平均水平。值得關(guān)注的是湖北、江西、內(nèi)蒙古、四川和吉林五個省份糧食全要素生產(chǎn)率增速較慢，尤其是排在最后的內(nèi)蒙古、四川和吉林三省，糧食全要素生產(chǎn)率處于退步狀態(tài)。究其原因，主要是技術(shù)使用利用效率一直處于衰退狀態(tài)中，應(yīng)該加強這三個省份農(nóng)民糧食種植技術(shù)方面的推廣。

表3 2003～2011年糧食主產(chǎn)區(qū)各省糧食全要素生產(chǎn)率增長及分解

2.5 糧食直補對糧食全要素生產(chǎn)率影響分析

本文使用我國糧食主產(chǎn)區(qū)的數(shù)據(jù)，在這里可以看作是一個總體，在這種情況下使用固定效應(yīng)模型更合理（Hsiao，2002）。此外，在F檢驗和Hanuman檢驗中，再次確定應(yīng)該選擇個體固定效應(yīng)模型。在估計模型參數(shù)之前，進行F-ADF檢驗分析數(shù)據(jù)是否存在非平穩(wěn)的可能性，進而避免偽回歸問題，結(jié)果顯示數(shù)據(jù)平穩(wěn)。隨后，實證數(shù)據(jù)通過協(xié)整檢驗，說明變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。使用個體固定效應(yīng)模型對方程（6）、（7）和（8）進行初步的估計，得到如表3所示的模型回歸結(jié)果。其中第1—2列、3—4列和5—6列分別是針對糧食效率改進指數(shù)、糧食生產(chǎn)技術(shù)進步指數(shù)和糧食全要素生產(chǎn)率增長指數(shù)的估計結(jié)果。在第1、3和5中沒有加入控制變量，而在第2、4和6中加入控制變量。第一列中，糧食直補的估計系數(shù)顯著為負(fù)，表明糧食直補金額高的時期糧食效率改進的速度會下降，而糧食直補金額小時則會上升。為了查證這種關(guān)系是否源于其它因素，需要與第2列中加入控制變量的估計結(jié)果進行對比，不難發(fā)現(xiàn)，在控制了農(nóng)田水利和農(nóng)村發(fā)展等因素后，糧食補貼對效率改進的影響的負(fù)影響更加顯著。第3、4列是針對糧食生產(chǎn)技術(shù)進步指數(shù)的估計結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)在未加入控制變量的第三列中，糧食補貼的影響顯著為正，在加入控制變量之后，糧食補貼的估計系數(shù)依然為正且顯著?？梢钥闯觯Z食直補的金額越高對技術(shù)進步的影響越大，促進糧食生產(chǎn)技術(shù)的進步的效果越好。第5、6列是針對糧食直補對糧食全要素生產(chǎn)效率變化的估計結(jié)果。從第五列結(jié)果來看，糧食補貼與生產(chǎn)效率變化之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，這一結(jié)果在加入了控制變量后，影響程度有所減小。如前所述，根據(jù)公式5，全要素生產(chǎn)率指數(shù)是效率改進指數(shù)與技術(shù)進步指數(shù)的幾何乘積，生產(chǎn)效率變化是效率改進與技術(shù)進步的綜合反映。糧食直補對效率改進的負(fù)向影響程度要大一些，超過對技術(shù)進步的影響，在二者的共同作用下體現(xiàn)為與糧食全要素生產(chǎn)率增長的負(fù)向聯(lián)系。

糧食補貼對效率改進指數(shù)的影響是負(fù)向關(guān)系的結(jié)果似乎與糧食直補通過增加種糧農(nóng)民收入產(chǎn)生的激勵效應(yīng)相違背。一般情況認(rèn)為在激勵效應(yīng)的作用下，糧食補貼對效率改進指數(shù)和技術(shù)進步指數(shù)起到的作用應(yīng)該是正向的，糧食直補資金能夠提高農(nóng)民的收入，增加農(nóng)民種糧的積極性，進而付出更多的努力“精耕細(xì)作”，提升已有糧食生產(chǎn)技術(shù)的使用效率。然而，通過研究發(fā)現(xiàn)糧食補貼在影響效率改進指數(shù)方面，除了具有激勵效應(yīng)，還應(yīng)具有“擠出效應(yīng)”?！皵D出效應(yīng)”是指農(nóng)民將有限的優(yōu)勢資源給予非糧食作物，而將劣等資源用于糧食生產(chǎn)。產(chǎn)生這一結(jié)果的原因在于，在糧食直補政策的影響下，農(nóng)民為了獲取更多的經(jīng)濟利益，將有限耕地中肥力較高的土地用于種植經(jīng)濟作物，將肥力較低的土地用于種植糧食作物，雖然無法得到較高的糧食產(chǎn)量但可以獲得糧食直補。這種農(nóng)民自發(fā)的“擠出效應(yīng)”使得現(xiàn)有糧食生產(chǎn)技術(shù)在劣等土地上，無法發(fā)揮應(yīng)有的效果，導(dǎo)致糧食補貼與效率改進指數(shù)之間的負(fù)向關(guān)系。

表4 糧食直補對糧食全要素生產(chǎn)率增長指數(shù)影響

3 結(jié)論與政策建議

通過本文研究主要結(jié)論如下：（1）2003～2011年間主產(chǎn)區(qū)糧食全要素生產(chǎn)率處于緩慢增長的狀態(tài)，糧食生產(chǎn)技術(shù)進步的提升是其增長的主要驅(qū)動因素，而糧食生產(chǎn)技術(shù)使用效率的下降阻礙糧食生產(chǎn)效率的提升。從東中西部區(qū)域?qū)Ρ葋砜矗Z食主產(chǎn)區(qū)的東部省份糧食生產(chǎn)效率最高，中部稍稍落后，而西部則處于生產(chǎn)效率倒退的不利狀況中。（2）在“擠出效應(yīng)”的影響下，糧食直補對糧食生產(chǎn)技術(shù)使用效率是負(fù)向影響，而在激勵作用的影響下其對糧食生產(chǎn)技術(shù)進步的影響為正向，在兩種效應(yīng)綜合作用下，糧食直補對糧食全要素生產(chǎn)率影響為抑制性，這一結(jié)果在加入控制變量后，依然顯著。

從糧食直補對糧食生產(chǎn)效率的影響來看，我們應(yīng)該強化糧食直補的激勵效應(yīng)，弱化“擠出效應(yīng)”。因此，為推進糧食主產(chǎn)區(qū)的糧食生產(chǎn)效率的提升，糧食直補政策應(yīng)進行以下調(diào)整：

（1）建立糧食主產(chǎn)區(qū)動態(tài)補償機制。在糧食主產(chǎn)區(qū)糧食補償實施的過程中，由于農(nóng)戶在信息的獲取中處于劣勢地位，其在未能直接感受種糧補償?shù)娘@性增長的情況下，會衡量種糧與其他行為決策的當(dāng)時收益水平，選擇獲取收益高的經(jīng)營方式，而在國內(nèi)糧食主產(chǎn)區(qū)現(xiàn)階段執(zhí)行的補償標(biāo)準(zhǔn)下，種糧的收益明顯低于同等條件下種植經(jīng)濟作物或發(fā)展果蔬的收益，也低于務(wù)工的收益，這使得種糧農(nóng)戶群體的總體數(shù)量呈現(xiàn)遞減的趨勢，從保障國家糧食安全的角度來看，這種情況將會影響國家糧食供銷和儲備的長期穩(wěn)定。因此，為保障國家糧食安全，實現(xiàn)糧食主產(chǎn)區(qū)糧食產(chǎn)量增加與種糧農(nóng)戶收益同步提高，國家和糧食主產(chǎn)區(qū)地方政府必須采取有效的措施促進動態(tài)補償機制的有效實施。

（2）在糧食直補過程中不斷探索有效的糧食直補資金同糧食生產(chǎn)掛鉤機制，可以使生產(chǎn)糧食多的農(nóng)民獲得較多的糧食直補資金，以保護農(nóng)民生產(chǎn)糧食的積極性。同時，在政策實施過程中，為滿足國民經(jīng)濟的需求，可以對不同糧食品種設(shè)立不同的售糧補貼標(biāo)準(zhǔn)，如在黑龍江、吉林和遼寧等省份水稻是我國居民生活中喜愛的口糧，可以對其設(shè)立較高的補貼金額，以鼓勵農(nóng)戶生產(chǎn)。

（3）擴大對提供商品糧農(nóng)戶的補貼金額額度。將商品糧和非商品糧補貼標(biāo)準(zhǔn)予以區(qū)別，不僅能強化糧食主產(chǎn)區(qū)商品糧輸出的重要作用，同時也能起到激勵農(nóng)民提高生產(chǎn)效率，提高糧食產(chǎn)量的作用。

（4）簡化補貼種類。糧食主產(chǎn)區(qū)地方政府可根據(jù)實際情況將現(xiàn)有的四種補貼融合為一體，即將針對種糧農(nóng)戶實行的農(nóng)民直接補貼、良種補貼、農(nóng)機具購置補貼和農(nóng)資綜合補貼融為一體，建立糧食直接補償基金。在綜合考慮農(nóng)戶糧食產(chǎn)量、當(dāng)期CPI指數(shù)水平、種糧成本變動水平等因素的基礎(chǔ)上實行動態(tài)補償，直接針對種糧農(nóng)戶，補償條目簡單清晰，方便糧食產(chǎn)區(qū)基層組織操作，便于農(nóng)戶理解并做出行為反饋。

（5）提高補償標(biāo)準(zhǔn)，明確補償依據(jù)。為提高糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶選擇種糧行為的比例，對種糧農(nóng)戶的利益補償標(biāo)準(zhǔn)應(yīng)能保證農(nóng)戶種糧的收益不低于從事經(jīng)濟作物種植或務(wù)工所獲取的收益，若種糧補償?shù)陀谄渌?jīng)濟行為的收益，農(nóng)戶會做出不種糧，改種經(jīng)濟作物或果蔬的理性選擇。因此，糧食補償?shù)臉?biāo)準(zhǔn)必須經(jīng)過科學(xué)的核定，具有吸引力，補償?shù)囊罁?jù)也需做出相應(yīng)的調(diào)整，實行以糧食出售量為依據(jù)的方式，由財政和糧食儲備部門聯(lián)合印制糧食收購統(tǒng)一票據(jù)，憑票據(jù)結(jié)算，補貼到人。

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