基于Hicks-Moorsteen指數(shù)法的我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率測(cè)算及收斂性

程長(zhǎng)林，任愛勝，王永春，王國(guó)剛，修文彥

(1.中國(guó)農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與發(fā)展研究所，北京 100081；2.中國(guó)農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)信息研究所，北京 100081；3.中國(guó)綠色食品發(fā)展中心，北京 100081)

農(nóng)業(yè)是我國(guó)的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，農(nóng)業(yè)的發(fā)展是經(jīng)濟(jì)賴以平穩(wěn)、健康運(yùn)行的先決條件。我國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)改革以來農(nóng)業(yè)發(fā)展速度迅猛，取得了巨大的成就，以占全球不足10%的農(nóng)地保障了超過世界20%人口的基本生活需求。我國(guó)農(nóng)業(yè)保質(zhì)增產(chǎn)的主要?jiǎng)恿碜杂?個(gè)方面：一方面是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)量增加的貢獻(xiàn)，另一方面是要素使用率即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的進(jìn)步和生產(chǎn)效率的提高對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展的促進(jìn)作用。前者屬于粗放農(nóng)業(yè)發(fā)展的模式，不符合我國(guó)現(xiàn)階段資源約束的國(guó)情；后者應(yīng)屬于集約型農(nóng)業(yè)發(fā)展的核心，對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。隨著我國(guó)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的提高，農(nóng)業(yè)科學(xué)技術(shù)的大力推廣與應(yīng)用，農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)始終處于上升且收斂之勢(shì)。然而，在經(jīng)濟(jì)學(xué)中全要素生產(chǎn)率是衡量農(nóng)業(yè)發(fā)展貢獻(xiàn)大小的標(biāo)志，全要素生產(chǎn)率越高，對(duì)技術(shù)進(jìn)步、效率增加的依賴度就越高，從而實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)發(fā)展方式的目標(biāo)。全要素生產(chǎn)率是衡量生產(chǎn)單位在生產(chǎn)過程中單位總投入上總產(chǎn)量的生產(chǎn)率指標(biāo)，即總產(chǎn)量與全部要素投入量之比，產(chǎn)出增長(zhǎng)率超出加權(quán)要素投入增長(zhǎng)率的剩余部分就是TFP增長(zhǎng)率[1]。新古典增長(zhǎng)理論是以生產(chǎn)者行為最優(yōu)為條件，以技術(shù)完全效率為假設(shè)，忽略了實(shí)際生產(chǎn)中存在的效率損失。因此，應(yīng)提倡放松或修正完全效率假設(shè)，對(duì)技術(shù)進(jìn)步與技術(shù)效率進(jìn)行區(qū)分。以DEA為主流的非參數(shù)前沿指數(shù)法和以隨機(jī)前沿函數(shù)為代表的參數(shù)前沿指數(shù)法，在現(xiàn)有的研究方法中應(yīng)用率較高，但DEA前沿指數(shù)法和隨機(jī)前沿函數(shù)法都存在各自的局限性。如隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)必須嚴(yán)格遵守預(yù)設(shè)生產(chǎn)函數(shù)的具體形式和非效率項(xiàng)的統(tǒng)計(jì)分布，此外，這種方法僅適用于單投入單產(chǎn)出或多投入單產(chǎn)出的情形，不能處理多投入多產(chǎn)出的情形；而且隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)法只適用于大樣本數(shù)據(jù)，相反對(duì)小樣本數(shù)據(jù)的估計(jì)結(jié)果會(huì)產(chǎn)生較大的誤差[2]。Farrell在對(duì)英國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的研究中開創(chuàng)性地應(yīng)用前沿衡量的方法測(cè)算生產(chǎn)效率。到20世紀(jì)90年代，生產(chǎn)前沿函數(shù)逐漸引入到全要素生產(chǎn)的研究中，從非參數(shù)前沿法到參數(shù)前沿法，不斷得到完善和補(bǔ)充。阿爾斯通等運(yùn)用非參數(shù)的 DEA-Malmquist 生產(chǎn)率指數(shù)法對(duì)美國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率進(jìn)行估算。李谷成利用隨機(jī)前沿函數(shù)模型分析湖北省農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與技術(shù)效率變化對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響[2]。趙蕾等對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的研究不僅局限于TFP增長(zhǎng)率的測(cè)算，同時(shí)對(duì)TFP增長(zhǎng)的收斂性作了進(jìn)一步檢驗(yàn)[1]。而本研究結(jié)合已有文獻(xiàn)，對(duì)比Malmquist指數(shù)法的特點(diǎn)和存在的不足，改進(jìn)非參數(shù)法前沿分析模型，采用Hicks-Moorsteen指數(shù)法對(duì)全要素生產(chǎn)率(TFP)進(jìn)行分析，放松了希克斯技術(shù)中性、規(guī)模收益不變等假設(shè)要求，不用考慮生產(chǎn)函數(shù)的具體形式，且對(duì)我國(guó)TFP重新分解，以便更加接近農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的實(shí)際情況。

1 Hicks-Moorsteen指數(shù)及分解方法

Hicks-Moorsteen是Malmquist全要素生產(chǎn)率分解指數(shù)的補(bǔ)充和擴(kuò)展，彌補(bǔ)了規(guī)模報(bào)酬可變情況下的有偏且分解不完整的缺陷，在不考慮生產(chǎn)者行為效果、規(guī)模報(bào)酬等假設(shè)條件下，測(cè)量多投入多產(chǎn)出的全要素生產(chǎn)率的變化及實(shí)現(xiàn)技術(shù)的多重效率分解。經(jīng)過國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界對(duì)全要素生產(chǎn)率多年的研究，TFP指數(shù)主要包括Laspeyres指數(shù)、Paasche指數(shù)、Fisher指數(shù)、Tornqvist指數(shù)以及Malmquist指數(shù)[4-7]。O’Donnell針對(duì)Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)所存在的可變規(guī)模報(bào)酬下估計(jì)的有偏性及要素分解的不完整性等固有缺陷，以Malmquist產(chǎn)出數(shù)量指數(shù)和Malmquist投入數(shù)量指數(shù)的比值重新定義了生產(chǎn)率指數(shù)，并將其命名為Hicks-Moorsteen生產(chǎn)率指數(shù)。

1.1 Hicks-Moorsteen指數(shù)的構(gòu)建

O’Donnell對(duì)Malmquist指數(shù)進(jìn)行了改進(jìn)，具體如下：

(1)

式中：Ymt、Xmt分別表示廠商m在t時(shí)期的總產(chǎn)出和總投入；Ymt、Xmt都是非負(fù)、非遞減的線性齊次聚合函數(shù)[3]。

(2)

式中：Ymt,is表示產(chǎn)出量指數(shù)；Xmt,is表示投入量指數(shù)。

(3)

其中，

(4)

(5)

由公式(3)得出來的投入和產(chǎn)出總和函數(shù)為：

(6)

由公式(4)可知，Malmquist投入指數(shù)和產(chǎn)出指數(shù)分別如下。

Malquist投入指數(shù)(Malquist input quantity index)：

(7)

Malmquist產(chǎn)出指數(shù)(Malmquist output quantity index)：

(8)

按照O’Donne提出的對(duì)Hicks-Moorsteen指數(shù)的定義，將Malmquist產(chǎn)出指數(shù)與Malmquist投入指數(shù)之比得出來的生產(chǎn)率指數(shù)，并將其命名為Hicks-Moorsteen指數(shù)。因此公式(5)與公式(4)的比值即為

(9)

1.2 Hicks-Moorsteen指數(shù)的分解

O’Donnell在對(duì)Malquist指數(shù)的改進(jìn)中將TFP指數(shù)為技術(shù)進(jìn)步和五大效率指數(shù)(純技術(shù)效率、組合效率、規(guī)模效率、殘余規(guī)模效率、殘余組合效率)，公式表示為：

(10)

經(jīng)分解得到5個(gè)具體的效率，分別為純技術(shù)效率(technical efficiency，TE)、組合效率(mix efficiency，ME)、規(guī)模效率(scale efficiency，SE)、殘余規(guī)模效率(Residual Scale Efficiency)、殘余組合效率(residual mix efficiency，RME)。本研究從投入和產(chǎn)出2個(gè)導(dǎo)向分別對(duì)全要素生產(chǎn)效率中效率變化(TFPE)進(jìn)行分解，分解路徑如下：

式中：OTE表示產(chǎn)出導(dǎo)向的技術(shù)效率；OME表示產(chǎn)出導(dǎo)向的配置效率；ROSE表示產(chǎn)出導(dǎo)向的殘余規(guī)模效率；OSE表示產(chǎn)出導(dǎo)向的規(guī)模效率；OSME表示產(chǎn)出導(dǎo)向的規(guī)模配置效率；RME表示殘余配置效率。

其中，投入導(dǎo)向與產(chǎn)出導(dǎo)向分解出的殘余配置效率RME是在投入和產(chǎn)出配置同時(shí)發(fā)生變化而得到的分解變量，因此不作投入與產(chǎn)出導(dǎo)向上的區(qū)分。產(chǎn)出導(dǎo)向的純技術(shù)效率(OTE)測(cè)算的是現(xiàn)有生產(chǎn)可行技術(shù)下組合投入、組合產(chǎn)出和投入水平均保持不變情形下實(shí)際產(chǎn)出和潛在產(chǎn)出的距離；產(chǎn)出導(dǎo)向的純規(guī)模效率(OSE)測(cè)算的是現(xiàn)有生產(chǎn)可行技術(shù)下組合投入和組合產(chǎn)出均保持不變而投入水平可變情形下技術(shù)有效時(shí)TFP和最大化TFP之間的距離；殘余組合效率(RME)測(cè)算的是組合投入、組合產(chǎn)出和投入水平均可變情形下現(xiàn)有生產(chǎn)可行技術(shù)下最大化TFP和未來生產(chǎn)可行技術(shù)下最大化TFP之間的距離。以上3種效率可分別用總合產(chǎn)出和總合投入加以表達(dá)，如公式(13)所示。

TFPE衡量的是現(xiàn)有生產(chǎn)技術(shù)條件下已測(cè)得的TFP和未來生產(chǎn)條件下估計(jì)預(yù)測(cè)的最大化的TFP之間的距離。對(duì)TFPE效率分解的具體方法與路徑在圖像中表示更加形象化、可視化。結(jié)合公式(9)可知，Hicks-Moorsteen生產(chǎn)效率指數(shù)按照不同的分解路徑，最終的分解公式如公式(13)、公式(14)、公式(15)所示。

TFPHM=TFP*×OTE×OME×ROSE；

(13)

(14)

(15)

按照公式(14)、公式(15)TFPE中分解的結(jié)果，分解為純技術(shù)效率、組合效率和殘余規(guī)模效率或純技術(shù)效率、純規(guī)模效率和殘余組合效率或純技術(shù)效率3個(gè)部分。由于投入導(dǎo)向的Hicks-moorsteen指數(shù)分解步驟與產(chǎn)出導(dǎo)向的Hicks-Moorsteen指數(shù)分解步驟一致，對(duì)投入導(dǎo)向的Hicks-Moorsteen指數(shù)對(duì)TFP效率分解，可參考產(chǎn)出導(dǎo)向的Hicks-Moorsteen指數(shù)分解過程。由此可知，Hicks-Moorsteen指數(shù)在新的測(cè)算和分解結(jié)構(gòu)中，全要素生產(chǎn)率=技術(shù)進(jìn)步(技術(shù)追趕)×效率變化率變動(dòng)=技術(shù)進(jìn)步(技術(shù)追趕)×規(guī)模效率×殘余組合效率=技術(shù)進(jìn)步(技術(shù)追趕)×組合效率×殘余規(guī)模效率。通過對(duì)TFP的要素分解和效率分解，Hicks-Moorsteen指數(shù)合理地避免了Hicks技術(shù)非中性及規(guī)模收益可變的假設(shè)條件，不用像隨機(jī)前沿函數(shù)法(SFA)一樣考慮具體的函數(shù)形式及參數(shù)估計(jì)的準(zhǔn)確性，同時(shí)能夠更加徹底地對(duì)TFP進(jìn)行效率分解，分解為更具體的效率單元，具有一舉三得的優(yōu)勢(shì)。

1.3 投入產(chǎn)出指標(biāo)的選取與說明

根據(jù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中投入產(chǎn)出的特征以及對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)各環(huán)節(jié)生產(chǎn)要素投入的重要性以及農(nóng)業(yè)產(chǎn)出統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的全面性與可獲得性，本研究以廣義農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值(1980年不變價(jià)格)作為農(nóng)業(yè)產(chǎn)出指標(biāo)，包括農(nóng)、林、漁、牧產(chǎn)值，主要是因?yàn)榭梢耘c農(nóng)業(yè)投入統(tǒng)計(jì)口徑保持一致，因?yàn)楝F(xiàn)有投入口徑中農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、機(jī)械投入、役畜等都是廣義農(nóng)業(yè)口徑。

農(nóng)業(yè)投入指標(biāo)涵蓋了勞動(dòng)投入、土地投入、農(nóng)業(yè)機(jī)械投入、化肥投入、畜牧養(yǎng)殖投入、灌溉投入等6個(gè)方面。

1.3.1 勞動(dòng)投入 以從事種植、林業(yè)、畜牧、漁業(yè)的勞動(dòng)力人數(shù)，不包括農(nóng)村從事二、三產(chǎn)勞動(dòng)的勞動(dòng)力，此外，考慮到各省(市、區(qū))農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力存在素質(zhì)的異質(zhì)性，選取人力資本變量(H)來對(duì)勞動(dòng)力素質(zhì)加以區(qū)分，并和勞動(dòng)力投入變量(L)一起構(gòu)成勞動(dòng)力放大型的以效率單位測(cè)度的勞動(dòng)力投入[6]。

1.3.2 土地投入 根據(jù)現(xiàn)有統(tǒng)計(jì)資料提供的數(shù)據(jù)，農(nóng)作物播種面積總和代表廣義農(nóng)業(yè)中農(nóng)林牧漁業(yè)中所使用的土地總面積，即以狹義農(nóng)業(yè)土地投入面積替代廣義農(nóng)業(yè)土地投入面積，與用可耕土地面積相比更能從數(shù)據(jù)中體現(xiàn)農(nóng)業(yè)用地的實(shí)際使用效率，避免農(nóng)耕土地中復(fù)種、棄耕、休耕等符合我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)國(guó)情的常見現(xiàn)象。

1.3.3 農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力 統(tǒng)計(jì)用于耕地、灌溉、收獲、農(nóng)業(yè)運(yùn)輸、農(nóng)業(yè)保護(hù)維護(hù)機(jī)械、林業(yè)、漁業(yè)及其他農(nóng)業(yè)機(jī)械，計(jì)算上述用于農(nóng)、林、牧、漁業(yè)的農(nóng)業(yè)機(jī)械用途的各種動(dòng)力總和，并以此作為農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力的指標(biāo)，但是該指標(biāo)統(tǒng)計(jì)中不包括專門用于鄉(xiāng)鎮(zhèn)、村組辦工業(yè)、基本建設(shè)、非農(nóng)業(yè)運(yùn)輸、科學(xué)試驗(yàn)和教學(xué)等非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方面用的機(jī)械和作業(yè)機(jī)械。

1.3.4 化肥投入 按折純量計(jì)算，對(duì)用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中化肥施用量，包括氮肥、鉀肥、磷肥、復(fù)合肥等投入量反映農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的物質(zhì)投入。

1.3.5 畜牧養(yǎng)殖投入 通過選取各省(市、區(qū))擁有的大牲畜數(shù)量及養(yǎng)殖中農(nóng)用牲畜數(shù)量來衡量，其中農(nóng)用牲畜是指大牲畜在實(shí)際的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)中用于農(nóng)、林、牧、漁的要素。

1.3.6 農(nóng)業(yè)灌溉投入量 以各地區(qū)年度實(shí)際有效灌溉面積為統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，計(jì)算灌溉工程、灌溉設(shè)備投入及用于正常灌溉的水田和水澆地面積的綜合(以萬(wàn)hm2為單位)。

本研究選取的樣本數(shù)據(jù)均來自我國(guó)30個(gè)省(市、區(qū))1990—2011年的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)數(shù)據(jù)，源于《中國(guó)農(nóng)業(yè)年鑒》《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《全國(guó)農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編》《中國(guó)畜牧業(yè)年鑒》及我國(guó)30個(gè)省(市、區(qū))的地方統(tǒng)計(jì)年鑒。在處理數(shù)據(jù)上考慮到西藏自治區(qū)特殊的政治經(jīng)濟(jì)地位、資源稟賦條件和數(shù)據(jù)可得性以及Hicks-Moorsteen指數(shù)法對(duì)異常數(shù)據(jù)的敏感性，本研究實(shí)證框架不包括西藏自治區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入與產(chǎn)出效率。

2 實(shí)證分析

根據(jù)公式(13)、公式(14)，首先通過O’Donnell提出的DPIN軟件處理基于產(chǎn)出導(dǎo)向的非參數(shù)Hicks-Moorsteen指數(shù)法測(cè)算我國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率指數(shù)并對(duì)農(nóng)業(yè)全要素效率進(jìn)行分解。具體測(cè)算結(jié)果見表1。

2.1 全要素生產(chǎn)率(TFP)

從整體趨勢(shì)來看，我國(guó)農(nóng)業(yè)全要素變化的波動(dòng)特征與我國(guó)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的實(shí)際情況相吻合，基本符合我國(guó)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)階段和波峰波谷變化的規(guī)律。1991—2012年我國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率由1991年的0.996 5增加到2012年的1.213 3，共經(jīng)歷了3個(gè)波峰波谷周期，第一個(gè)波動(dòng)周期為1991—1997年；第二階段為1997—2007年；第三階段為2007—2012年。第一階段中，全要素增長(zhǎng)率主要來自技術(shù)進(jìn)步與效率變化中的殘余產(chǎn)出效率，尤其在1994—1997年的回落期中效率變化的主要貢獻(xiàn)來自純效率變化。在第二個(gè)波峰波谷周期中，制約農(nóng)業(yè)全要素增長(zhǎng)率的主要因素包括較低的殘余產(chǎn)出效率和純技術(shù)效率，其中2006—2007年農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)貢獻(xiàn)最大的效率成分為效率變化。第三階段中，全要素生產(chǎn)率的快速上升由2個(gè)部分力量構(gòu)成：一是技術(shù)進(jìn)步給全要素生產(chǎn)率帶來的基礎(chǔ)作用，二是主要來自效率變化，特別是殘余產(chǎn)出效率與純技術(shù)效率。就全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率而言，增長(zhǎng)高速期與回落高速期貢獻(xiàn)率最大的因素為技術(shù)進(jìn)步、效率變化的綜合因素與效率變化因素。同時(shí)，在全要素生產(chǎn)率穩(wěn)定時(shí)期，技術(shù)進(jìn)步是其最大的貢獻(xiàn)者，在農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率變動(dòng)期，無(wú)論是增大還是減少，皆與效率變動(dòng)有關(guān)，正是由于效率的率先變動(dòng)才使得全要素生產(chǎn)率實(shí)現(xiàn)劇烈變動(dòng)，說明隨著科技進(jìn)步在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的應(yīng)用，純技術(shù)效率仍然是我國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率快速提高的關(guān)鍵。

表1 Hicks-Moorsteen指數(shù)的TFP效率分解

2.2 技術(shù)進(jìn)步變化(TFP*)

我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中技術(shù)進(jìn)步不同于工業(yè)部門或服務(wù)部門發(fā)展的特征，1991—2007年長(zhǎng)期處于略微下降的狀態(tài)，2008—2012年開始恢復(fù)上升。2012年技術(shù)進(jìn)步指數(shù)為1.097 2，與1991年技術(shù)進(jìn)步指數(shù)相比幾乎持平。從總體變動(dòng)趨勢(shì)來看，1991—1993年我國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步指數(shù)處于下降之勢(shì)，而1993—1994年隨即出現(xiàn)反彈，隨后技術(shù)進(jìn)步指數(shù)持續(xù)下降，直到2006年出現(xiàn)短暫上升。據(jù)測(cè)算結(jié)果顯示，2007—2008年技術(shù)進(jìn)步指數(shù)是距今為止最后1個(gè)下降階段，并在2008年達(dá)到最低點(diǎn)，此后技術(shù)進(jìn)步指數(shù)實(shí)現(xiàn)“四連增”。盡管技術(shù)進(jìn)步指數(shù)經(jīng)歷了長(zhǎng)期的緩慢下降和近期的快速增長(zhǎng)，但從整體上看，技術(shù)進(jìn)步指數(shù)值都在1以上，并起到積極的作用。結(jié)合我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展的實(shí)際來看，1991年我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展一片紊亂，農(nóng)業(yè)機(jī)械、化肥投入、農(nóng)業(yè)人力投入逐年下降，而這一時(shí)期技術(shù)進(jìn)步指數(shù)普遍變壞的趨勢(shì)成為阻礙農(nóng)業(yè)發(fā)展的主要因素。因此，隨著技術(shù)進(jìn)步在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中速度的減緩，我國(guó)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高越來越依賴于物質(zhì)要素投入的增加。直至2003年國(guó)家正式提出解決三農(nóng)問題，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步指數(shù)開始明顯提高。但由于技術(shù)投入及技術(shù)推廣在實(shí)際應(yīng)用中具有一定的時(shí)滯性，并且受技術(shù)更替周期等因素的影響，技術(shù)進(jìn)步在長(zhǎng)期內(nèi)未能實(shí)現(xiàn)“翻身”。

2.3 技術(shù)效率變化(TFPE)

1991—2012年我國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率變化呈先升后降的趨勢(shì)，1991—1992年技術(shù)效率變化指數(shù)由0.882 8增長(zhǎng)到 1.030 2；此后農(nóng)業(yè)技術(shù)效率變動(dòng)開始下滑，1995年下降到最低，為0.892 8。1996—2007年我國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率變化指數(shù)實(shí)現(xiàn)平穩(wěn)過渡，維系著技術(shù)效率變化對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。就農(nóng)業(yè)技術(shù)效率變化組成要素而言，技術(shù)效率由純技術(shù)效率(OTE)、組合效率(OME)、殘余產(chǎn)出效率(ROSE)組成。在技術(shù)效率的周期變化中，效率要素同樣呈現(xiàn)出各自的特點(diǎn)。首先就純技術(shù)效率而言，在時(shí)間上的變化規(guī)律與技術(shù)效率變化規(guī)律幾乎達(dá)成一致性，意味著純技術(shù)效率是技術(shù)效率變化的根本。因此，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的任何時(shí)期，提高技術(shù)效率的首要措施應(yīng)當(dāng)從提高純技術(shù)效率入手。與純技術(shù)效率相比，殘余產(chǎn)出效率在1991—2012年變化起伏較大，1991—1993年殘余產(chǎn)出效率先降后升，直到1997年殘余產(chǎn)出效率指數(shù)全面進(jìn)入起伏期，從而導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)全要素生產(chǎn)率劇烈波動(dòng)。最后，1991—2012年組合效率指數(shù)變化趨勢(shì)與殘余產(chǎn)出效率指數(shù)恰恰相反，變化相對(duì)穩(wěn)定。從整體上看，組合效率阻礙了技術(shù)效率長(zhǎng)時(shí)期的提高，是技術(shù)效率組成中最低的部分，造成一定的效率損失。

3 我國(guó)農(nóng)業(yè)TFP效率的收斂性檢驗(yàn)

經(jīng)濟(jì)學(xué)中的收斂性是指遵循投入要素邊際產(chǎn)出遞減規(guī)律的條件下，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度高于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的地區(qū)，即落后地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)向發(fā)達(dá)地區(qū)趕超，最終達(dá)到均衡的狀態(tài)[8]。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性一般分為4種，即α收斂、絕對(duì)β收斂、條件β收斂、俱樂部收斂。α收斂被定義為不同地區(qū)之間人均產(chǎn)出或居民收入差距度隨時(shí)間的變化而逐漸降低，通常采用基尼系數(shù)、Theil指數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差指數(shù)和變異系數(shù)進(jìn)行分析，從而直觀地反映地區(qū)間的差異是否縮小[9-12]。β收斂被定義為基期人均產(chǎn)出較低個(gè)體的人均產(chǎn)出增長(zhǎng)率高于基期人均產(chǎn)出較高的個(gè)體，體現(xiàn)了落后的經(jīng)濟(jì)個(gè)體向發(fā)達(dá)的經(jīng)濟(jì)個(gè)體的追趕過程。Barroetal提出的檢驗(yàn)β收斂的方程為：

(16)

式中：m表示地區(qū)；i、i+t分別表示基期與末期的時(shí)間點(diǎn)；t表示觀測(cè)時(shí)間跨度；Ym，i、Ym，i+t分別表示m地區(qū)i單位在基期與末期的不同產(chǎn)出；β表示收斂域。

如果β>0，則表現(xiàn)為絕對(duì)β收斂，地區(qū)間收入產(chǎn)出差距將會(huì)逐步縮小，意味著不同地區(qū)最終將收斂于相同的穩(wěn)態(tài)水平；如果方程中引入其他有關(guān)控制變量(如人力資本、管理水平、基礎(chǔ)設(shè)施水平等)之后β>0，則地區(qū)間投入產(chǎn)出差距表現(xiàn)為條件β收斂，說明不同地區(qū)由于自身?xiàng)l件的差異，最終會(huì)收斂于各自的穩(wěn)態(tài)水平。

3.1 α收斂檢驗(yàn)

本研究考慮變異系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差來檢驗(yàn)我國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的α收斂。其中，變異系數(shù)CV=D/TFP*，D為生產(chǎn)率指數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差，TFP*為觀測(cè)到的農(nóng)業(yè)TFP的平均值。根據(jù)上述估計(jì)結(jié)果，計(jì)算1991—2012年中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率指數(shù)的變異系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差(圖1)。

由圖1可知，1991—2012年變異系數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差總體上都表現(xiàn)出逐漸增加的趨勢(shì)，表明我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率不存在α收斂。盡管在觀測(cè)時(shí)間段內(nèi)個(gè)別年份的變異系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差有所下降，表現(xiàn)出一定的收斂性，但這種趨勢(shì)持續(xù)時(shí)間較短，從長(zhǎng)期來看可忽略不計(jì)。另外，個(gè)別年份的標(biāo)準(zhǔn)差如2003、2007年呈現(xiàn)顯著增加，表現(xiàn)出很強(qiáng)的發(fā)散性，考慮到干擾因素的影響及現(xiàn)象不存在普遍性，不予以考慮。

3.2 收斂檢驗(yàn)

(17)

式中：TFP表示m地區(qū)在i與i+t期間的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率；t表示觀測(cè)時(shí)間跨度；a、b表示收斂待估參數(shù)，β表示收斂域，εmi表示系統(tǒng)誤差。

在進(jìn)行具體的估計(jì)之前本研究以3年為1個(gè)完整的觀測(cè)周期，并對(duì)1992—2012年進(jìn)行劃分，這樣最終得到7個(gè)時(shí)期，并將每3年的平均值作為各個(gè)時(shí)期的生產(chǎn)率指數(shù)(TFP指數(shù))。以1992—1994年的全要素生產(chǎn)率的均值為研究基期的全要素生產(chǎn)率值，共計(jì)7個(gè)時(shí)間周期。然后對(duì)公式(16)進(jìn)行回歸估計(jì)，估計(jì)結(jié)果為絕對(duì)β收斂，具體結(jié)果及絕對(duì)收斂分析詳見表2。其中，參數(shù)b在顯著水平為1%的條件下估計(jì)值大于0，同時(shí)各統(tǒng)計(jì)量均表現(xiàn)顯著，說明我國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率不存在絕對(duì)收斂。

表2 我國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率絕對(duì)β收斂檢驗(yàn)

3.2.2 條件β收斂檢驗(yàn) 在對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率絕對(duì)β收斂檢驗(yàn)后，對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行條件β收斂檢驗(yàn)。條件β收斂分析的估計(jì)方法選用面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)模型。一方面無(wú)須考慮新的控制變量，排除不確定的控制變量在選擇上的主觀性，另一方面還能避免模型估計(jì)中龐大的數(shù)據(jù)樣本，為實(shí)證分析提供便利。本研究選取的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率條件β收斂檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦隆?/p>

?(lnTFPm,i)=lnTFPm,i+1-lnTFPm,i=a+blnTFPm,i+εmi。

(18)

對(duì)公式(18)進(jìn)行回歸分析可知，待估參數(shù)b為-0.047，小于0，且各統(tǒng)計(jì)量均顯著，表明我國(guó)各地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)全要素生產(chǎn)率存在條件收斂(表3)。

由表2、表3可知，主要統(tǒng)計(jì)量均較顯著，農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率指數(shù)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)增長(zhǎng)速度呈正相關(guān)關(guān)系，且呈發(fā)散增長(zhǎng)的趨勢(shì)。就農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率條件β收斂檢驗(yàn)而言，我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率水平之間的差距正在縮小，并隨著時(shí)間的推移趨于穩(wěn)定。究其原因，農(nóng)業(yè)技術(shù)如農(nóng)機(jī)推廣應(yīng)用、農(nóng)作物育種培養(yǎng)等方面的改進(jìn)在部分地區(qū)推廣較快，但受制于技術(shù)創(chuàng)新周期較長(zhǎng)，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)發(fā)展落后地區(qū)在技術(shù)追趕等方面成績(jī)突出，區(qū)域農(nóng)業(yè)發(fā)展差距逐漸縮小。

表3 我國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率條件β收斂檢驗(yàn)

4 結(jié)論

本研究通過Hicks-Moorsteen指數(shù)法對(duì)我國(guó)1992—2012年農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率重新測(cè)算，同時(shí)將我國(guó)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率分解為技術(shù)進(jìn)步、效率變化、純技術(shù)效率、組合效率、殘余產(chǎn)出效率。結(jié)果表明，我國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率在觀測(cè)樣本中總體呈周期波動(dòng)變化，先后經(jīng)歷了3次漲跌周期，且測(cè)算指數(shù)在1附近徘徊，最近一輪增長(zhǎng)周期中農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率漲幅明顯。農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步長(zhǎng)期對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率起到基礎(chǔ)性作用，且在現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展初期起到了關(guān)鍵的作用。而技術(shù)效率與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率保持同周期變動(dòng)，但變化幅度較??；技術(shù)效率下降是導(dǎo)致農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率下降的主要原因。在農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)期，技術(shù)進(jìn)步始終對(duì)全要素生產(chǎn)率發(fā)揮單一的驅(qū)動(dòng)作用，但農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)速度較緩慢；當(dāng)技術(shù)效率與技術(shù)進(jìn)步同時(shí)處于增長(zhǎng)期時(shí)，雙重驅(qū)動(dòng)增長(zhǎng)模式使農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率加速增長(zhǎng)。技術(shù)效率在農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)上升期作用顯著，應(yīng)積極倡導(dǎo)技術(shù)效率與技術(shù)進(jìn)步相協(xié)調(diào)的雙重驅(qū)動(dòng)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)模式。我國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率收斂檢驗(yàn)的實(shí)證結(jié)果表明，1991—2012年我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展水平的差距經(jīng)歷了先擴(kuò)大后縮小的發(fā)展趨勢(shì)，農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率不存在α收斂；農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率絕對(duì)β收斂檢驗(yàn)的回歸結(jié)果表明，我國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率同樣不存在絕對(duì)β收斂，在不考慮其他因素的條件下，我國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率差距將隨時(shí)間的累計(jì)進(jìn)一步擴(kuò)大。在農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率條件β收斂檢驗(yàn)中，回歸結(jié)果顯示我國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率存在條件β收斂，在其他受制因素的影響下，部分年份仍存在微弱的發(fā)散趨勢(shì)，說明我國(guó)地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展差距是農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率共同影響的結(jié)果。首先，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的主體是人才驅(qū)動(dòng)，而技術(shù)效率的主體在于技術(shù)創(chuàng)新與制度革新；其次，人才培養(yǎng)具有較高的邊際收益，發(fā)達(dá)地區(qū)擁有充足的人才儲(chǔ)備，是地區(qū)之間農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率存在差距的根本原因；最后，農(nóng)業(yè)技術(shù)效率在技術(shù)創(chuàng)新中受到創(chuàng)新周期長(zhǎng)的影響，為落后地區(qū)對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)的技術(shù)追趕爭(zhēng)取了時(shí)間，從這個(gè)角度看，我國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的地區(qū)差異縮小存在極大可能性，在技術(shù)革新周期內(nèi)，技術(shù)擴(kuò)散速度快，落后地區(qū)的技術(shù)追趕與技術(shù)進(jìn)步導(dǎo)致的生產(chǎn)率差距互相抵消，可以彌補(bǔ)地區(qū)農(nóng)業(yè)差距。近5年來，農(nóng)業(yè)技術(shù)效率指數(shù)始終大于技術(shù)進(jìn)步指數(shù)，因此我國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率地區(qū)綜合差異逐步縮小。

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