中國糧食生產(chǎn)效率及影響因素分析*
——基于DEA-Tobit兩步法研究

田紅宇，祝志勇

(1.三峽大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北宜昌 443000； 2.西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，重慶北碚 400715)

0 引言

改革開放以來，我國糧食生產(chǎn)取得了驕人成績， 20世紀(jì)90年代中后期我國糧食總供給實(shí)現(xiàn)了由長期短缺到總量基本均衡、豐年有余的歷史性轉(zhuǎn)變[1]，糧食總產(chǎn)量由2004年的4.694 695億t增加到2015年的6.214 35億t。但是，由于資源環(huán)境雙重約束、市場環(huán)境變化、比較收益持續(xù)走低，為糧食生產(chǎn)帶來了更加嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)。2016年“供給側(cè)改革”成為國家經(jīng)濟(jì)改革的重要戰(zhàn)略方向，對(duì)于糧食生產(chǎn)來說“供給側(cè)改革”不僅在于產(chǎn)量增長及結(jié)構(gòu)性調(diào)整和優(yōu)化，更重要的是糧食生產(chǎn)效率的進(jìn)一步提升。

本質(zhì)上來說，糧食增產(chǎn)的動(dòng)力來源無外乎兩點(diǎn)：一是投入要素增加，二是生產(chǎn)要素使用效率、配置效率的提升。葉興慶[2]、楊錦英等[3]研究指出中國糧食增產(chǎn)主要源于要素投入增加，比如，氮肥和淡水資源消耗分別占世界總數(shù)的約35%、70%； 單位面積化肥施用量是FAO規(guī)定上限的2倍，農(nóng)藥使用是世界平均水平的2.5倍。數(shù)據(jù)顯示， 2004—2014年農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)用化肥施用量、農(nóng)業(yè)薄膜使用量、農(nóng)藥使用量分別增長了68.76%、37.5%、52.4%、38.1%，均高于同期糧食產(chǎn)量增長率29.3%。可見，生產(chǎn)要素高投入是我國近來糧食增產(chǎn)的核心，那么高投入、高消耗的增產(chǎn)模式還有存在空間嗎？我國糧食生產(chǎn)效率如何，受哪些因素影響？在糧食生產(chǎn)面臨新挑戰(zhàn)和新形勢(shì)下，未來糧食增產(chǎn)受到資源與環(huán)境的雙重約束，如何在有限資源情況下提升資源、要素使用效率和配置效率進(jìn)而提升糧食生產(chǎn)效率是糧食持續(xù)、穩(wěn)定增產(chǎn)的根本出路。

效率的提升來自于技術(shù)進(jìn)步、要素配置優(yōu)化、經(jīng)營管理改善等各個(gè)層面，反映的是全要素生產(chǎn)效率改善。Solow最早把生產(chǎn)函數(shù)中不能被解釋變量解釋的部分定義為技術(shù)進(jìn)步剩余(“索羅剩余”)，他定義為全要素生產(chǎn)率(TFP)。隨著數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)技術(shù)發(fā)展，越來越多的學(xué)者開始探索和測度農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，Bardhan[4]、Chavas et al[5]較早運(yùn)用DEA對(duì)印度和哥倫比亞農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的TFP進(jìn)行系統(tǒng)測度和評(píng)價(jià)。James Odeck[6]基于隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)和DEA技術(shù)對(duì)挪威10個(gè)年度的TFP進(jìn)行測算，并運(yùn)用Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法對(duì)TFP進(jìn)行分解。Alene和Hassan[7]基于埃塞俄比亞數(shù)據(jù)對(duì)比糧食生產(chǎn)效率測度的傳統(tǒng)方法和現(xiàn)代分析技術(shù)，發(fā)現(xiàn)現(xiàn)代分析技術(shù)在測算糧食生產(chǎn)效率上具有優(yōu)勢(shì)。Muhammad 和Amin[8]對(duì)巴基斯坦棉花生產(chǎn)效率進(jìn)行系統(tǒng)測算和分解，發(fā)現(xiàn)節(jié)水技術(shù)發(fā)展可以改善棉花生產(chǎn)效率。

國內(nèi)學(xué)者也開始運(yùn)用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)來對(duì)我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率進(jìn)行測算和評(píng)價(jià)[9-12]。糧食生產(chǎn)效率是學(xué)界關(guān)注的重點(diǎn)，張忠明、錢文榮[13]基于基于規(guī)模效率不變的DEA方法測算了我國糧食生產(chǎn)效率，并發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶土地經(jīng)營規(guī)模與糧食生產(chǎn)效率間不是簡單的線性關(guān)系而是呈“U”型曲線規(guī)律。王千、金曉斌[14]運(yùn)用Malmquist-DEA方法，對(duì)河北省138個(gè)縣糧食生產(chǎn)的全要素生產(chǎn)率(Malmquist效率)進(jìn)行了測算和分解，指出糧食生產(chǎn)效率提升依賴于農(nóng)業(yè)科技、農(nóng)民收入、土地整理等提高。楊錦英和韓曉娜等[3]、成德寧和楊敏[15]也進(jìn)行了類似的研究。部分學(xué)者關(guān)注糧食生產(chǎn)效率提升受哪些因素影響。曾福生、高鳴[16]基于SBM-Tobit模型和兩步法進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)化肥施用量、有效灌溉面積和糧食播種面積對(duì)糧食生產(chǎn)效率具有顯著影響。姚增福和劉欣、肖蕓和趙敏娟、姚增福和劉欣、章樂和鄭循剛也進(jìn)行了類似的研究[17-20]。

已有文獻(xiàn)對(duì)于我國糧食生產(chǎn)效率的研究對(duì)于正確識(shí)別我國糧食生產(chǎn)現(xiàn)狀具有重要意義。但是還存有不足：一是多數(shù)研究沒有考慮到糧食生產(chǎn)的動(dòng)態(tài)變化，多從靜態(tài)角度評(píng)價(jià)和測度糧食生產(chǎn)效率； 二是對(duì)糧食生產(chǎn)效率因素的研究中，多采用OLS等方法，沒有考慮到效率指標(biāo)的截尾特征，可能會(huì)導(dǎo)致計(jì)量結(jié)果偏誤。鑒于此，文章采用動(dòng)態(tài)視角的Malmquist-DEA模型對(duì)2004—2016年糧食總體效率及其動(dòng)態(tài)特征進(jìn)行綜合測度和分解，并考慮因變量截尾的Tobit隨機(jī)效應(yīng)模型對(duì)影響糧食生產(chǎn)效率的影響因素進(jìn)行解讀。

1 我國糧食生產(chǎn)效率測度及分解

1.1 測算方法

效率測度使用較多的是參數(shù)法和非參數(shù)法，參數(shù)法對(duì)于函數(shù)形式、誤差項(xiàng)要求同方差、正態(tài)分布，即對(duì)數(shù)據(jù)的質(zhì)量要求過于嚴(yán)苛[21]。非參數(shù)法主要借助數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)，且能避免參數(shù)法中的缺陷。Fare提出的基于DEA的Malmquist指數(shù)法，構(gòu)造每個(gè)時(shí)期生產(chǎn)的最優(yōu)生產(chǎn)前沿面，測算TFP不同時(shí)期的演化，且TFP能分解為技術(shù)進(jìn)步(Technological Progress，TECH)、技術(shù)效率(Technical Efficiency Change，EFFCH)。其中EFFCH還可以繼續(xù)分解為純技術(shù)效率(PECH)與規(guī)模效率(SECH)。另外，DEA方法能夠處理多投入、多產(chǎn)出的生產(chǎn)系統(tǒng)的效率測算，更加符合生產(chǎn)現(xiàn)實(shí)。所以，該文選擇DEA-Malmquist方法來測算中國的糧食生產(chǎn)效率。

1.2 投入產(chǎn)出指標(biāo)及數(shù)據(jù)說明

產(chǎn)出指標(biāo)：該文選擇從產(chǎn)量和價(jià)值兩個(gè)角度表征糧食產(chǎn)出。產(chǎn)量角度即為各省市每年糧食生產(chǎn)總產(chǎn)量； 價(jià)值角度該文用農(nóng)業(yè)GDP中近似分離出來的糧食占比來表示，具體構(gòu)建的權(quán)重指標(biāo)對(duì)農(nóng)業(yè)中的糧食GDP貢獻(xiàn)進(jìn)行分離，即糧食價(jià)值等于農(nóng)業(yè)GDP乘以權(quán)重A近似表示。權(quán)重如下：

A=(農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值/農(nóng)林牧漁產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值)*(糧食播種面積/農(nóng)作物總播種面積)

B=糧食播種面積/農(nóng)作物總播種面積

投入指標(biāo)：參照文獻(xiàn)常用做法，選擇土地、勞動(dòng)力和資本性3個(gè)層面的要素。(1)土地要素，用各省市糧食播種面積來表示； (2)勞動(dòng)力要素，用農(nóng)林牧漁從業(yè)人員表示； (3)資本性要素，該文選擇從化肥施用和農(nóng)業(yè)機(jī)械使用兩個(gè)角度代替資本性投入，分別用各省市化肥施用量折純數(shù)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機(jī)械總動(dòng)力表示。

由于細(xì)分糧食生產(chǎn)投入、產(chǎn)出數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)的缺失，為了保證糧食投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)口徑一致，該文借鑒已有文獻(xiàn)做法用權(quán)重指標(biāo)對(duì)農(nóng)業(yè)投入、產(chǎn)出要素進(jìn)行分離。具體做法是：權(quán)重A=(農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值/農(nóng)林牧漁產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值)×(糧食播種面積/農(nóng)作物總播種面積)；權(quán)重B=糧食播種面積/農(nóng)作物總播種面積。其中，產(chǎn)出指標(biāo)中的糧食價(jià)值為農(nóng)業(yè)GDP用權(quán)重A進(jìn)行分離；投入指標(biāo)中的勞動(dòng)力要素用權(quán)重A、資本性要素用權(quán)重B分別進(jìn)行分離。后文中，對(duì)影響糧食生產(chǎn)效率的因素，也采用這一權(quán)重分離法進(jìn)行計(jì)算，這樣保證指標(biāo)選擇的口徑一致性。數(shù)據(jù)主要來源于《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站數(shù)據(jù)庫。

3.社會(huì)主義文化建設(shè)繁榮發(fā)展。從20世紀(jì)90年代開始，廣州依托經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展和可支配財(cái)力的快速增長，注重加大對(duì)文化基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投入力度。1996—2000年，先后建成了星海音樂廳、廣州藝術(shù)博物院、紅線女藝術(shù)中心、廣州芭蕾舞團(tuán)團(tuán)址、廣州藝術(shù)學(xué)校、廣州報(bào)業(yè)集團(tuán)印務(wù)中心、廣州電視臺(tái)新址、廣州電視臺(tái)新聞中心、番禺博物館等標(biāo)志性文化工程，推動(dòng)文化設(shè)施建設(shè)“從娛樂型向享受型發(fā)展，從基本的普及型向塑造城市形象的方向轉(zhuǎn)變”[4]29，為廣州文化新發(fā)展奠定了堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。

1.3 糧食生產(chǎn)效率測度、分解及時(shí)空差異特征

1.3.1 總體效率測度與分解及地域差異對(duì)比

表1為2004—2016年間我國31省市糧食生產(chǎn)效率及其分解指標(biāo)的總體均值結(jié)果，當(dāng)效率值大于1表明效率呈逐步改進(jìn)趨勢(shì)，效率值小于1說明效率有下滑的趨勢(shì)。

全國層面， 2004—2016年間不僅糧食產(chǎn)量逐年增加，糧食生產(chǎn)效率亦呈不斷改進(jìn)的趨勢(shì)，技術(shù)進(jìn)步(TECH)、技術(shù)效率(EFFCH)和曼奎斯特指數(shù)(TFP)整體上均大于1，說明樣本期內(nèi)我國糧食生產(chǎn)總體達(dá)到了DEA有效，技術(shù)進(jìn)步和生產(chǎn)率指數(shù)年均增長幅度年均約1.7%。從全國糧食生產(chǎn)效率指數(shù)的分解結(jié)果來看，技術(shù)進(jìn)步明顯高于技術(shù)效率值。這說明樣本期內(nèi)我國糧食生產(chǎn)效率的改進(jìn)主要源于技術(shù)進(jìn)步這一“單引擎”驅(qū)動(dòng)。這與當(dāng)前糧食生產(chǎn)現(xiàn)實(shí)相吻合，我國糧食連連增產(chǎn)主要依靠良種研發(fā)、化學(xué)性要素投入增加所帶來的糧食單產(chǎn)提高，而投入要素的配置效率并未得到有效改善，進(jìn)而限制了綜合技術(shù)效率的提升。

表1 2004—2016年全國31省市糧食生產(chǎn)TFP及分解

決策單元技術(shù)效率技術(shù)進(jìn)步Malmquist-生產(chǎn)率指數(shù)決策單元技術(shù)效率技術(shù)進(jìn)步Malmquist-生產(chǎn)率指數(shù)北京1.0021.0091.012湖北0.9951.0131.008天津0.9891.0211.010湖南0.9971.0191.016河北1.0121.0201.033廣東1.0031.0071.011山西1.0031.0201.024廣西1.0011.0111.013內(nèi)蒙1.0001.0441.044海南0.9841.0221.006遼寧1.0001.0271.027重慶0.9841.0050.989吉林1.0151.0041.020四川1.0051.0341.040黑龍江1.0171.0331.051貴州0.9891.0120.999上海1.0001.0021.002云南0.9811.0301.011江蘇1.0011.0211.023西藏0.9961.0131.009浙江1.0071.0101.018陜西1.0001.0231.024安徽1.0001.0171.018甘肅1.0061.0171.024福建0.9971.0091.006青海1.0061.0091.016江西1.0011.0191.021寧夏1.0081.0191.028山東1.0001.0101.011新疆0.9911.0121.003河南1.0041.0131.018全國1.0001.0171.017 注:表1計(jì)算是基于DEAP軟件中產(chǎn)出導(dǎo)向(OUTPUT ORIENTATED),限于版面純技術(shù)效率、規(guī)模效率結(jié)果未呈現(xiàn); 計(jì)算是在規(guī)模報(bào)酬不變模型(CRS)下進(jìn)行,是因?yàn)樵趯?shí)際生產(chǎn)率測算時(shí)假定規(guī)模報(bào)酬不變更加接近實(shí)際情況[22]

在分省市層面，除了重慶、貴州兩省市的TFP未達(dá)到DEA有效，其余各省均實(shí)現(xiàn)了DEA有效。從分解指標(biāo)來看，所有省市的技術(shù)進(jìn)步(TECH)均在1以上，說明各省市糧食生產(chǎn)技術(shù)基本處于不斷進(jìn)步之中； 技術(shù)效率(EFFCH)層面，天津、福建、海南、重慶等10個(gè)省市未達(dá)到DEA有效，表現(xiàn)出逐年下滑態(tài)勢(shì)，其余21個(gè)省市均達(dá)到了DEA有效狀態(tài)。而且，分解指標(biāo)中，基本上所有省市技術(shù)進(jìn)步值大于其技術(shù)效率值，這進(jìn)一步反映出我國糧食增產(chǎn)主要得益于技術(shù)進(jìn)步這一“單引擎”，而技術(shù)效率普遍偏低，這也說明轉(zhuǎn)變我國糧食生產(chǎn)高投入、高消耗、低質(zhì)量的“粗放式”經(jīng)營任重而道遠(yuǎn)。

中國各省市間由于資源稟賦以及糧食生產(chǎn)重要性差異，不同區(qū)域糧食生產(chǎn)效率隊(duì)全國整體糧食生產(chǎn)的影響和作用也不一致。以糧食功能定位、生產(chǎn)比重[注]農(nóng)業(yè)農(nóng)村部和國家糧食局根據(jù)糧食產(chǎn)量、播種面積和提供商品糧貢獻(xiàn)將全國31省市劃分為3個(gè)功能區(qū)，其中將糧食產(chǎn)量占全國糧食產(chǎn)量比重大于3.5%的13個(gè)省市劃定為主產(chǎn)區(qū)； 將糧食產(chǎn)量和糧食消費(fèi)量大致相等的省市劃定為產(chǎn)銷平衡區(qū)； 將糧食消費(fèi)量大于產(chǎn)量(糧食自給率小于0)的地區(qū)劃分為主銷區(qū)將31省市劃分為糧食主產(chǎn)區(qū)、主銷區(qū)和產(chǎn)銷平衡區(qū)[注]糧食主產(chǎn)區(qū)13個(gè)：黑龍江、吉林、遼寧、內(nèi)蒙古、河北、河南、山東、江蘇、安徽、江西、湖北、湖南、四川； 糧食主銷區(qū)6個(gè)：北京、天津、上海、浙江、福建、廣東； 糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)9個(gè)：廣西、甘肅、寧夏、貴州、山西、青海、云南、新疆、陜西。糧食區(qū)域劃分由1994年國務(wù)院《國務(wù)院關(guān)于深化糧食購銷體制改革的告訴》完成， 2001年重新調(diào)整把浙江劃入主銷區(qū)，分別計(jì)算各區(qū)域的算術(shù)平均值，結(jié)果如表2所示。3個(gè)糧食功能區(qū)TFP均達(dá)到DEA有效，且主產(chǎn)區(qū)最高、產(chǎn)銷平衡區(qū)次之、主銷區(qū)最低，技術(shù)進(jìn)步亦類似； 技術(shù)效率指標(biāo)中，只有主產(chǎn)區(qū)達(dá)到了DEA有效，且年均增速較小，約為0.4%，其余兩個(gè)功能區(qū)未達(dá)到有效水平?？傮w來說，糧食主產(chǎn)區(qū)糧食生產(chǎn)效率要優(yōu)于其他兩個(gè)功能區(qū)，這對(duì)占中國85%以上糧食產(chǎn)量的主產(chǎn)區(qū)來說意義重大。另外，3個(gè)功能區(qū)均表現(xiàn)出技術(shù)進(jìn)步值明顯高于技術(shù)效率值，這進(jìn)一步驗(yàn)證了上述結(jié)論，中國糧食增產(chǎn)期間主要依靠技術(shù)進(jìn)步而非技術(shù)效率改進(jìn)。

表2 2004—2016年三大糧食生產(chǎn)區(qū)域TFP及分解

地區(qū)技術(shù)效率技術(shù)進(jìn)步純技術(shù)效率規(guī)模效率Malmquist-生產(chǎn)率指數(shù)EFFCHTECHPECHSECHTFP糧食主產(chǎn)區(qū)1.0041.0201.0001.0041.024糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)0.9971.0150.9971.0001.012糧食主銷區(qū)0.9981.0100.9981.0001.008

1.3.2 糧食生產(chǎn)效率時(shí)間動(dòng)態(tài)特征

圖1為糧食生產(chǎn)效率動(dòng)態(tài)變化，除了2008—2009年度因?yàn)槭艿浇鹑谖C(jī)影響糧食TFP出現(xiàn)滑坡以外，其余年份糧食TFP均達(dá)到DEA有效，這說明樣本期內(nèi)中國糧食生產(chǎn)效率呈不斷改進(jìn)趨勢(shì)。而且，動(dòng)態(tài)變化趨勢(shì)也顯示，各年份技術(shù)進(jìn)步總體要優(yōu)于技術(shù)效率，進(jìn)一步說明了中國糧食生產(chǎn)技術(shù)效率不高、要素配置不合理的現(xiàn)實(shí)困境。

圖1數(shù)據(jù)根據(jù)作者測算得出，由于Malmquist-DEA方法測算出的動(dòng)態(tài)效率指標(biāo)是跨年度結(jié)果，所以年份為連續(xù)年份跨度來呈現(xiàn)。

圖1 2004—2016年糧食生產(chǎn)效率動(dòng)態(tài)變動(dòng)趨勢(shì)

2 影響糧食生產(chǎn)效率的因素

2.1 研究方法和模型

因變量是文中基于Malmquist-DEA方法測算出來的糧食生產(chǎn)效率，嚴(yán)格介于0～2之間，也即因變量是受限制的(Limited Dependent Variable)，具有明顯的斷尾特征。對(duì)于這類模型的回歸，如果運(yùn)用最小二乘法(OLS)，也即混合面板回歸，會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏和非有效。Tobin指出運(yùn)用最大似然估計(jì)(MLE)方法，可以改善回歸結(jié)果的有效性和穩(wěn)健性，即面板Tobit模型。面板Tobit回歸也分為固定效應(yīng)(FE)和隨機(jī)效應(yīng)(RE)。陳強(qiáng)[23]指出，對(duì)于固定效應(yīng)的面板Tobit模型，由于找不到個(gè)體異質(zhì)性υi的充分統(tǒng)計(jì)量，所以無法像固定效應(yīng)的Logit或計(jì)數(shù)模型那樣進(jìn)行條件最大似然估計(jì)[注]混合回歸中，加入個(gè)體或截面的虛擬變量，以控制個(gè)體效應(yīng)，也即是固定效應(yīng)模型(FE)，類似于虛擬變量最小二乘法(LSDV)回歸，只有隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)才是有效的。

其模型一般形式為：

Yit=α+βkXit+υi+εit，υi|Xit，cit∈Normal(0，σ2)

(1)

ωit=min(Yit，cit)

(2)

式(1)～(2)中，υi是模型中存在的個(gè)體效應(yīng)，εit為服從正態(tài)分布的隨機(jī)誤差項(xiàng)，ωit、cit分別是密度函數(shù)和設(shè)定的截取值。最終回歸模型設(shè)定如下：

Yit=β1lnGDit+β2lnLDit+β3lnZBit+β4lnCPIit+β5lnHFit+β6lnJXit+β7lnGGit+β8Dum1+β9Dum2+εit

(3)

為了檢定不同糧食生產(chǎn)功能區(qū)的差異，該文在模型中加入了地區(qū)虛擬變量，糧食主產(chǎn)區(qū)虛擬變量(Dum1)和產(chǎn)銷平衡區(qū)虛擬變量(Dum2)。參照曾福生等[16]做法，為了防止數(shù)據(jù)波動(dòng)和單位不統(tǒng)一對(duì)估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生影響，對(duì)該文糧食生產(chǎn)投入要素解釋變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。參照主流文獻(xiàn)和糧食生產(chǎn)現(xiàn)實(shí)，該文選擇如下變量作為影響糧食生產(chǎn)效率的因素進(jìn)行檢驗(yàn)：土地要素(lnGD)，用糧食播種面積表示； 勞動(dòng)力投入(lnLD)，用農(nóng)林牧漁從業(yè)人員表示； 資本投入(lnZB)，用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性固定資產(chǎn)規(guī)模表示； 政策要素(lnCPI)，用農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)來表示，糧食價(jià)格對(duì)于支農(nóng)政策是高度敏感的，所以選擇價(jià)格作為政策的替代變量； 化肥施用量(lnHF)，用農(nóng)業(yè)化肥施用量表示； 農(nóng)用機(jī)械總動(dòng)力(lnJX)，用農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力表示； 灌溉條件(lnGG)，用農(nóng)業(yè)有效灌溉面積表示。為了減輕變量選擇偏差導(dǎo)致的回歸偏誤，要保證影響因素的統(tǒng)計(jì)和糧食統(tǒng)計(jì)口徑保持一致，同樣用上文的權(quán)重分離思路盡量保證統(tǒng)計(jì)口徑一致，具體是lnLD、lnZB用權(quán)重A分離，lnHF、lnJX、lnGG用權(quán)重B分離。

2.2 回歸結(jié)果及分析

由于面板Tobit模型估計(jì)時(shí)隨機(jī)效應(yīng)才是有效的，不能反映個(gè)體和時(shí)期差異，所以在模型回歸時(shí)對(duì)年份、省份以虛擬變量的形式進(jìn)行控制以減少其對(duì)估計(jì)結(jié)果的干擾。為比較回歸結(jié)果的穩(wěn)定性，模型回歸分兩步進(jìn)行：一是把所有解釋變量納入模型進(jìn)行回歸； 二是剔除虛擬變量后進(jìn)行回歸。具體回歸結(jié)果見表3，總體來看系數(shù)估計(jì)不存在系統(tǒng)性偏差，說明回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。Wald檢驗(yàn)、對(duì)數(shù)似然值檢驗(yàn)均通過了1%顯著性水平，說明模型設(shè)定合理、結(jié)果可信。該文選擇以Malmquist-生產(chǎn)率指數(shù)(TFP)、技術(shù)進(jìn)步(TECH)和技術(shù)效率(EFFCH)為因變量來進(jìn)行回歸，用以反映不同的影響因素對(duì)糧食生產(chǎn)效率及其分解值的影響的差異。

在TFP為因變量的模型中，lnHF、lnJX、lnGG、lnCPI均顯著為正，且通過了1%顯著性水平，這說明化肥投入、農(nóng)業(yè)機(jī)械使用、灌溉技術(shù)和水平提升、農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格均對(duì)糧食生產(chǎn)TFP具有顯著的正向促進(jìn)作用，其系數(shù)估計(jì)值分別為0.015、0.008、0.002、0.246，表明這些投入要素和影響因素每增加1%，會(huì)相應(yīng)的促進(jìn)糧食TFP增加0.015%、0.008%、0.002%、0.246%?？梢?，化肥、機(jī)械、灌溉、糧食價(jià)格是促使糧食生產(chǎn)效率提升的主要因素，且作用強(qiáng)度排序?yàn)閮r(jià)格>化肥>農(nóng)業(yè)機(jī)械>灌溉。虛擬變量中，糧食主產(chǎn)區(qū)變量高度顯著為正，而產(chǎn)銷平衡區(qū)變量顯著為負(fù)，這說明糧食不同生產(chǎn)功能區(qū)具有明顯的差異，由于糧食生產(chǎn)資源稟賦和生產(chǎn)重要性差異，導(dǎo)致各功能區(qū)糧食生產(chǎn)TFP及其影響因素存在空間異質(zhì)性特征。

表3 面板Tobit隨機(jī)效應(yīng)回歸結(jié)果

變量TFP為因變量TECH為因變量EFFCH為因變量模型(1)模型(2)模型(3)模型(4)模型(5)模型(6)lnHF0.015???(0.003)0.014???(0.008)0.013??(0.017)0.011??(0.012)0.014(0.106)0.008(0.431)lnJX0.008???(0.000)0.004???(0.007)0.016?(0.081)0.013??(0.023)0.009??(0.019)0.011??(0.048)lnGG0.002???(0.005)0.001???(0.001)0.012?(0.095)0.014?(0.093)0.014??(0.017)0.012?(0.059)lnGD-0.019(0.145)0.003(0.842)-0.006(0.404)0.009(0.322)-0.013(0.219)-0.005(0.659)lnLD-0.001(0.935)0.001(0.934)0.004(0.624)0.005(0.467)-0.002(0.744)-0.004(0.702)lnZB0.002(0.856)-0.001(0.907)-0.001(0.847)-0.005(0.501)0.002(0.763)0.003(0.800)lnCPI0.246???(0.000)0.226???(0.000)0.233???(0.000)0.219???(0.000)0.227???(0.000)0.220???(0.000)Dum10.040??(0.024)0.030??(0.010)0.012(0.378)Dum2-0.037???(0.007)-0.027???(0.001)-0.010(0.352)時(shí)期控制否是否是否是省份控制否是否是否是對(duì)數(shù)似然值438.549443.849559.657564.687484.584495.257Wald檢驗(yàn)概率P0.000 00.000 00.000 00.000 00.000 00.000 0 注:括號(hào)中為系數(shù)估計(jì)t檢驗(yàn)概率P值,“???、??、?”表示1%、5%、10%顯著水平顯著

在TECH和EFFCH為因變量的模型中：lnHF在技術(shù)進(jìn)步(TECH)中顯著為正，在技術(shù)效率中(EFFCH)不顯著，說明化肥等化學(xué)性要素投入能夠提升糧食生產(chǎn)的技術(shù)水平，但是無法提升其技術(shù)效率，即化學(xué)投入要素增加并不是以提升要素配置效率為目的的，雖然能提升技術(shù)水平來增加單產(chǎn)，但是要素配置效率沒得到改進(jìn)，農(nóng)業(yè)污染可能會(huì)隨之增加，這與當(dāng)前糧食生產(chǎn)現(xiàn)實(shí)是相符的，我國糧食增產(chǎn)的實(shí)現(xiàn)主要依靠要素高投入、高消耗、高污染為代價(jià)來實(shí)現(xiàn)，也進(jìn)一步說明到2020年要實(shí)現(xiàn)化肥、農(nóng)藥投入零增長的戰(zhàn)略目標(biāo)是非常及時(shí)和重要的。lnJX、lnGG、lnCPI對(duì)技術(shù)進(jìn)步(TECH)和技術(shù)效率(EFFCH)均具有顯著的正向促進(jìn)作用，這說明農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展、灌溉水平、農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格不僅能顯著提升糧食生產(chǎn)的技術(shù)進(jìn)步，而且能有效通過優(yōu)化配置投入要素來改進(jìn)技術(shù)效率。不同糧食功能區(qū)虛擬變量在TECH中與TFP結(jié)果一致，但在EFFCH中不顯著，這主要是因?yàn)楫?dāng)前我國各個(gè)糧食生產(chǎn)區(qū)域技術(shù)效率普遍不高、要素配置類似所致。

其他因素中，糧食播種面積(lnGD)、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力(lnLD)、資本投入(lnZB)在3個(gè)糧食生產(chǎn)效率指標(biāo)(TFP、TECH、EFFCH)模型回歸中均不顯著，均未能通過10%顯著水平檢驗(yàn)，這說明耕地資源、勞動(dòng)力要素和資本投入對(duì)糧食生產(chǎn)效率影響均不明顯。主要是因?yàn)?，耕地資源剛性約束，通過增加糧食播種面積來提升糧食生產(chǎn)效率已不現(xiàn)實(shí)，“粗放”的擴(kuò)大糧食生產(chǎn)面積來增產(chǎn)和提高效率已不符合我國現(xiàn)實(shí)“糧情”； 雖然城鎮(zhèn)化轉(zhuǎn)移了大量勞動(dòng)力，農(nóng)村勞動(dòng)力剩余情況依舊嚴(yán)重，勞動(dòng)生產(chǎn)率偏低，農(nóng)村勞動(dòng)力流出反而有利于； 糧食生產(chǎn)效率提升，有學(xué)者估計(jì)和預(yù)測2011—2016年農(nóng)村剩余勞動(dòng)力年均都在1000萬以上[24]； 糧食生產(chǎn)低收益、低經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)、低稅收(非稅特征)貢獻(xiàn)和高投入、高風(fēng)險(xiǎn)等“弱勢(shì)”特征，導(dǎo)致農(nóng)民自身資本投入積極性不高，地方政府對(duì)糧食生產(chǎn)支持的意愿不足，加之農(nóng)民收入水平低、增速慢也一定程度上制約了其進(jìn)行農(nóng)業(yè)投資，資本投入對(duì)糧食生產(chǎn)及其效率作用有限。

3 結(jié)論及政策含義

3.1 研究結(jié)論

(1)2004—2016年間我國糧食生產(chǎn)效率總體呈不斷上升的趨勢(shì)，區(qū)域差異明顯。其中，TFP和TECH年均增加約1.7%，但是技術(shù)效率(EFFCH)普遍不高； TFP和TECH指標(biāo)在全國層面、省市層面和動(dòng)態(tài)變化層面均表現(xiàn)出明顯的“同步性”，說明糧食TFP改進(jìn)主要源于技術(shù)進(jìn)步，糧食生產(chǎn)及效率變化主要源于技術(shù)進(jìn)步“單引擎”驅(qū)動(dòng)。分區(qū)域來看，糧食生產(chǎn)TFP效率及其分解指標(biāo)顯示，糧食主產(chǎn)區(qū)最高、產(chǎn)銷平衡區(qū)次之、主銷區(qū)最低。

(2)化肥施用、農(nóng)業(yè)機(jī)械、灌溉水平和農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格對(duì)糧食生產(chǎn)效率均具有顯著的正向促進(jìn)效應(yīng)，其中化肥施用對(duì)技術(shù)效率作用不顯著，作用強(qiáng)度表現(xiàn)為農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格>化肥施用>農(nóng)業(yè)機(jī)械>灌溉面積。耕地資源、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力和資本投入對(duì)糧食生產(chǎn)效率作用不明顯，糧食功能區(qū)虛擬變量顯著(主產(chǎn)區(qū)為正、產(chǎn)銷平衡區(qū)為負(fù))，表明糧食生產(chǎn)效率及其影響因素具有明顯的區(qū)域異質(zhì)性特征。

3.2 政策含義

根據(jù)研究結(jié)論得到如下政策含義：(1)在加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程中，不僅要大力推進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步，更為關(guān)鍵的是要努力提升農(nóng)業(yè)技術(shù)效率，通過優(yōu)化糧食生產(chǎn)投入要素配置結(jié)構(gòu)、提高投入要素使用效率來推動(dòng)糧食生產(chǎn)前沿面整體前移，進(jìn)而提升糧食生產(chǎn)技術(shù)效率。傳統(tǒng)的以要素高投入、高消耗和高污染為代價(jià)的“單引擎”糧食增產(chǎn)模式，已經(jīng)不再合適資源和環(huán)境剛性約束現(xiàn)實(shí)“糧情”，只有通過不斷提高技術(shù)效率，才能扭轉(zhuǎn)以“量”為主的粗放型增產(chǎn)模式，進(jìn)而向以“質(zhì)”為主的現(xiàn)代化、綠色化方向發(fā)展，逐步實(shí)現(xiàn)糧食“增產(chǎn)、增效、增綠”多元化目標(biāo)[25]； (2)緊扣“穩(wěn)糧增收調(diào)結(jié)構(gòu)，提質(zhì)增效轉(zhuǎn)方式”發(fā)展理念，確實(shí)采取措施保證在2020年實(shí)現(xiàn)化肥使用零增長的目標(biāo)，以農(nóng)業(yè)機(jī)械、灌溉技術(shù)、良種研發(fā)等為依托推動(dòng)糧食生產(chǎn)技術(shù)水平，要在高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田建設(shè)戰(zhàn)略契機(jī)中，逐步轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步方式，來保證糧食生產(chǎn)穩(wěn)產(chǎn)、提質(zhì)、增效能夠持續(xù)健康發(fā)展； (3)在糧食最低收購價(jià)政策執(zhí)行中，要逐步健全糧食價(jià)格形成機(jī)制，以市場需求為核心、以糧價(jià)為導(dǎo)向逐步引導(dǎo)糧食供給結(jié)構(gòu)調(diào)整和農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)調(diào)整，進(jìn)而發(fā)揮糧食價(jià)格在提升糧食生產(chǎn)效率中的積極作用。

與此同時(shí)，由于自然資源稟賦等差異，不同糧食生產(chǎn)區(qū)域糧食生產(chǎn)效率差異明顯，這也要求在促進(jìn)糧食生產(chǎn)效率時(shí)不能“一刀切”，要注意政策的針對(duì)性、靈活性和有效性，做到因地施策。具體為：在糧食主產(chǎn)區(qū)，機(jī)械化水平、良種等技術(shù)進(jìn)步水平較高，加之承擔(dān)著全國80%左右的糧食供給任務(wù)，重點(diǎn)提升其糧食生產(chǎn)技術(shù)效率，應(yīng)該從規(guī)模化經(jīng)營、培育新型經(jīng)營主體、構(gòu)建新型經(jīng)營體系等渠道促進(jìn)糧食種植結(jié)構(gòu)、農(nóng)田種養(yǎng)結(jié)構(gòu)、投入要素結(jié)構(gòu)等優(yōu)化，來轉(zhuǎn)變粗放型生產(chǎn)方式、盡快降低化肥施用強(qiáng)度，加快高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田建設(shè)和“藏糧于技、藏糧于地”戰(zhàn)略推進(jìn)，進(jìn)而提升糧食生產(chǎn)的質(zhì)量、促進(jìn)效率的提升； 在糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)，應(yīng)注重糧食生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率提升并行推進(jìn)，由于農(nóng)業(yè)發(fā)展條件相對(duì)較差，應(yīng)該以提升農(nóng)業(yè)技術(shù)為基礎(chǔ)來帶動(dòng)技術(shù)效率的提升，提升機(jī)械化水平、提高農(nóng)田有效灌溉覆蓋率等替代粗放型的高投入、高消耗生產(chǎn)方式，以成熟糧食生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步來帶動(dòng)其效率提升； 在糧食生產(chǎn)主銷區(qū)，應(yīng)突出糧食市場化水平的建設(shè)，在保證區(qū)內(nèi)糧食供求的基礎(chǔ)上，通過政策傾斜引導(dǎo)糧食生產(chǎn)，同時(shí)依托于較發(fā)達(dá)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，引導(dǎo)企業(yè)、社會(huì)資本等主體參與糧食生產(chǎn)，補(bǔ)強(qiáng)糧食生產(chǎn)發(fā)展短板。