農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)Z食全要素生產(chǎn)率的影響

汪中華，尹妮

（哈爾濱理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，黑龍江 哈爾濱 150080）

“國(guó)無(wú)農(nóng)不穩(wěn)，民無(wú)糧不安?！痹谥袊?guó)糧食生產(chǎn)總量保持穩(wěn)定增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)的同時(shí)，發(fā)展大環(huán)境的不確定性導(dǎo)致糧食生產(chǎn)并不穩(wěn)定，資源環(huán)境的約束持續(xù)增加糧食增產(chǎn)提質(zhì)的難度[1]。受制于耕地、水利等資源約束以及要素相對(duì)價(jià)格的變化，當(dāng)前資源消耗型糧食生產(chǎn)模式亟需轉(zhuǎn)向依賴技術(shù)創(chuàng)新的生產(chǎn)模式，以激活糧食生產(chǎn)新動(dòng)能，實(shí)現(xiàn)糧食長(zhǎng)期安全。作為一個(gè)人口大國(guó)，中國(guó)以大約9%的土地支撐著20%的人口，這種要素絕對(duì)差異使得中國(guó)的農(nóng)業(yè)技術(shù)是非中性的，按照農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)家Hayami和Ruttan[2]提出的誘致性技術(shù)創(chuàng)新理論，中國(guó)的初始稟賦使其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)應(yīng)用更多節(jié)約土地的“生化偏向型”技術(shù)進(jìn)步模式[3-4]。但一些研究表明，自改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)糧食生產(chǎn)呈現(xiàn)出明顯的利用機(jī)械替代勞動(dòng)要素的“農(nóng)機(jī)偏向型”技術(shù)進(jìn)步特征[5]。2021年，農(nóng)業(yè)農(nóng)村部發(fā)布的糧食增產(chǎn)類主推技術(shù)中，化肥良種型核心技術(shù)將近一半，機(jī)械裝備類智能化技術(shù)占40%。通過(guò)技術(shù)進(jìn)步完成對(duì)稀缺資源的替代，進(jìn)而不同程度地消除無(wú)彈性的土地以及勞動(dòng)供給的生產(chǎn)約束，帶來(lái)差異化的糧食增產(chǎn)效應(yīng)[6-8]。

實(shí)際研究中通常用糧食全要素生產(chǎn)率反映糧食生產(chǎn)過(guò)程中的資源配置效率，作為一個(gè)綜合性指標(biāo)，它能夠反映技術(shù)效率、技術(shù)進(jìn)步和規(guī)模效率對(duì)產(chǎn)量增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)情況[9]。因此，現(xiàn)有研究多從糧食全要素生產(chǎn)率的測(cè)度出發(fā)，結(jié)合影響因素研究討論糧食全要素生產(chǎn)率的演變[10-11]。隨著對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率時(shí)空演變情況的深入研究，糧食生產(chǎn)空間格局的關(guān)聯(lián)性逐漸成為分析糧食生產(chǎn)必須考慮的前提[12]。技術(shù)進(jìn)步是糧食生產(chǎn)綜合效率提升的關(guān)鍵，具有公共物品屬性的農(nóng)業(yè)技術(shù)對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率具有空間溢出作用[13]。技術(shù)進(jìn)步的要素偏向特征也會(huì)隨著技術(shù)擴(kuò)散對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率的影響產(chǎn)生溢出效應(yīng)。然而現(xiàn)有研究大多從技術(shù)進(jìn)步中性的視角出發(fā)，分別敘述農(nóng)機(jī)偏向型技術(shù)進(jìn)步或者生化偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)糧食生產(chǎn)效率的作用[14-15]。部分考慮到農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步非中性的研究，采用的方法是將全要素生產(chǎn)率進(jìn)行分解，從投入角度得到農(nóng)機(jī)投入偏向的技術(shù)進(jìn)步和生化投入偏向的技術(shù)進(jìn)步[16]。這種直接分解會(huì)造成技術(shù)進(jìn)步影響的內(nèi)生性，難以解釋為何中國(guó)的農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)τ诩Z食生產(chǎn)的影響具有異質(zhì)性?？傮w來(lái)說(shuō)，關(guān)于技術(shù)進(jìn)步和糧食生產(chǎn)效率的研究一直是學(xué)術(shù)討論的熱點(diǎn)話題之一。當(dāng)前研究主要是在測(cè)算糧食全要素生產(chǎn)率的基礎(chǔ)上分析技術(shù)效率、技術(shù)進(jìn)步指數(shù)以及規(guī)模效率的作用，難以明晰我國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的實(shí)際作用路徑。事實(shí)上，“生化偏向型”以及“農(nóng)機(jī)偏向型”技術(shù)進(jìn)步是當(dāng)前中國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的一般形態(tài)，不少研究已經(jīng)證實(shí)這兩種技術(shù)進(jìn)步模式在糧食生產(chǎn)中的作用大相徑庭，但是缺乏統(tǒng)一框架下的影響研究。另外，如果不考慮技術(shù)進(jìn)步的外部性或糧食生產(chǎn)的空間依賴性，會(huì)低估技術(shù)進(jìn)步對(duì)全社會(huì)糧食生產(chǎn)的影響。

鑒于此，本文以誘致性技術(shù)進(jìn)步理論為基礎(chǔ)，利用三要素二層嵌套CES生產(chǎn)函數(shù)，測(cè)度并識(shí)別中國(guó)主要糧食生產(chǎn)省份的農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向；使用DEA-Malmquist模型評(píng)估糧食全要素生產(chǎn)率，關(guān)注糧食主產(chǎn)區(qū)與非主產(chǎn)區(qū)糧食生產(chǎn)效率的變化特征，采用空間滯后模型，在技術(shù)進(jìn)步有偏的情境下，分析當(dāng)前中國(guó)的農(nóng)機(jī)偏向型技術(shù)進(jìn)步會(huì)抑制糧食全要素生產(chǎn)率的原因，對(duì)于探索適宜的技術(shù)進(jìn)步模式，打破資源限制，提升糧食生產(chǎn)質(zhì)效具有重要意義。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.1 農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)測(cè)度方法

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素替代彈性的變化會(huì)直接影響生產(chǎn)效率，而且會(huì)間接帶來(lái)要素積累，影響種糧主體的決策。按照誘致性技術(shù)進(jìn)步理論，當(dāng)生產(chǎn)要素間存在互補(bǔ)性時(shí)，價(jià)格效應(yīng)（技術(shù)進(jìn)步偏向使用昂貴的稀缺要素）會(huì)占支配地位；而當(dāng)兩者存在替代性時(shí)，市場(chǎng)規(guī)模效應(yīng)（技術(shù)進(jìn)步偏向使用充裕要素）會(huì)占支配地位。這種要素相互作用在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中表現(xiàn)為某種技術(shù)進(jìn)步路徑會(huì)提高特定生產(chǎn)要素的邊際產(chǎn)出，改變要素的邊際替代率，影響最終產(chǎn)出。其主要機(jī)理為：在兩種生產(chǎn)資料投入比固定時(shí)，如果技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)機(jī)要素邊際產(chǎn)出的作用效果更大，那么技術(shù)進(jìn)步更有利于提高農(nóng)業(yè)機(jī)械要素的收入份額，采用農(nóng)機(jī)偏向型技術(shù)進(jìn)步會(huì)增加更多的最終產(chǎn)出。

從中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的總體使用情況來(lái)看，土地與勞動(dòng)力要素必要但是稀缺，因此生產(chǎn)過(guò)程中會(huì)更多地使用生化資料以及農(nóng)機(jī)資料節(jié)約兩種生產(chǎn)要素[17]。本文基于糧食生產(chǎn)技術(shù)的功能性特征，將生產(chǎn)資料分為兩類：農(nóng)業(yè)機(jī)械（K）和生化資料（E），建立附加生產(chǎn)要素的（KE）L型CES生產(chǎn)函數(shù)，不僅能夠直觀顯示農(nóng)機(jī)技術(shù)與生化技術(shù)之間的關(guān)系，而且能夠很好地展示農(nóng)機(jī)型技術(shù)與生化型技術(shù)哪類技術(shù)對(duì)糧食生產(chǎn)貢獻(xiàn)更大，以此驗(yàn)證誘致性技術(shù)進(jìn)步理論在我國(guó)的適用性。具體模型形式如下：

式中：Y是最終糧食產(chǎn)出，L、E、K分別是勞動(dòng)投入、生化資料投入以及農(nóng)業(yè)機(jī)械投入。α是生產(chǎn)資料的分配參數(shù)，β反應(yīng)生產(chǎn)過(guò)程中勞動(dòng)要素與生產(chǎn)資料的貢獻(xiàn)份額；AL、AU、AS分別度量了勞動(dòng)要素、農(nóng)機(jī)生產(chǎn)資料以及生化資料的技術(shù)效率；εK,E為農(nóng)機(jī)要素與生化資料的替代彈性，εKE,L為嵌套后生產(chǎn)資料與勞動(dòng)要素的替代彈性。

參照王林輝和袁禮[3]對(duì)技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)的設(shè)計(jì)思路，將農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向（B）定義為：

式中：i和t分別表示樣本和年份，wsu是農(nóng)機(jī)與生化資料的邊際產(chǎn)出比。AUit、ASit分別代表農(nóng)機(jī)資料和生化資料的技術(shù)效率，?Uit和?Sit表示兩種技術(shù)效率的變化率?？梢钥吹?，技術(shù)進(jìn)步偏向受生產(chǎn)資料的替代彈性以及兩者之間相對(duì)效率的增長(zhǎng)率決定。當(dāng)εK, E＜1時(shí)，兩種要素互補(bǔ)，如果此時(shí)AUit/ASit上升，Bit＜0，技術(shù)進(jìn)步偏向生化型技術(shù)進(jìn)步；若AUit/ASit下降，技術(shù)進(jìn)步偏向農(nóng)機(jī)型技術(shù)進(jìn)步模式。當(dāng)εK, E＞1，兩種生產(chǎn)資料是替代關(guān)系，若AUit/ASit下降，技術(shù)進(jìn)步偏向于生化資料，即技術(shù)向節(jié)約土地的方向發(fā)展。若εK, E=1，則技術(shù)進(jìn)步是中性的。

1.2 糧食全要素生產(chǎn)率測(cè)度

DEA-Malmquist是一種不需要設(shè)定特定函數(shù)形式，用生產(chǎn)過(guò)程中產(chǎn)出投入的復(fù)雜變化反映決策單元的全要素生產(chǎn)率（TFP），并能將綜合效率分解進(jìn)行縱向比較的模型[18]。本文考慮到糧食生產(chǎn)受資源短缺以及環(huán)境約束的雙重負(fù)荷，選擇投入導(dǎo)向型模型測(cè)度糧食全要素生產(chǎn)率。具體的計(jì)算公式如下：

式中：M為在時(shí)期t的技術(shù)條件下，時(shí)期t到t+1的全要素生產(chǎn)率（TFP）。x、y分別為各時(shí)期投入產(chǎn)出集。TE表示技術(shù)進(jìn)步變化指數(shù)，反映的是生產(chǎn)前沿面的外推；EFF（技術(shù)效率指數(shù)）反映一段時(shí)期內(nèi)實(shí)際產(chǎn)量與最大產(chǎn)量的差距，可進(jìn)一步分解為純技術(shù)效率變化指數(shù)（PE）與規(guī)模效率變化指數(shù)（SE）。

1.3 面板空間模型

糧食生產(chǎn)受資源稟賦影響較大，糧食全要素生產(chǎn)率表現(xiàn)出明顯的空間依賴性。不同技術(shù)來(lái)源的農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率既有直接作用又有間接作用。因此，本文嘗試建立空間滯后模型（式4），從空間視角研究農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向與糧食全要素生產(chǎn)率的關(guān)系。

式中：i和t分別為地區(qū)及年份，A為糧食全要素生產(chǎn)率，B代表農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)，βi是直接影響系數(shù)（i=1，2），ρ1是空間滯后項(xiàng)系數(shù)，C為控制變量集。W為n×n階空間鄰接權(quán)重矩陣。

1.4 數(shù)據(jù)來(lái)源與指標(biāo)選取

糧食作物整個(gè)生產(chǎn)過(guò)程較為復(fù)雜，因此本文篩選出我國(guó)三大主糧（稻谷、小麥、玉米）的主要生產(chǎn)主體，研究對(duì)象包含全國(guó)26個(gè)省份[19]。按照地區(qū)糧食貢獻(xiàn)度和自然地理區(qū)域劃分，將26個(gè)研究對(duì)象分為東部、中部和西部三個(gè)區(qū)域。東部包含福建、廣東、河北、江蘇、遼寧、山東、浙江；中部包含安徽、河南、黑龍江、湖北、湖南、吉林、江西、山西；西部包含甘肅、廣西、貴州、海南、內(nèi)蒙古、寧夏、陜西、四川、新疆、云南、重慶。按照糧食生產(chǎn)功能區(qū)劃分為糧食主產(chǎn)區(qū)和糧食非主產(chǎn)區(qū)。主產(chǎn)區(qū)包括黑龍江、吉林、內(nèi)蒙古、遼寧、河北、河南、山東、江蘇、安徽、江西、湖北、湖南、四川；非主產(chǎn)區(qū)包括浙江、廣東、福建、海南、貴州、云南、寧夏、廣西、陜西、甘肅、重慶、山西、新疆。另結(jié)合各地區(qū)地勢(shì)地形、種植制度以及各省糧食播種面積和產(chǎn)出情況，劃分玉米、小麥、稻谷優(yōu)勢(shì)生產(chǎn)區(qū)域，具體見(jiàn)表1。

表1 玉米、稻谷、小麥生產(chǎn)優(yōu)勢(shì)區(qū)域Table 1 Main planting areas of maize, rice, and wheat

糧食全要素生產(chǎn)率的指標(biāo)體系構(gòu)建參照張麗和李容[20]的研究，選取鄉(xiāng)村從業(yè)人口、糧食播種面積以及農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)用化肥折純量作為投入指標(biāo)；糧食總產(chǎn)出作為產(chǎn)出指標(biāo)。農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)的測(cè)度數(shù)據(jù)來(lái)自相應(yīng)年份的《全國(guó)農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編》以及《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》，其中農(nóng)機(jī)資料費(fèi)用以單位面積機(jī)械投入價(jià)值表示，生化資料費(fèi)用則以單位糧食生產(chǎn)過(guò)程中化肥、農(nóng)用肥等生化型投入要素價(jià)值總和表示，由于樣本研究時(shí)間跨度較長(zhǎng)，單位面積機(jī)械投入價(jià)值以及單位面積生化投入價(jià)值均以2002年為基期，利用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)作平減。勞動(dòng)力價(jià)格用單位勞動(dòng)用工投入所花費(fèi)的人工成本代替，以消除農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的季節(jié)性影響[21]；此外，考慮到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門相較于其他經(jīng)濟(jì)部門對(duì)土地以及勞動(dòng)要素反映更加劇烈，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化水平也相對(duì)滯后，糧食生產(chǎn)水平與農(nóng)田水利設(shè)施和自然災(zāi)害的聯(lián)系也很密切[15,21]。因此，除卻反映技術(shù)進(jìn)步偏向的解釋變量外，進(jìn)一步增加農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模用于反映農(nóng)地經(jīng)營(yíng)情況；增加城鎮(zhèn)化水平反映勞動(dòng)力流動(dòng)情況；采用有效灌溉率用以控制農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件的影響；采用受災(zāi)面積占農(nóng)作物播種面積的比重來(lái)反映自然災(zāi)害對(duì)糧食生產(chǎn)的影響。具體的指標(biāo)定義見(jiàn)表2。

表2 變量定義與描述Table 2 Variable definition and description

2 結(jié)果與分析

2.1 農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向測(cè)度結(jié)果分析

2.1.1 農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向的典型事實(shí)特征 采用廣義非線性最小二乘法對(duì)式（1）的雙層嵌套CES生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，得到各樣本的要素替代彈性（表3）。可以看到，2002—2020年間各省份農(nóng)機(jī)資料與生化資料替代彈性均值為0.948，兩者總體是互補(bǔ)的[22]，主要是由于整個(gè)糧食生產(chǎn)過(guò)程中兩種生產(chǎn)資料往往協(xié)同使用。但具體看各區(qū)域農(nóng)機(jī)生化資料合成品的結(jié)構(gòu)變化情況，農(nóng)機(jī)生產(chǎn)資料與勞動(dòng)生產(chǎn)資料間的替代彈性有很大差別，甘肅、寧夏、貴州等地糧食生產(chǎn)模式主要是以簡(jiǎn)單便捷的生化投入為主，生產(chǎn)資料間有明顯替代作用。江蘇、安徽、湖南等16個(gè)省份的替代彈性小于1，這些地區(qū)糧食生產(chǎn)要素投入結(jié)構(gòu)較為穩(wěn)定，農(nóng)機(jī)生產(chǎn)資料以及生化資料的協(xié)同使用更利于糧食生產(chǎn)。各省份農(nóng)機(jī)—生化合成品與勞動(dòng)要素的替代彈性差別不大，大概在0.245左右，說(shuō)明生產(chǎn)資料合成品與勞動(dòng)之間是互補(bǔ)關(guān)系。

表3 26個(gè)糧食生產(chǎn)省份要素替代彈性結(jié)果Table 3 Results of the factor substitution elasticities in 26 grain-producing provinces

圖1顯示了我國(guó)各區(qū)域技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)的時(shí)間演變趨勢(shì)?？梢钥吹剑衅霓r(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步在各區(qū)域是廣泛存在的，整個(gè)研究期間，全國(guó)及各地區(qū)技術(shù)進(jìn)步偏向度均有所波動(dòng)，但大多數(shù)年份全國(guó)范圍內(nèi)的技術(shù)進(jìn)步指數(shù)大于0，這些時(shí)期技術(shù)進(jìn)步方向始終偏向于密集使用農(nóng)機(jī)要素。這與我國(guó)現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中農(nóng)業(yè)機(jī)械化比重持續(xù)提高的現(xiàn)實(shí)情況相符合。具體來(lái)看，中國(guó)早期的農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向生物化學(xué)型，以此達(dá)到節(jié)約土地的目的，符合我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展的時(shí)代特征。2004年起，中央一號(hào)文件連續(xù)強(qiáng)調(diào)“三農(nóng)”主題，城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)發(fā)展的特點(diǎn)又要求農(nóng)業(yè)勞動(dòng)要素更多地被機(jī)械技術(shù)替代，勞動(dòng)要素成本增加使得節(jié)約勞動(dòng)成為這一時(shí)期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的典型特征，機(jī)械化技術(shù)進(jìn)步成為糧食生產(chǎn)的主要推動(dòng)力。

圖1 我國(guó)各區(qū)域技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)變化趨勢(shì)Fig. 1 Variation trends of technological progress bias index in different regions of China

東部、中部和西部的農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步方向變化趨勢(shì)大致相同，均表現(xiàn)為生化技術(shù)與機(jī)械技術(shù)交替變化的發(fā)展趨勢(shì)，緩解了糧食生產(chǎn)要素邊際報(bào)酬遞減規(guī)律的制約。東部8個(gè)省份近年來(lái)主要采用節(jié)約土地的生物化學(xué)型技術(shù)進(jìn)步模式。西部地區(qū)以節(jié)約勞動(dòng)的農(nóng)機(jī)技術(shù)為主，對(duì)于生物化學(xué)型技術(shù)的應(yīng)用有所減少。中部8個(gè)省份是傳統(tǒng)的糧食主產(chǎn)區(qū)，生產(chǎn)機(jī)械化程度與土地規(guī)模均有利于機(jī)械技術(shù)發(fā)展，整體技術(shù)進(jìn)步偏向于農(nóng)機(jī)型技術(shù)進(jìn)步。

2.1.2 不同糧食作物技術(shù)進(jìn)步偏向特征 考慮到不同糧食作物資源稟賦以及生長(zhǎng)條件存在差異，進(jìn)一步分析不同糧食作物技術(shù)屬性的差異性，表4到表6分別顯示了玉米、稻谷以及小麥優(yōu)勢(shì)產(chǎn)區(qū)的技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)。早期各玉米優(yōu)勢(shì)產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)機(jī)械化和專業(yè)化發(fā)展受限，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中更多地使用生物化學(xué)技術(shù)，因此整體技術(shù)進(jìn)步模式表現(xiàn)為生化偏向型技術(shù)進(jìn)步。北方春玉米產(chǎn)區(qū)耕地資源較為豐富，規(guī)?；?jīng)營(yíng)為機(jī)械技術(shù)進(jìn)步提供有利條件，玉米農(nóng)機(jī)偏向型技術(shù)進(jìn)步指數(shù)呈上升趨勢(shì)。與之相對(duì)，西南山地玉米產(chǎn)區(qū)地形狀況復(fù)雜，推廣機(jī)械作業(yè)難度較大，這些地區(qū)玉米生產(chǎn)主要以生化型技術(shù)進(jìn)步模式為主[23]。黃淮海地區(qū)則表現(xiàn)為農(nóng)機(jī)偏向型技術(shù)進(jìn)步與生化偏向型技術(shù)進(jìn)步模式交替演進(jìn)，農(nóng)藝、農(nóng)機(jī)結(jié)合是黃淮海平原玉米高產(chǎn)的必要條件。

表6 小麥生產(chǎn)優(yōu)勢(shì)區(qū)的技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)Table 6 Technological progress bias indices of wheat production advantage area

稻谷生產(chǎn)的技術(shù)進(jìn)步類型受自然條件影響較大，長(zhǎng)江流域以及東北早熟稻產(chǎn)區(qū)擁有優(yōu)質(zhì)的水土資源，其稻谷種植的技術(shù)創(chuàng)新更多地表現(xiàn)為生化偏向型技術(shù)進(jìn)步；傳統(tǒng)花生—水稻復(fù)作的種植模式提升了東南沿海優(yōu)勢(shì)稻產(chǎn)區(qū)土壤的理化條件，因此相對(duì)于生物技術(shù)，東南沿海稻谷生產(chǎn)的技術(shù)創(chuàng)新重在控制土壤中水分的排灌技術(shù)以及栽培配套技術(shù)。

相較于普遍采用生化型技術(shù)進(jìn)步模式的北方冬麥產(chǎn)區(qū)，西部春麥和南部冬麥產(chǎn)區(qū)大多采用農(nóng)機(jī)型技術(shù)進(jìn)步模式。甘肅、寧夏、新疆等西部小麥產(chǎn)區(qū)大部分處于高寒干冷地帶，因此早期側(cè)重于培育耐寒豐產(chǎn)的春麥良種，近年來(lái)受政策影響，轉(zhuǎn)向發(fā)展具有明顯節(jié)勞屬性的農(nóng)業(yè)機(jī)械技術(shù)。江蘇、安徽、云南、四川等南部冬麥優(yōu)勢(shì)區(qū)主要采取兩熟平作的種植方式，農(nóng)業(yè)機(jī)械技術(shù)提升了這些區(qū)域糧食生產(chǎn)過(guò)程中耕、播、收的效率，從而獲得較高產(chǎn)量?？傊?，雖然我國(guó)整體農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步表現(xiàn)為節(jié)約勞動(dòng)的農(nóng)機(jī)偏向型技術(shù)進(jìn)步，但是受生產(chǎn)稟賦以及要素成本等的影響，我國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步方向在不同糧食作物類型上具有非均衡性。

表4玉米生產(chǎn)優(yōu)勢(shì)區(qū)的技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)Table 4 Technological progress bias indices of maize production advantage area

2.2 糧食全要素生產(chǎn)率測(cè)算結(jié)果及技術(shù)變化

表5 稻谷生產(chǎn)優(yōu)勢(shì)區(qū)的技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)Table 5 Technological progress bias indices of rice production advantage area

中國(guó)內(nèi)陸氣候、地形復(fù)雜，不同地區(qū)的機(jī)械化程度和勞動(dòng)力人口都存在一定程度的差異。因此，必須對(duì)每個(gè)省份的糧食生產(chǎn)情況進(jìn)行分析。圖2顯示了利用deap2.1軟件得到的2002—2020年我國(guó)26個(gè)糧食生產(chǎn)省份的全要素生產(chǎn)率以及相應(yīng)分解效率。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，2002至2010年，整體糧食全要素生產(chǎn)率波動(dòng)明顯，但只有2003、2005、2009年的相對(duì)效率小于1，糧食生產(chǎn)是低效的。其中，技術(shù)動(dòng)力不足是造成2003年和2009年糧食生產(chǎn)處于劣勢(shì)地位的主要原因。2005年純技術(shù)效率以及規(guī)模效率均小于1，說(shuō)明這一年不僅存在要素流失，而且資源也沒(méi)有有效配置。2010年以后整體糧食投入利用效能相對(duì)較好。2017年至2018年的技術(shù)變動(dòng)指數(shù)觸底，但綜合糧食全要素生產(chǎn)率仍具有優(yōu)勢(shì)，說(shuō)明技術(shù)效率的優(yōu)勢(shì)一定程度上彌補(bǔ)了現(xiàn)有技術(shù)進(jìn)步與技術(shù)前沿之間的差距，更加證明了技術(shù)進(jìn)步的重要性。

圖2 2002—2020年糧食全要素生產(chǎn)率時(shí)序變化圖Fig. 2 Time series change of the total factor productivity of grain from 2002 to 2020

表7進(jìn)一步顯示了不同糧食產(chǎn)區(qū)糧食全要素生產(chǎn)率的差異。可以看出：我國(guó)糧食主產(chǎn)區(qū)綜合糧食生產(chǎn)效率優(yōu)于非主產(chǎn)區(qū)。四川、河南、湖南、湖北等糧食生產(chǎn)集中區(qū)，土壤資源豐裕，良好的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)以及產(chǎn)糧重心的集聚幫助發(fā)揮這些地區(qū)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的規(guī)模效應(yīng)；黑龍江、吉林、遼寧、內(nèi)蒙古等北部省份技術(shù)效率更占優(yōu)勢(shì)，糧食生產(chǎn)重心的北移進(jìn)一步促進(jìn)這些地區(qū)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展，農(nóng)業(yè)機(jī)械的投入以及育種方式的改進(jìn)提升了這些地區(qū)的糧食產(chǎn)量。安徽、河北、江蘇、江西四省技術(shù)進(jìn)步變化指數(shù)較高，技術(shù)進(jìn)步驅(qū)動(dòng)生產(chǎn)前沿面外移，促使這些產(chǎn)糧大省一直處于規(guī)模報(bào)酬遞增階段。糧食非主產(chǎn)區(qū)中，廣西、廣東、貴州、云南、浙江和重慶六省實(shí)際產(chǎn)量與最大產(chǎn)量之間仍有差距，陜西、山西、新疆等地規(guī)模效率同樣偏低，但是這些地區(qū)技術(shù)進(jìn)步指數(shù)較高，技術(shù)創(chuàng)新在糧食生產(chǎn)中占據(jù)主要地位，因此整體糧食生產(chǎn)仍處于效率遞增的潛力帶。

表7 2002—2020年我國(guó)各地區(qū)糧食全要素生產(chǎn)率均值Table 7 The average total factor productivity of grain in various regions of China from 2002 to 2020

2.3 農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)Z食全要素生產(chǎn)率的影響

2.3.1 模型選擇與檢驗(yàn) 由表8可知，2002—2020年的莫蘭指數(shù)均在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，這意味著糧食全要素生產(chǎn)率普遍存在較高程度的空間依賴性。受糧食生產(chǎn)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)以及鄰近區(qū)域相似的種植條件等影響，糧食生產(chǎn)效率有明顯的空間趨同特征，距離越短，空間相關(guān)性越強(qiáng)。此外，勞動(dòng)力要素轉(zhuǎn)移以及農(nóng)地的流轉(zhuǎn)打破了經(jīng)營(yíng)壁壘，加速了糧食生產(chǎn)中投入要素的自由流動(dòng)，因此，某地區(qū)的糧食生產(chǎn)效率提升，不僅會(huì)影響本地糧食生產(chǎn)規(guī)模效率以及技術(shù)效率，而且在空間范圍內(nèi)會(huì)作用于周圍地區(qū)糧食生產(chǎn)。

表8 2002—2020年糧食全要素生產(chǎn)率莫蘭指數(shù)Table 8 Moran index of the total factor productivity of grain from 2002 to 2020

利用Hausman檢驗(yàn)篩選固定效應(yīng)或是隨機(jī)效應(yīng)模型。結(jié)果發(fā)現(xiàn)檢驗(yàn)值為70.460，通過(guò)了1%顯著性水平檢驗(yàn)，采用固定效應(yīng)模型更加合理。個(gè)體固定效應(yīng)模型的擬合優(yōu)度R2為0.180，小于時(shí)間固定以及時(shí)空雙固定效應(yīng)模型（均為0.274）。綜合LR檢驗(yàn)、LM-lag檢驗(yàn)和LM-error檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)（表9），使用時(shí)間固定效應(yīng)空間滯后模型是最優(yōu)的。

表9 LM檢驗(yàn)結(jié)果Table 9 LM test results

2.3.2 空間計(jì)量結(jié)果分析 表10報(bào)告了農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向和糧食全要素生產(chǎn)率空間滯后模型的回歸結(jié)果。可以看出，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向以及農(nóng)業(yè)災(zāi)害率的提高不利于糧食全要素生產(chǎn)率的提升，而農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模的擴(kuò)大有利于提高糧食全要素生產(chǎn)率。具體來(lái)看，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)每提高1%，當(dāng)?shù)丶Z食生產(chǎn)效率將下降0.016%，也即技術(shù)進(jìn)步偏向農(nóng)機(jī)生產(chǎn)資料不利于糧食全要素生產(chǎn)率提升。結(jié)合第一部分研究結(jié)果，解放勞動(dòng)生產(chǎn)是城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下的主要目的，由此引致的農(nóng)機(jī)型技術(shù)進(jìn)步造成我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時(shí)土地稀缺約束更加明顯，過(guò)度應(yīng)用農(nóng)機(jī)型技術(shù)進(jìn)步偏離當(dāng)前資源的最優(yōu)配置，技術(shù)效率存在損失。除此之外，參考Zhang等[24]的研究結(jié)論，農(nóng)業(yè)機(jī)械存在外包服務(wù)，微觀角度上的農(nóng)戶租用省外機(jī)械服務(wù)當(dāng)前并未體現(xiàn)。由于普遍上升的勞動(dòng)力成本，更多年輕人傾向進(jìn)入其他行業(yè)獲取非農(nóng)收入，農(nóng)村留下的年邁勞動(dòng)力對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的接收程度有限，主要進(jìn)行簡(jiǎn)單的種植工作。農(nóng)機(jī)型技術(shù)進(jìn)步模式的普及并不能在短期內(nèi)實(shí)現(xiàn)糧食生產(chǎn)效率的提升。

農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模系數(shù)為0.003，說(shuō)明目前我國(guó)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模仍具有顯著的規(guī)模效應(yīng)。經(jīng)營(yíng)規(guī)模的擴(kuò)大利于資源高效利用，能夠提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，促進(jìn)糧食生產(chǎn)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及城鎮(zhèn)化水平對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率的影響并不顯著，這表明目前產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及城鎮(zhèn)化水平對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率的作用尚且模糊。水資源短缺一直是我們國(guó)家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)受制約的主要原因，但節(jié)水灌溉技術(shù)的發(fā)展一定程度上能夠促進(jìn)水資源的循環(huán)利用，滿足農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)水資源的需求，這種方向相反的動(dòng)態(tài)作用造成有效灌溉率與糧食全要素生產(chǎn)率之間沒(méi)有顯著的相關(guān)性。

2.3.3 空間溢出效應(yīng)分解 當(dāng)空間計(jì)量模型中同時(shí)包含被解釋變量及其空間滯后項(xiàng)，估計(jì)系數(shù)不能像傳統(tǒng)計(jì)量模型那樣直接反映邊界效應(yīng)。因此，需要分解解釋變量的作用，轉(zhuǎn)化為直接效應(yīng)（直接影響）、間接效應(yīng)（鄰里溢出）和總效應(yīng)（共同影響）進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。結(jié)合表10的分解結(jié)果可知，技術(shù)進(jìn)步偏向的直接效應(yīng)系數(shù)是-0.016，空間溢出效應(yīng)系數(shù)為-0.006，均在10%的結(jié)果上顯著，且直接影響大于間接效應(yīng)。這表明當(dāng)前我國(guó)農(nóng)機(jī)偏向型技術(shù)進(jìn)步不僅直接抑制糧食全要素生產(chǎn)率的提升，也會(huì)間接抑制其他地區(qū)的糧食全要素生產(chǎn)率。因?yàn)樵诩夹g(shù)空間擴(kuò)散的過(guò)程中存在要素流動(dòng)，要素偏向特性也會(huì)發(fā)生外溢，農(nóng)機(jī)的空間外溢效應(yīng)直接表現(xiàn)為農(nóng)機(jī)跨區(qū)流動(dòng)，但運(yùn)輸成本以及種植條件等約束限制了跨區(qū)服務(wù)市場(chǎng)的發(fā)展，農(nóng)機(jī)型技術(shù)進(jìn)步的糧食增產(chǎn)作用明顯受限。此外，廣泛的農(nóng)機(jī)偏向型技術(shù)進(jìn)步使得生產(chǎn)過(guò)程中農(nóng)機(jī)要素投入飽和，土地對(duì)生產(chǎn)的約束作用更加強(qiáng)烈，農(nóng)機(jī)偏向型技術(shù)與土地稀缺存在錯(cuò)配，使得最終糧食生產(chǎn)的資源配置效率下降。

表10 空間滯后模型計(jì)量結(jié)果Table 10 Measurement results of the spatial lag model

農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模直接效應(yīng)系數(shù)為0.003，空間溢出效應(yīng)系數(shù)為0.001。由此可見(jiàn)，在該地區(qū)擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模，可以充分發(fā)揮規(guī)模經(jīng)營(yíng)的效益，激發(fā)生產(chǎn)要素的最大潛力，有效提高土地生產(chǎn)能力；其他地區(qū)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模優(yōu)勢(shì)也會(huì)帶動(dòng)糧食生產(chǎn)鏈發(fā)展，加速該地區(qū)糧食生產(chǎn)。農(nóng)業(yè)災(zāi)害率的直接影響回歸系數(shù)為-0.134，空間溢出回歸系數(shù)為-0.050，說(shuō)明農(nóng)業(yè)災(zāi)害不僅不能顯著提升糧食全要素生產(chǎn)率，而且會(huì)對(duì)其他省市的糧食全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生類似的影響。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化水平、有效灌溉率三者的直接效應(yīng)以及空間溢出效應(yīng)也不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。

2.4 內(nèi)生性檢驗(yàn)

由于糧食全要素生產(chǎn)率遺漏潛在影響因素會(huì)導(dǎo)致殘差項(xiàng)自相關(guān)，而且受要素結(jié)構(gòu)變化的作用，技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提高之后，人們傾向選擇對(duì)糧食生產(chǎn)更有益的技術(shù)進(jìn)步模式。技術(shù)進(jìn)步與全要素生產(chǎn)率之間可能互為因果。因此，為了精準(zhǔn)體現(xiàn)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)Z食全要素生產(chǎn)率的作用，本文首先將滯后一期的被解釋變量納入計(jì)量模型，采用兩階段系統(tǒng)GMM模型進(jìn)行回歸；另外，引入核心解釋變量（技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)）的滯后項(xiàng)作為工具變量對(duì)可能存在的逆向因果關(guān)系進(jìn)行處理[25-26]。

表11中模型（1）為兩階段系統(tǒng)GMM的估計(jì)結(jié)果?？梢钥吹剑诵慕忉屪兞康南禂?shù)符號(hào)以及系數(shù)值沒(méi)有太大變化。AR(2)的檢驗(yàn)結(jié)果接受了“擾動(dòng)項(xiàng)無(wú)序列相關(guān)”的原假設(shè)，同時(shí)，Sargan檢驗(yàn)結(jié)果認(rèn)為工具變量有效，說(shuō)明上文回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。模型（2）和模型（3）是引入滯后一期的技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)為工具變量后進(jìn)行系統(tǒng)GMM以及2SLS回歸的結(jié)果。兩種估計(jì)方法均未改變農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率具有顯著抑制作用的結(jié)論。Cragg-Donald Wald檢驗(yàn)拒絕了弱工具變量的假設(shè)，LM檢驗(yàn)結(jié)果也表明模型不存在過(guò)度識(shí)別問(wèn)題。由此可見(jiàn)，剔除可能存在的內(nèi)生性之后，農(nóng)機(jī)偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率提升仍具有顯著抑制作用。

表11 內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果Table 11 Endogeneity test results

2.5 異質(zhì)性分析

考慮到不同糧食作物的要素配置、技術(shù)效率以及生產(chǎn)效率均存在差異，進(jìn)一步分組考察玉米、稻谷以及小麥生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)Z食全要素生產(chǎn)率的直接影響（表12）。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，玉米農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向與糧食全要素生產(chǎn)率之間的系數(shù)顯著為負(fù)，稻谷的影響統(tǒng)計(jì)上不顯著。結(jié)合上文研究結(jié)果可知，玉米與稻谷整體技術(shù)進(jìn)步偏向特征均為生化型技術(shù)進(jìn)步，玉米種植的生化型技術(shù)進(jìn)步模式能夠顯著促進(jìn)玉米產(chǎn)量提升。但是對(duì)于現(xiàn)代化稻谷種植，其生產(chǎn)效率的提升不僅需要繼續(xù)優(yōu)化生化型技術(shù)進(jìn)步，也需要加強(qiáng)農(nóng)機(jī)型技術(shù)進(jìn)步創(chuàng)新。小麥的技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)與全要素生產(chǎn)率之間的系數(shù)為0.019，說(shuō)明對(duì)小麥來(lái)說(shuō)，偏向農(nóng)機(jī)型的技術(shù)進(jìn)步模式更能夠促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高。而當(dāng)前我國(guó)小麥生產(chǎn)過(guò)程中，農(nóng)機(jī)技術(shù)所占比重越來(lái)越高，機(jī)械使用程度也在不斷加深，使用農(nóng)機(jī)型技術(shù)可以有效促進(jìn)小麥增產(chǎn)增收。

表12 不同糧食作物技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)Z食全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果Table 12 Regression results of the technological progress bias of different grain crops on the total factor productivity of grain

此外，將糧食種植地區(qū)分為主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)，進(jìn)而驗(yàn)證技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)τ诓煌愋图Z食功能區(qū)糧食全要素生產(chǎn)率的影響是否存在異質(zhì)性（表13），從結(jié)果來(lái)看：不同糧食功能區(qū)模型結(jié)果具有相似性，相對(duì)于糧食主產(chǎn)區(qū)，非主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的偏向性特征對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率的影響更加顯著。非主產(chǎn)區(qū)農(nóng)機(jī)型技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)每提升1%，本地糧食生產(chǎn)效率將下降0.026%，按照林毅夫等[27]的研究結(jié)論，要素稟賦結(jié)構(gòu)決定了經(jīng)濟(jì)體最適宜的技術(shù)模式，結(jié)合技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)的定義，主產(chǎn)區(qū)農(nóng)機(jī)偏向型技術(shù)進(jìn)步并非是能提升全要素生產(chǎn)率的適宜型技術(shù)進(jìn)步。就現(xiàn)階段糧食生產(chǎn)中農(nóng)業(yè)機(jī)械技術(shù)應(yīng)用情況看，機(jī)械技術(shù)受自然地形、農(nóng)戶意愿以及作物類型差異等的約束，機(jī)械化還存在較大的進(jìn)步空間。

表13 主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)技術(shù)進(jìn)步偏向與糧食全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果Table 13 Regression results of the technological progress bias and the total factor productivity of grain in main and non-main production areas

糧食主產(chǎn)區(qū)相對(duì)廣泛的作物類型也在一定程度上弱化了農(nóng)機(jī)型技術(shù)進(jìn)步對(duì)糧食生產(chǎn)的作用。以水稻和小麥的生產(chǎn)為例，水稻對(duì)早期幼苗的移植條件要求較高，機(jī)械移植相較于人工移植成本更高；而我國(guó)當(dāng)前小麥生產(chǎn)已經(jīng)實(shí)現(xiàn)播、種、收的全面機(jī)械化，因此農(nóng)機(jī)型技術(shù)偏向?qū)Z食全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更加顯著[28]。非主產(chǎn)區(qū)糧食產(chǎn)、銷、購(gòu)流動(dòng)性大，市場(chǎng)規(guī)模效應(yīng)以及生產(chǎn)要素的價(jià)格效應(yīng)更加顯著，農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新在這兩種效應(yīng)的加持下偏向特征明顯，與勞動(dòng)要素互補(bǔ)且具有節(jié)約土地屬性的生化型技術(shù)進(jìn)步更加適宜非主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，表現(xiàn)為生化型技術(shù)進(jìn)步不僅利于當(dāng)?shù)丶Z食全要素生產(chǎn)率提高，而且對(duì)其他地區(qū)糧食全要素生產(chǎn)率具有一定的正向促進(jìn)作用。因此，在糧食生產(chǎn)過(guò)程中，除了要因地制宜發(fā)展不同的技術(shù)進(jìn)步模式外，注重整體技術(shù)水平提升同樣重要。

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

1）2002—2020年間，我國(guó)整體農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步表現(xiàn)出農(nóng)機(jī)偏向型特征。早期技術(shù)進(jìn)步方向傾向于生化型技術(shù)進(jìn)步主要是由國(guó)家政策以及相對(duì)豐裕的勞動(dòng)力要素帶動(dòng)。受城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的影響，當(dāng)前我國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步更多地表現(xiàn)為節(jié)約勞動(dòng)要素的農(nóng)機(jī)偏向技術(shù)進(jìn)步特征。各區(qū)域農(nóng)業(yè)技術(shù)表現(xiàn)為生化偏向型與農(nóng)機(jī)偏向型技術(shù)進(jìn)步交替變化的特征。

2）2002—2020年間，糧食全要素生產(chǎn)率波動(dòng)明顯，各省糧食全要素生產(chǎn)率均為正增長(zhǎng)，受糧食生產(chǎn)重心日漸北移的影響，北部糧食主產(chǎn)區(qū)全要素生產(chǎn)率處于前沿地位。糧食生產(chǎn)中技術(shù)進(jìn)步指數(shù)對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)度更大。不同糧食功能區(qū)的全要素生產(chǎn)率差異明顯，技術(shù)進(jìn)步的驅(qū)動(dòng)作用在糧食主產(chǎn)區(qū)更加顯著。

3）糧食全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向空間依賴性。當(dāng)前我國(guó)整體農(nóng)機(jī)偏向型技術(shù)進(jìn)步模式存在生產(chǎn)率損失，農(nóng)機(jī)跨區(qū)服務(wù)市場(chǎng)的限制以及勞動(dòng)力成本約束造成短期內(nèi)農(nóng)機(jī)偏向型技術(shù)進(jìn)步抑制糧食全要素生產(chǎn)率的提升，在糧食非主產(chǎn)區(qū)這種農(nóng)機(jī)偏向型技術(shù)進(jìn)步模式的抑制作用更加顯著。

4）有偏的農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對(duì)異質(zhì)性糧食作物全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)作用顯著，表現(xiàn)為符合糧食作物要素稟賦變化的技術(shù)進(jìn)步更利于提升糧食生產(chǎn)效率：具有明顯生化型技術(shù)優(yōu)勢(shì)的稻谷以及玉米，偏向生化型的技術(shù)進(jìn)步更利于促進(jìn)作物增產(chǎn)；小麥生產(chǎn)的機(jī)械化程度較高，因此機(jī)械技術(shù)對(duì)小麥全要素生產(chǎn)率的正向作用更明顯。

3.2 建議

因地制宜、因勢(shì)利導(dǎo)發(fā)揮技術(shù)進(jìn)步的引領(lǐng)作用對(duì)于助力糧食生產(chǎn)資源消耗導(dǎo)向到技術(shù)創(chuàng)新導(dǎo)向的轉(zhuǎn)型，保障糧食安全意義深遠(yuǎn)。基于此，本文提出以下建議：

1）增強(qiáng)省際糧食生產(chǎn)互助，重視農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。建立信息化糧食生產(chǎn)鏈，增加技術(shù)進(jìn)步偏向與要素稟賦結(jié)構(gòu)的匹配度，減少生產(chǎn)以及非生產(chǎn)階段的無(wú)效損耗。在糧食生產(chǎn)投入要素有限的情況下，通過(guò)技術(shù)進(jìn)步提高糧食生產(chǎn)的技術(shù)效益。

2）聚焦農(nóng)機(jī)裝備以及生化技術(shù)創(chuàng)新。我國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步整體偏向農(nóng)機(jī)型技術(shù)進(jìn)步，因此農(nóng)機(jī)型技術(shù)需要控量提效，提升農(nóng)業(yè)機(jī)械使用效率。促進(jìn)農(nóng)機(jī)資源共享，統(tǒng)籌調(diào)動(dòng)拖拉機(jī)等機(jī)械設(shè)備，實(shí)現(xiàn)農(nóng)機(jī)技術(shù)進(jìn)步對(duì)糧食生產(chǎn)的促進(jìn)作用。在追求增產(chǎn)增收的同時(shí)切實(shí)保持土壤肥力，重視生物技術(shù)創(chuàng)新，實(shí)施良種工程、高效施肥技術(shù)等項(xiàng)目，為土地高質(zhì)量產(chǎn)糧續(xù)航。借助國(guó)家的農(nóng)業(yè)扶持政策，聚合優(yōu)勢(shì)資源，攻克“卡脖子”的關(guān)鍵核心技術(shù)。

3）平衡技術(shù)進(jìn)步偏向的間接效應(yīng)。結(jié)合各地區(qū)自有稟賦進(jìn)行分類指導(dǎo)，補(bǔ)齊落后地區(qū)糧食生產(chǎn)基礎(chǔ)設(shè)施短板。經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)可以同時(shí)推動(dòng)農(nóng)機(jī)型技術(shù)進(jìn)步與生化型技術(shù)進(jìn)步，集中優(yōu)勢(shì)進(jìn)行農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣，吸納農(nóng)業(yè)高素質(zhì)人才，加快農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展。具有土地資源優(yōu)勢(shì)的城市優(yōu)化資源配置，以節(jié)約勞動(dòng)的農(nóng)機(jī)型技術(shù)進(jìn)步為主，輔以生化型技術(shù)。鼓勵(lì)擁有大規(guī)模土地的農(nóng)地經(jīng)營(yíng)者采用大型農(nóng)機(jī)等提高生產(chǎn)效率，對(duì)于小規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體，降低小型農(nóng)機(jī)使用成本，推廣科學(xué)的耕作方式，鼓勵(lì)其積極采取科學(xué)施肥技術(shù)。