基于SFA的中國農村區域技術效率分析

王 輝

(山東大學 經濟學院,山東 濟南 250100)

基于SFA的中國農村區域技術效率分析

王 輝

(山東大學 經濟學院,山東 濟南 250100)

運用隨機前沿分析方法對我國農村區域技術效率進行測算,分析技術效率差異對農村區域收入差距的影響。研究發現,全國范圍內技術非效率對產出差距的影響十分微小,產出差距主要受不可觀測的其他因素的影響;中部地區技術非效率是導致地區內各省份之間收入差距的重要原因,而對于東部和西部地區而言,這種解釋力度并不強。另外,通過對技術效率的收斂性分析得出,全國范圍和東部地區的技術效率存在著明顯的收斂趨勢;而中部和西部地區技術效率處于顯著發散的趨勢,技術效率對收入差距的拉大作用越來越大。

農村;區域;技術效率;隨機前沿分析

一、引言

中國農村經濟自從推行聯產承包責任制以來,農村生產力得到史無前例的解放,我國農村居民人均純收入也獲得較快增長,1978年我國農村居民名義人均純收入為133.6元,2008年上升到4 760.6元,30年增長了近35倍,平均年增長率為12.65%,而1957年至1977年我國農村居民名義人均收入平均年增長率僅為2.4%。但是,隨著農村經濟的發展,我國區域間農村經濟之間的差距不斷拉大,區域之間的不平衡現象愈加嚴重。以上海市和甘肅省為例,1978年上海市與甘肅省農民人均純收入之比為2.78,而2008年卻達到4.2之高。①根據 Kuznets(1955)[1],經濟發展與收入分配之間呈倒“U”型關系,即隨著一個地區經濟的增長,收入差距首先會逐步擴大,隨后進入穩定階段,最后隨著經濟的發展,收入差距會逐步縮小。Williamson(1965)[2]利用1949～1961年24國橫截面數據和10國時間序列數據進行檢驗并支持了該假說。然而,隨著我國經濟高速增長,我國農村區域經濟卻沒有出現所謂的倒“U”型關系,諸多學者如萬廣華(1998)[3]、張平(1998)[4]、萬廣華(2004)[5]、鄒薇、張芬(2006)[6]等從農村居民純收入構成以及影響收入水平的因素分析入手,提出通過發展非農產業、提高農村勞動力教育水平來縮小農村地區差異。

然而,對農村地區間技術效率的研究卻比較少見,現有的對農業生產以及農村經濟技術效率的研究主要包括:孟令杰(2000)[7]運用DEA方法發現我國1980～1995年農業技術效率處于下降的趨勢;喬世君(2004)[8]以及亢霞、劉秀梅(2005)[9]利用隨機前沿分析(SFA)方法對我國糧食生產的技術效率進行分析;李谷成等(2008)[10]采用隨機前沿模型,以湖北省農戶的微觀面板數據作為分析對象,對影響農戶家庭經營技術效率的外生性因素進行了分析;劉樹坤等(2005)[11]運用隨機前沿生產函數測算了中國玉米生產的技術效率損失;朱韻潔(2009)[12]對“六五”至“十五”期間我國經濟增長的技術效率進行了測度。本文通過利用隨機前沿分析方法對我國農村區域技術效率進行測算,進而分析技術效率差異對農村區域收入差距的影響。

二、隨機前沿生產函數基本模型

傳統的索洛余值法(SRA)假定,生產者在其技術邊界上進行生產,因此在進行增長核算時,將產出增長中投入要素貢獻以外的部分歸結為技術進步的結果,即全要素生產率。然而,Farrell(1957)[13]指出,由于并不是每一個生產者都處在技術邊界上,基于SRA測度的全要素生產率并不符合經濟現實,基于該思想,Aigner和 Chu(1968)[14]提出了前沿生產函數模型,采用Cobb-Douglas生產前沿函數形式,忽略所有變量的測量誤差,將技術效率的差異全部歸結到擾動項當中,因此,實際產出就由技術前沿和技術非效率的差決定;由于實際產出值不可避免受到隨機擾動的影響,Aigner和Chu(1968)也提到諸如錯誤操作、產品瑕疵等純隨機擾動對產出的影響。Aigner,Lovell和Schmidt(1977)[15]以及Meeusen和Broeck(1977)[16]分別獨立地提出了隨機前沿生產函數模型,最初的形式包括生產函數和一個由兩部分組成的誤差項,其中一個用來說明隨機效應,而另一個用來說明技術非效率,假設只有一種產出Y和一種投入要素X,生產函數采用Cobb-Douglas形式,模型表示如下:

模型中包含了兩個誤差項,其中vt是服從iid.N(0,σ2v)的隨機變量,表示投入和技術以外的因素對產出的影響,即噪聲影響(noise effect);ut是服從iid.N+(0,σ2u)的非負隨機變量,用來說明產出的技術非效率(technical inefficiency effect),且vt和ut是相互獨立的。β0+β1lnXt是實際產出的決定部分(deterministic component),也就是前沿生產函數,它表示經濟中最優生產技術,圖1描述了隨機前沿生產函數的產出分解。

圖1 隨機前沿生產函數的產出分解圖

X1、X2分別表示生產者1和生產者2的要素投入,Y1和Y2分別表示生產者1和生產者2的實際產出,Y1＊和Y2＊表示不存在技術非效率下(ut=0)生產者1和生產者2的產出水平,規模報酬遞減的曲線表示前沿生產函數。在不考慮技術非效率的情況下,生產者1和生產者2的產出水平分別能達到Y1＊和Y2＊,而實際的產出水平卻是Y1和Y2,因此,Y1Y1＊和Y2Y2＊代表了生產者1和生產者2的技術非效率,對于兩個生產者而言,Y1＊、Y2＊與生產前沿的距離代表了噪聲影響,由于生產者1的噪聲影響大于零,因此實際產出與生產前沿的差距是技術非效率與噪聲影響相互抵消的結果,而生產者2的噪聲影響小于零,實際產出與生產前沿的差距是技術非效率與噪聲影響共同同方向作用的結果。

本文對Battese和Coelli(1995)[17]的模型進行改造,隨機前沿生產函數模型采用如下形式:

其中,yit代表i地區t期的勞均產出;x為勞均要素投入向量;t是時間趨勢,代表技術進步;β是待估計的參數向量;vit是服從iid.N(0,σ2v)的隨機變量且與uit相互獨立;uit服從在零處截尾的N(mit,σ2it),即uit～N+(mit,σ2it),mit=zδ+ωit,z是影響技術非效率的解釋變量向量,δ是參數向量,ωit是隨機誤差項。產出的技術效率為

對于生產函數F(·)而言,目前較為常用的生產函數有科布—道格拉斯和超越對數形式兩種,后者的優點是放寬了技術中性和產出彈性固定的假設,但估計中容易產生多重共線性問題,而科布—道格拉斯生產函數能夠較好的描述中國經濟增長,因此,本文的生產函數采用科布—道格拉斯形式,假設技術進步是?？怂怪行?公式(3)轉換為

kit表示勞均物質資本;hit表示勞均人力資本,由于我國農村經濟普遍存在著勞動力過剩的現象,因此本文沒有將勞動投入數量L作為影響產出的變量引入到模型中,而是用勞均人力資本作為影響產出的投入要素;A(t)=exp(A0+βat)表示t期全國的技術前沿水平,βa表示技術前沿進步的速度;對于影響技術效率的因素zit,傅曉霞、吳利學(2006)[18]認為人力資本和制度是影響地區技術效率最重要的因素,由于本文中勞均人力資本作為解釋變量進入到生產函數中,且農村經濟數據的可得性導致制度的測度比較困難,本文采用影響農業生產的勞均農用機械總動力(power)和反映鄉鎮企業效率的勞均民營企業增加值(added value)的滯后一期值作為mit的解釋變量,這是因為技術水平是影響當期鄉鎮企業增加值的一個主要因素,而滯后一期的鄉鎮企業增加值綜合反映了上一期影響企業生產的制度、技術以及市場環境,這些變量仍然會影響本期的生產和技術效率。即:

三、我國農村區域技術效率差異分析

(一)數據說明

本文利用隨機前沿模型(7)計算我國農村各地區技術效率,模型涉及的變量包括勞均產出、勞均物質資本、勞均人力資本、勞均農機總動力以及勞均鄉鎮企業增加值,說明如下:

資本存量指標根據永續盤存法計算,

本文以農村地區從業人員的平均受教育水平來衡量勞均人力資本,根據相關年份的《中國農村統計年鑒》,各地區農村居民家庭勞動力文化程度構成包括不識字或識字很少、小學、初中、高中、中專和大專及以上6個組成部分。假定各文化程度構成的受教育年限分別為 0、6、9、12、12和16年,勞均人力資本就等于以勞動力文化構成為權數的教育年限的加權平均數。勞均農機總動力等于地區農業機械總動力除以第一產業就業人數,數據來源于歷年《中國統計年鑒》,勞均鄉鎮企業增加值QVit等于各地區鄉鎮企業增加值除以鄉鎮企業從業人員數,并利用各地區工業品出廠價格指數以1997年為基期進行平減,其中海南省1997～2001年缺省,利用同期廣東省數據代替,資料來源于歷年《中國農業年鑒》和《中國統計年鑒》。時間趨勢t采用自然序列,初始年份為1。

(二)估計方法與結果

參數估計值服從以觀測值個數減去解釋變量個數為自由度的t分布,從估計結果來看,技術進步在全國范圍內對農村勞均純收入并沒有十分顯著的影響,從各地區來看,技術進步對東部地區的產出呈現顯著的負效應,而對中西部地區存在顯著的積極作用。全國范圍、中部地區和西部地區產出的勞均人力資本彈性均大于勞均物質資本彈性,人力資本是影響這些地區經濟發展的最主要因素,而東部地區產出的勞均人力資本彈性不顯著,影響東部產出的主要因素是物質資本的投入;全國范圍勞均物質資本和勞均人力資本參數之和為1.036,說明我國農村要素投入大致上服從規模報酬不變,而東部地區存在著規模報酬遞減趨勢,中部地區存在規模報酬遞增現象,西部地區接近于規模報酬不變。從影響技術非效率的因素來看,盡管全國范圍內勞均農機總動力和勞均鄉鎮企業增加值對技術效率存在顯著的正的影響,然而各個地區內部卻不盡然,對于勞均農機總動力而言,該變量導致東部地區的技術非效率,是東部地區內部各省份技術效率差距拉大的原因之一,增加農業技術投入反而會落后于其他地區的技術效率,而該變量對改善中西部地區的技術效率并沒有顯著的作用,這主要是因為農業產值在提高地區勞均純收入方面作用比較微小,農業生產對勞均純收入波動的貢獻率也很小,相對于工業技術而言,農業技術進步對整個農村經濟技術進步的貢獻份額也不大;對于勞均鄉鎮企業增加值而言,鄉鎮企業技術水平進步對東部地區技術效率具有顯著正的影響,鄉鎮企業技術進步縮小了地區內部各省市之間的技術效率差距,而中西部地區鄉鎮企業發展水平相對不均衡,鄉鎮企業技術水平進步導致地區內部技術效率差距擴大,尤其是中部地區;這一點也可以從γ估計值看出,γ取值介于0和1之間,如果σ2it趨于 0,則γ趨于 0,說明實際產出與前沿產出之間的差距主要受隨機干擾項波動的影響,而不是受技術非效率波動的影響;如果γ接近于1,則說明實際產出與前沿產出之間的差距主要受技術非效率波動的影響,單側似然比檢驗就是衡量γ值顯著性的檢驗方法,其虛擬假設為 H0∶σ2it=0,其值服從以約束個數為自由度的卡方分布,對于本文模型而言,約束個數為4,χ20.95(4)=9.49,因此,全國范圍和中部地區的γ值顯著異于0,而東部和西部地區的γ值則不顯著,全國范圍的γ值僅為0.068,說明技術非效率波動對產出差距的影響十分微小,產出差距主要受不可觀測的其他因素的影響,東部和西部地區也是如此,而中部地區的γ值卻接近于1,技術非效率幾乎完全說明了地區內實際產出與前沿產出之間的差距的波動。

表1 隨機前沿生產函數估計結果

(三)技術效率分析

從模型的估計結果可以看出,東、中、西部地區之間的差距,尤其是東部與中西部之間的差距導致全國范圍內各解釋變量均具有較高的顯著性水平,而三大地區內部各變量對產出的影響卻不盡相同,因此,本文分別計算東、中、西部地區各自的技術效率,結果如表2。

表2 各地區內部省份技術效率

續表2

從整體上看,技術效率水平從東部到西部依次遞減,并且東部地區技術效率與中西部地區技術效率之間的差距也存在擴大的趨勢,1998年,東部和中部之間的平均技術效率差距為0.027,東部和西部的差距為0.197,而2008年卻分別達到0.173和0.299。東部地區各省市技術效率水平在研究期內普遍有所提高,并存在收斂的趨勢,研究初期具有較低技術效率水平的北京、天津、河北、山東和廣東在期末縮小了與其他地區的技術效率差距;而中部地區各省份的技術效率卻表現千差萬別,首先從各省份自身技術效率的縱向比較來看,山西、湖北、湖南以及海南的技術效率存在著明顯的下降趨勢,內蒙古、吉林、安徽、江西和河南的技術效率保持一個較為穩定的水平,而僅有黑龍江的技術效率水平出現了明顯的提高,另外,從這些省份的技術效率水平的橫向比較來看,地區內部技術效率水平具有較大的變異,以2008年為例,黑龍江省的技術效率高達0.988,而湖南省卻僅僅為0.57;西部地區的技術效率水平雖然較低,但是地區內部差距不大。

利用技術效率變異系數(CV)對各地區進行收斂性分析,回歸方程為

表3 收斂性分析結果

表3的回歸結果顯示,全國范圍的技術效率存在著明顯的收斂趨勢,但是這主要是由于東部地區收斂導致的,東部地區的顯著收斂對全國范圍的收斂趨勢具有較強的擾動性,因此,通過分地區回歸表明,中部和西部地區技術效率處于顯著發散的趨勢,技術效率對收入差距的拉大作用越來越大。

四、結論及政策建議

(一)基本結論

本文運用隨機前沿分析方法對1998～2008年中國30個省、市、自治區農村經濟的技術效率進行分析,得出如下結論:

第一,勞均物質資本和勞均人力資本差異是造成全國范圍農村區域間收入差距的主要原因,提高固定資產投資、加大教育投入改善教育環境是落后地區縮小與發達地區差距的主要手段。

第二,從三大地區內部來看,勞均物質資本是影響東部地區收入差距的主要因素,勞均人力資本是影響中部地區收入差距的主要因素,而二者均對西部地區收入差距產生重要的影響。

第三,盡管從全國范圍看,農業生產技術的提高可以降低技術非效率、減小收入差距,但是從三大地區內部來看,農業生產技術對收入并沒有產生顯著積極的影響。

第四,鄉鎮企業技術水平的差異對全國范圍農村居民收入差距具有顯著的影響作用,也是東部地區各省市縮小區域內部差距的主要手段,且東部地區技術效率呈現出顯著的收斂趨勢;而對于中西部地區而言,鄉鎮企業技術水平的不均衡導致了收入差距的擴大,并且中西部地區技術效率呈現顯著的發散趨勢,且中部尤甚于西部,由于技術效率對勞均純收入對數值存在顯著正向效應,因此,提高對中西部地區諸如湖南、河南、重慶等鄉鎮企業技術效率較低地區的扶持是縮小收入差距的手段之一。

(二)政策建議

第一,中央政府應該繼續加大對中西部地區的投資傾斜,利用財政手段和貨幣手段鼓勵投資從發達地區向欠發達地區的流動,通過促進固定資產投資的方式來提高中西部地區的技術效率水平。

第二,制定優惠政策鼓勵人才由東向西流動,提高中西部地區農村經濟發展的人力資本水平。東部地區經濟優勢吸引了中西部地區人才向東部地區的流動,實際上形成了落后地區向發達地區的涓滴,這使得“馬太效應”凸顯,因此,各級政府應該制定相應的政策吸引人才,解決經濟發展中面臨的人力資本匱乏的局面。

第三,鄉鎮企業發展落后的地區應采取相應的優惠措施鼓勵鄉鎮企業進行長期投資,避免“殺雞取卵”的短期行為,通過大力發展鄉鎮企業園區和產業集群,利用產業集聚效應促進鄉鎮企業技術水平的提高,大力扶持鄉鎮企業建立自己的技術研發中心,進行自主知識產權的研發。

注 釋:

①此處數據根據《新中國五十年統計資料匯編》以及2009年《中國統計年鑒》整理。

②由于海南省的農村人均純收入水平相對于東部沿海地區較低,因此將其劃分到中部地區。鄒薇(2006)也將海南劃入中部地區,內蒙古的農村人均純收入在歷史上始終處于一個中等水平,因此將其劃入中部地區,而不是西部。

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Analysis on the Technical Efficiency of China’s Rural Areas Based on the SFA

WANG Hui

(School of Economics,Shandong University,Ji’nan250100,China)

Technical efficiency of China’s rural areas is calculated to analyse the technical efficiency influence on the income gap between rural areas through SFA method.The research shows that technical inefficiency has a little effect on the rural areas income gap nationwidely and it is mainly affected by other unobservable factors.The technical inefficiency of central region is an important reason for the income gap whithin regions,but it isn’t for eastern and western region.In addition,the convergence analysis of the technical efficiency shows that there is a significant convergence trend of technical efficiency in nationwide and eastern region,and there is a significant divergence trend of technical efficiency in central and western region.The technical efficiency has more and more influence on the income gap of central and western region.

rural;areas;technical efficiency;SFA

F124

ADOI10.3969/j.issn.1671-1653.2010.04.001

1671-1653(2010)04-0001-07

2010-09-25

王 輝(1977-),男,山東德州人,山東大學經濟學院2008級西方經濟學專業博士研究生,主要從事發展經濟學、經濟增長理論研究。