生產性服務業對農業現代化效率的影響

王耀中 江茜

摘要：本文基于壟斷競爭模型分析生產性服務業提升農業現代化效率的內在機理，采用2003-2012年中國31個省、市、自治區的面板數據，運用非導向的VRS SBM超效率模型測度農業現代化效率，實證檢驗不同地區間生產性服務業與農業現代化效率的內生關系。研究表明生產性服務業與農業現代化效率之間相互促進，東部地區兩者相互推動效應較小，中西部地區短期內有所波動，而長期表現較為顯著的相互推動關系。

關鍵詞：生產性服務業；農業現代化；效率

中圖分類號：F0631 文獻標識碼：A

在經濟全球化和農業市場化的背景下，生產性服務業滲透于農業生產的整個鏈條之中，并將在傳統農業轉型升級為現代農業的過程中發揮實質性作用。

關于生產性服務業對農業經濟發展的作用，許多文獻對此進行了廣泛的研究和總結，主要有以下認識和結論。隨著生產中服務內容的不斷增加，農業內部必然分化出專業的服務部門，其中生產性服務業逐步演化為農業產出過程中的直接投入作用于農業效率[1]。在不發達國家中農業對經濟增長仍發揮著主導作用，而研發、推廣以及信息等相關服務業是農業生產力增長的關鍵因素[2]。農業中間業務服務部門能深化農業分工，培育差異化優勢，改變傳統交易模式，從而推動形成本地化生產綜合體[3]。生產性服務業發揮著“黏合劑”的作用，促進農業生產實現專業化分工并高效整合產業鏈；其作為農業生產的中間投入要素，通過外溢效應提升農業獲利能力和減少效率損失。生產性服務業是人力資本以及知識資本的載體，培育了農業差異化和低成本的競爭優勢。此外，生產性服務業與農業之間存在著客戶與供應商的關聯，由此使得兩者在空間分布上具有協同定位效應[4]。隨著產業耦合的不斷深入，生產性服務業由最初的擠占農業資源開始進入反哺農業發展的階段，推動農業系統形成高效、有序、穩定的結構，提升農業生產的現代化程度。生產性服務業能為農業拓寬融資和物流渠道以及提供技術支持，深入滲透于農業產業鏈中，是農業效率提升的加速器和保持農業優勢的關鍵所在[5]。此外，現代農業的發展對信息、資本、技術的要求越來越高，農戶對生產性服務業的需求意愿也隨之增強，建立多層次、多元化的供給體系能加快農業發展方式的轉變。生產性服務業發展水平的提高能使農業效率穩步提升，從而推動農業發展、縮小城鄉收入差距、實現農村的繁榮。比較利益偏低是我國農業發展的顯著問題，發展鄉鎮生產性服務業是解決這一難題的關鍵動力，從而實現農業規模化經營，加快農村城鎮化的步伐[6]。我國農業對生產性服務業的直接消耗系數處于較低水平且穩定性不足，與發達國家相比仍存在較大差距，充分重視生產性服務業在農業生產體系中的協調作用，提高其服務能力將加快農業現代化的進程[7]。本文將在以上研究的基礎上進一步討論生產性服務業對農業效率的作用機制，同時基于非導向VRS SBM超效率模型測度農業現代化效率，并實證檢驗生產性服務業與農業現代化效率之間存在的內在聯系。

一、模型構建

目前，我國農業現代化進程面臨著難以突破的瓶頸，多方面矛盾凸顯，主要表現在農民文化程度普遍偏低，難以滿足建設現代化農業專業團隊的要求；農業技術、管理制度創新性不強，難以提高農產品附加價值和市場競爭力；傳統的小農分散式經營，難以適應龐大的市場需求、實現農業規模經濟；過多地依賴于機械化、化肥化、水利化，對生態環境帶來較大的負擔，難以走上綠色現代化道路。

生產性服務業為農業現代化發展提供了新的思路和發展路徑。生產性服務業作為農業生產的中間投入要素，其輸送的資本及專業勞動力能為農業現代化生產提供知識、技術、信息密集型服務，加強農業生產的協調分工。隨著生產性服務業規模的不斷擴大，農業生產者更多地傾向于將生產之外的環節外包，這樣可以克服信息不完全的難題從而大大降低交易成本，并能更加有效地應對國內外市場變化沖擊。此外，生產性服務業的滲透能加快農業部門的技術革新和產業機構升級，進一步深化專業分工，增加生產迂回度，提高農業勞動生產率。生產性服務業能為農業現代化提供科學技術、管理技術及現代信息，有助于打破農業現代化發展的固有模式，轉變以犧牲環境為代價的傳統路徑，提高農業現代化效率，引導農業現代化走上綠色、高產、低能耗的道路。

根據以上的分析，本文借鑒Ciccone、Hall[8]以及江靜等[9]的研究，構建了如下理論模型來進一步探討生產性服務業對農業現代化效率的影響：

假設生產性服務業屬于壟斷競爭行業，其產品之間具有差別連續性和對稱性，根據迪克西特-斯蒂格利茨（D-S）壟斷競爭模型，采用不變替代彈性函數（CES）表示生產性服務業供給量S，則：

由（9）式我們可以得到的結論為：農業部門的勞動生產率隨著生產性服務業規模水平的提高而提高，則生產性服務業正向作用于農業現代化效率。

二、指標構建及分析

（一）農業現代化效率的構建及數據說明

農業效率的測度方法較多且發展較快，最初采用的是農業勞動生產率或農業產出率等直接指標，之后慢慢演變為基于前沿計量理論的效率測算，如隨機前沿分析、數據包絡分析等。本文引入非導向SBM超效率模型來構建并測算我國31個省、市、自治區的農業現代化效率。

Charnes等[10]人共同創立數據包絡理論方法，并構建了基于規模收益不變的CCR模型；Bankers等[11]提出了估計規模效率的BBC模型。但CCR以及BBC模型為徑向模型，無法解決對無效率的測量沒有包含松弛變量的問題，Tone[12]提出SBM模型，有效地規避了上述問題，SBM模型也存在明顯的不足之處，即從距離函數的角度去考慮，被評價的DMU的投影點是前沿距離被評價DMU最遠的點，但從被評價者的角度來看，希望以最短的路徑達到前沿，SBM模型提供的目標值顯然與之相背。Anderson和Petersen[13]提出超效率模型，解決了有效DMU效率值最大為1的限制，從而可以對有效DMU進行進一步區分。Tone[14]提出SBM超效率模型，由于其得到的是被評價DMU由其他DMU構成的前沿的最小距離，所以彌補了SBM模型的固有缺陷。綜上，非導向SBM超效率模型可以同時兼顧投入和產出、松弛變量、區分有效DMU等方面。

（二）農業現代化效率測度結果及分析

基于非導向VRS SBM超效率模型估算的2003-2012年我國31個省、市、自治區的農業現代化效率結果如表1所示：各地區農業現代化效率隨著經濟周期的變化整體上呈現上下波動的趨勢，上海、黑龍江、廣東、海南、天津、江蘇、北京、福建的平均效率值大于1，表明這八個地區已達到農業現代化發展前沿，農業部門的競爭優勢明顯。從全國范圍來看，各地區2003-2012年的平均效率值為0772，其中，東部地區①農業現代化效率最高，中部地區次之，西部地區最末，平均值分別為1063、0736、0530。這說明東部地區已基本實現了農業現代化，機械化、電氣化水平較高，而中西部地區農業生產水平相對較低，未形成完整聯動的農業體系。

三、實證結果與分析

（一）變量選取、數據說明

生產性服務業脫胎于農業生產，為農業企業及其他經濟機構提供輔助服務行業涉及的領域主要有物流供應、金融支持、技術研發、咨詢管理、批發零售、倉儲流通等。本文將批發和零售業、金融業、租賃與商務服務業、科研及技術研發和地質勘查業、交通運輸、倉儲和郵政業、住宿和餐飲業、信息傳輸、計算機服務和軟件業、水利、環境和公共設施管理業等八個行業歸類為農業領域的生產性服務業。

基于現有的文獻及有關研究，本文確定影響農業現代化效率的內生變量為生產性服務業的規模水平，外生變量包括農業產業化程度、農業政策環境及城鎮化率。本文選取2003-2012年全國31個省、市、自治區的面板數據為分析對象，各個變量的解釋及數據說明如下：（1）農業現代化效率（AE）：該指標基于非導向VRS SBM超效率模型測算得出。（2）生產性服務業的規模水平（AS）：本文從人的專業化的角度分析，專業化的人力資本能夠促進形成農業競爭優勢，推動生產方式的變革從而提升效率，本文采用生產性服務業從業人數與農業從業人數的比例為衡量指標。（3）農業產業化程度（AI）：本文以農產品加工業總產值與農業總產值的比例來反映農業產業化程度，根據我國對行業的區分，農產品加工業包括食品加工業、食品制造業、飲料制造業、煙草加工業、紡織業、服裝及其他纖維制品制造業、皮革毛皮羽絨及其制品業、木材加工及竹藤棕草制品業、家具制造業、造紙機紙制品業、印刷業記錄媒介的復制以及橡膠制品業這12個行業，數據均來源于各省統計年鑒，為了保證數據的可比性，在1978年農業、農產加工業GDP指數的基礎上換算出2003年價的第一產業GDP指數，并以2003年為基期進行平減。（4）農業政策環境（AP）。農業政策反映了國家對農業的重視程度，本文選取《中國統計年鑒》中分地區財政支出中對“農林水事務”的資金為替代變量。（5）城鎮化率（URB）：城鎮化主要是通過政府的規劃，如劃撥農業用地、實行戶籍改制制度、擴大基礎設施建設等渠道來實現的，必然會對農村和農業產生影響。本文以城鎮人口占總人口的比例來反映城鎮化率。

（二）模型構建及平穩性檢驗

為深入探討各地區農業現代化效率與生產性服務業之間的內生關系，本文將通過構建面板VAR模型度量生產性服務業對農業現代化效率的沖擊，面板VAR模型中的系統變量之間可以通過形成脈沖響應函數來度量內生變量之間相互的沖擊影響，面板VAR模型是一種結構式的經濟模型，引入了變量之間的作用和反饋作用，并能解決個體之間異質性和截面相關性等問題。本文將構建的面板VAR模型形式如下：

（三）協整檢驗

在變量之間存在平穩關系的基礎上，下一步為檢驗AE、AS之間的協整關系，以驗證兩者在長期是否存在均衡關系。首先要估計協整方程，并據此分析殘差序列的平穩性，根據Hausman檢驗，要構建固定效應模型來分析內生變量及外生變量之間的相互作用，結果見表3。從回歸結果可知，各變量的系數在不同的顯著性水平下均通過檢驗，且擬合優度都較為理想，說明該模型顯著有效。其中AS、AI、URB的系數大于0，即說明生產性服務業規模水平、農業產業化程度以及城鎮化率對農業現代化效率的提升有正向影響的作用，而東部及中部地區AP的系數小于0，表明農業政策環境對這兩個地區的農業現代化效率的提升有抑制作用。

各地區AS的系數分別為0106、0064、0134，即生產性服務業的規模水平每提高一個單位，中部、東部、西部地區的農業現代化效率分別提高0106、0064、0134個單位，該結果與理論分析結果一致。人的專業性促進行業的專業性，生產性服務業作為農業生產過程中的中間投入要素，其專業化分工的提高將作用于農業現代化效率、規模經濟以及其他要素的生產率等。生產性服務業所提供的物流供應、金融支持、技術研發、咨詢管理、批發零售、倉儲流通等服務滲透于整個農業產業鏈中，能幫助農業企業降低生產成本及提高市場競爭力，進一步促進農業生產模式及組織結構的轉變，推動農業的現代化進程。但AS的系數較小，說明生產性服務業對農業現代化效率的提升作用并不明顯，這可能是我國分散的農戶生產模式作用的結果，目前，我國農業土地規模經營比重較小，尚未形成完善的、分工明確的農業產業鏈，多以農戶自行生產、自行銷售的方式開展，難以形成規模經濟和產業集群，這些都抑制了農業現代化效率的提升。

各地區AI的系數分別為0236、0150、0045，農產品加工業是農業的前向關聯行業，吸收農產品作為其生產的直接投入，能有效促進農業部門的專業化分工，并能引導資本向與之相關的農業行業集聚，從而推動農業的技術進步和管理創新，而各地區農業產業化對農業現代化效率的影響程度不同，這是因為中東部地區已形成較為完善的工業體系，能與農業系統充分互動。URB的影響系數均為正，農村人口向城鎮的轉移使得對農產品的需求增加，擴大的市場需求促使農業部門效率的提高，而不斷減少的農業用地使得提高農業現代化效率成為適應需求的重要途徑，此外，隨著城鎮化水平的不斷提高，與之配套的基礎設施的建設也能增加農業部門的產出。

東部、中部地區AP的回歸系數為負，對農業現代化效率的提升有負向的影響，但作用較小，究其原因，可能在于農業財政支出的不規范化管理使得資金無法發揮預期的合力效應，并造成大量的重復投資，超出農業的實際承受能力，從而產生壞的“外部性”。西部地區AP的系數為0522，對于西部地區，農業仍發揮著支柱作用，對農業的重視程度較高，使得公共資源的分配較為合理，從而促進農業現代化效率的提高。

然后檢驗內生變量之間的格蘭杰因果關系，結果顯示從長期來看，東部和中部地區農業現代化效率與生產性服務業之間互為格蘭杰因果關系，這是因為農業現代化效率的提高意味著農業體系的進一步完善，對專業化服務的需求擴大，反過來，生產性服務業滲透于農業將提高專業分工，從而對農業現代化效率有著正反饋作用。而西部地區農業現代化效率卻不是生產性服務業的格蘭杰原因，可能在于西部地區目前的經濟條件使得農業現代化效率的提高更多的是推動農業的進一步發展，而對其他產業發展的促進作用尚不樂觀，協整檢驗結果見表4。

（四）脈沖響應分析及方差分解

基于內生變量平穩且協整的關系，構建面板VAR模型，從脈沖響應函數的收斂性出發，以滯后一階為最優滯后階數，同時，采用“Helmert轉換”對內生變量及其滯后變量進行正交處理，消除變量間的個體效應。本文在考慮外生變量的情況下，將農業現代化效率與生產性服務業規模水平分別作為依賴變量，選取面板矩估計方法對面板VAR進行處理，估計結果如表5。在滯后一期的情況下，AE、AS互為解釋與被解釋變量，從東部地區來看，估計系數均為正而數值較小，這是由于該地區已形成了成熟的產業體系，但農業所占比重較小，所以使得兩者的互動并不明顯；對于中部地區，生產性服務業規模水平滯后一期對農業現代化效率有負向影響，而農業現代化效率滯后一期對生產性服務業的拉動作用較強，說明生產性服務業與農業部門的生產、銷售等環節未實現較為優化的銜接，反而抑制了農業的發展，而農業現代化效率的提高使得農業部門對生產性服務業的需求更加旺盛，因而加快了生產性服務業的發展；西部地區與中部地區有著相同的系數正負性，但相對較小，究其原因可能在于兩地區間不同的經濟發達程度，所以西部地區農業現代化效率與生產性服務業之間的反饋作用較中部地區弱。

本文通過構建脈沖響應函數來更加具體地分析各內生變量之間沖擊與響應的動態關系，選擇的響應期數為6， 并通過500次蒙特卡洛模擬，在5%-95%的置信區間內得到脈沖響應函數的圖像。結果如圖1所示，其中（a）、（b）、（c）、（d）、（e）、（f）分別對應代表東部、中部和西部地區AE對AS的沖擊響應、AS對AE的沖擊響應。可以看出，第一，無論是AS還是AE沖擊，AE、AS所響應的程度都較小，并都在第一期達到最大值，但數值較小，隨后期數開始緩慢下降，并最終趨于零的正向響應值，說明農業生產性服務業對東部地區農業現代化效率的作用較小，難以形成明顯的雙向反饋效應；第二，對中部地區來說，AS對AE、AE對AS的沖擊在前四期均未引起較為明顯的相應，之后兩期的波動較大，但總體上呈現上升的趨勢，且具有長期性，說明生產性服務業與農業現代化效率在一段時間的“磨合”后開始相互作用，并加快彼此的增長；第三，西部地區的脈沖響應波動較為明顯，說明生產性服務業與農業現代化效率之前能相互產生較大影響，且從長期來看趨勢為正，說明在西部地區服務業發展不足、農業支撐經濟的情況下，生產性服務業能較顯著地影響西部地區農業部門的發展，反之亦然。

本文通過進行方差分解來考察更長期的農業現代化效率與生產性服務業之間的相互影響程度，結果如表6示。表6分別列出了第10個以及第20個預測期的方差分解結果，可以發現，第一，農業現代化效率與生產性服務業的波動主要來源于本身，均在75%以上；第二，生產性服務業對農業現代化效率的影響效應逐漸顯著，其中東部地區在第10、20期所受的影響分別為83%和87%，中部地區分別為128%和135%，西部地區分別為13%和36%，均在期間有所增長，但生產性服務業對農業現代化效率的影響有待進一步加強；第三，東部地區農業現代化效率對生產性服務業的影響最大，中部次之，西部最末，這主要在于各地區之間農業發展模式的差異性。

四、結論與政策建議

本文的理論分析表明生產性服務業是農業生產的中間投入要素，對全國31個省、市、自治區2003-2012年的面板數據分東部、中部、西部進行實證分析，結果顯示生產性服務業規模水平與農業現代化效率兩者相互影響，雖然地區間存在強弱差異，但兩者相互內生推動。此外，農業產業化程度、城鎮化率作為農業現代化效率的外生變量對其有不同程度的促進作用，而東部及中部地區的農業政策環境對農業現代化效率的提升表現為抑制作用。

基于以上結論，本文將從以下幾個方面提出建議：

第一，促進生產性服務業與農業的緊密銜接。要加快生產性服務業滲透于農業的步伐，積極引入生產性服務業，優化農業服務環節外包，推動農業的進一步專業化分工，實現兩產業的良性互動；打破生產性服務業進入壁壘，加強市場競爭，發揮生產性服務業專業化優勢，引導生產性服務業領域的創新帶動農業技術變革，提高農產品附加價值。

第二，重視生產性服務業專業人才培養。生產性服務業具有知識密集的特性，人才是決定其進步的關鍵因素，只有具備高技能、高素質的人才系統，才能提高服務質量及效率，應建立針對農業的服務技能培訓體制，學習先進服務管理經驗，深入農業生產各個環節，以此提高農業部門的整體競爭力。

第三，優化農業產業結構。應鼓勵農產品加工業的發展，并更多地建立直接為其供應原料的農產品生產基地，通過減少中間環節的發生提高效率并使農民增加收入；第四，落實農業政策。要認真研究農業政策，根據國家的要求發展農業，同時，要對農業政策資金嚴格把關，使其真正的在農業生產中發揮效用；第五，創新城鎮化道路。城鎮化為農業及生產性服務業的發展提供更為廣闊的商業機會，應從土地、戶籍、醫療、養老、教育等方面更多地為農民謀福祉，提高農民從事農業生產的積極性及從業技能，進一步推動農業現代化的實現。

注釋：

① 根據國家區劃，東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部地區包括安徽、江西、湖北、湖南、山西、河南、吉林、黑龍江；西部地區包括重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、青海、寧夏、新疆、內蒙古、廣西、甘肅。

參考文獻：

[1] Kenneth A.Reinert. Rural Conform Development：A Trade Theoretic View[J].Journal of International Trade and Economic Development，1998（4）：1-17.

[2] Boris E.Bravo-Ureta. Research， Extension， and Information： Key Inputs in Agricultural Productivity Growth[J]. The Pakistan Development Review，2002（1）：443-473.

[3] Toru Kikuchi. Agricultural Productivity， Business Services， and Comparative Advantage[J]. Open economies review，2004（15）：375-383.

[4] 胡銘.我國生產性服務業與農業協同發展效應研究[J].農業經濟問題，2013（12）：25-30.

[5] 楊杰.中國生產性服務業與農業效率提升的關系研究——基于Malmquist指數中國省級面板數據的實證分析[J].山東經濟，2010（5）：29-34.

[6] 張寧.生產性服務業視角下的農業比較利益提升困境與出路[J].改革與戰略，2009（7）：84-87.

[7] 韓堅，尹國俊.農業生產性服務業：提高農業生產效率的新途徑[J].學術交流，2006（11）：107-110.

[8] Ciccone A.，Hall E. Productibity and the Destiny of Economic Activity[J].American Economic Review，1996 （1）：54-70.

[9] 江靜，劉志彪，于明超.生產者服務業發展與制造業效率提升：基于地區和行業面板數據的經驗分析[J].世界經濟，2007（8）：52-62.

[10] Charnes A.，Cooper W.W.，Rhodes E. Measuring the Efficiency of Decision Making Units[J].European Journal of Operations Research，1978（2）：429-444.

[11]Banker R.D.，Charnes A.，Cooper W.W. Some Models for Estimating Technical and Scale Inefficiencies in Data Envelopment Analysis[J].Management Science，1984（30）：1078-1092.

[12]Tone K. A Slacks-based Measure of Efficiency in Data Envelopment Analysis[J]. European Journal of Operations Research，2001（130）：498-509

[13]Andersen P.，Petersen N.C. A Procedure for Ranking Efficient Units in Data Envelopment Analysis[J]. Management Science，1993（39）：1261-1265.

[14] Tone K. A Slacks-based Measure of Super-efficiency in Data Envelopment Analysis[J]. European Journal of Operations Research，2002（143）：32-41.

[15]Chou J.Growth Theories in Light of the East Asian Experience[J].University of Chicago Press，1995：105-128.

Abstract：Based on Dixit-Stiglitz model，the paper analyzes the internal mechanism that producer services enhance the agricultural modernization efficiency， uses non-oriented VRS SBM super-efficiency model to measure agricultural modernization efficiency， and empirically estimates the endogenous relationship of producer services and agricultural modernization efficiency between different regions according to the panel data of 31 provinces， municipalities and autonomous regions. The results show that producer services and agricultural modernization efficiency promote mutually， mutual promotion effect appears smaller in eastern region， while in central and western regions， it fluctuates in the short term but performs more significantly in the long term.

Key words：producer services； agricultural modernization； efficiency

（責任編輯：李江）