浙江省農業生產技術效率及地區差異研究

湯家憶　陶寶山

摘要：基于隨機前沿模型研究浙江省區域農業生產技術效率并分析影響效率的因素。結果表明：浙江省農業生產存在較顯著的效率損失，生產技術隨時間的推移而緩慢上升且技術效率較高，平均為0.891，浙西地區的農業發展比浙東地區好，浙東的衢州地區農業生產技術水平最低，僅有0.693，農業生產技術效率存在明顯的區域差異；種植指數和有效灌溉率是正向影響浙江省農業生產技術效率的主因，而人均國內生產總值對農業生產技術效率有一定的負向影響。

關鍵詞：農業生產；技術效率；地區差異；隨機前沿模型

一、背景

中國是一個傳統的農業大國，農業人口眾多，人均耕地甚少但又是其賴以生存的基礎產業。從1978年實施農村改革發展農業，至20世紀90年代黨的十四屆五中全會提出“積極推進經濟增長方式從‘粗放型到‘集約型的轉變”，我國農業的基礎軟實力日益提高，農村市場整體體系不斷完善。為滿足日益增長的農業需要，農業發展更多的依靠科學技術而不局限于普通的勞作。2007年黨中央一號文件提出發展現代化農業是建設我國新農村，實現社會主義農村經濟又好又快發展的必由之路，也是提高農業綜合競爭力、效益及提升農業科技含量的有力舉措。“十二五”期間，我國嚴格堅持“三農”的指導方針，堅持不斷加大對農業農村經濟的投入。通過不斷轉變改革我國農業生產發展的方式，充分實現現代化農業的可持續發展建設。并通過轉變城鎮化的改革方式，加快促進城市農村共同發展，縮小城鄉差距，從而為我國全面建成小康社會，實現全國人民共同富裕的目標打下堅實的基礎。“十二五”時期黨中央提出農業農村發展的奮斗目標和基本的指導思路，日益改善和提高農業基礎建設和生產技術條件，使全國農業設施機械化、全面信息化水平大幅度提高，農業農作物經營的組織化、一體化程度得到進一步提升，資源可持續利用率、農用土地收貨率和勞動生產率不斷提升，完成現代化農業產業體系全面改革完善的目標，農作物農具防風抗險能力和農業的可持續發展能力日漸提高，農業生產的綜合實力進一步改善，為社會及全國的農作物和糧食需求及食品安全提供優質保障。國務院還提出需要創新農業發展的經營方式，實現和完善農村土地承包制度，不斷擴大土地經營的規模，盡快完成能全面涉及且效率高、方便快捷的新型農業服務體系，拓寬農業服務所涉及的規模，提高農業一體化經營的程度。要全面高效地促進農村經濟的發展，改善農民的基本收入水平，創建一個能長期投入的農業機制，從各方面完備公共農用設施管理體制。加快推動新型農業的科技創新，增強農業科技支撐能力對整個社會的影響，促進農業發展模式的改變。因此，準確而深入地討論區域農業生產的技術效率問題，在當前農業技術水平制約農業發展的背景下，對于進一步促進發展現代化農業，實現我國農村經濟可持續發展和社會主義新農村具有重要的實際意義和價值。

國內學術界的不少學者在農業生產技術效率領域已經做了不同程度的研究和探索，代表性的文獻主要有：王志剛（2013）等采用甘肅省馬鈴薯生產數據，對其馬鈴薯生產效率及影響因素進行分析和研究，發現農業勞動密集型生產使其技術效率在大規模地塊相比于小規模地塊受到更多的限制；陳新建（2011）等對我國柑橘生產的技術效率進行了測算和分析，得到柑橘生產技術效率隨時間波動較大且地區差異明顯等結論；曹躍群（2011）等對中國地區農業生產績效的動態表現與地區差異進行研究，發現農業技術效率區域差異是農業經濟地區差異形成的最重要原因。從研究成果來看，理論上的概述較為全面，但大多采用定性的分析方法，定量分析中多是從時間維度或者不同地域進行計量分析，針對浙江省地區農業生產技術效率的研究相對缺乏，也缺少對技術效率之間關系和地區差異性比較的討論。鑒于此，本文以浙江省11個地區農業生產為例，運用隨機前沿模型對浙江省農業生產技術效率及其影響因素進行探索和分析，并采用系統聚類方法對各地區農業生產技術效率的區域差異進行歸類和分析，最后提出具體的政治建議。

二、農業生產技術效率測定的理論模型

農業生產技術效率是指技術效率在農業方面的實際運用。技術效率是由英國經濟學家Farrell在1957年第一次從生產投入的視角提出，他提出的技術效率是在生產投入要素不變的環境下，按既定的比例投入要素，實際生產產出與在相同假設和相同投入情況下的最大可能的產出比值；技術無效率即為生產的最大產出與實際生產過程中的產出的差距與最大產出的比率。技術效率所表示的即為某個生產單位在給定一定量的生產投入條件下獲得最大產出的本領。若某個物體其實際條件下的農業生產函數與其技術前沿曲線之間的距離越靠近，則表明該經濟體的生產效率越高。

利用顧乃華等人提出的分析框架，A和B省的農業勞動生產率的變化可以表示如下：

YB-YA=（YA′-YA）+（YAB-YA′）+（YB-YAB）=（TEA-TEB）+ΔYK+ΔTP（1）

其中，（TEA-TEB）表示A、B省的技術效率差距；（YAB-YA′）=ΔYK，表示資本密集度差異對應的農業勞動生產率差距；（YB′-YAB）=ΔTP，表示技術前沿差異對應的農業勞動生產率差距。

若A、B兩省的農業勞動生產率差距主要由ΔYK引起，則判斷B省農業生產率較A省高的關鍵原因是B省實行“依靠大量農業投入保求增長”的粗放型發展模式，按照Wu（2003），這種模式生產的勞動生產率往往不能持久。若A、B兩省的農業勞動生產率差距主要源于ΔTP和（TEA-TEB），則說明B省的農業生產比A省更有效率，該原因引起的差異有較強較持久的農業可持續性。

本文根據研究的取向和需求，以Battese和Coelli提出的隨機前沿函數為標準（1995年）。該模型最大的優點在于能將農業生產前沿函數和技術無效率函數的參數同時進行估計。模型表達：

yit=f（xit）exp（θit-μit）（2）

（2）式中，i和t分別表示地區和時間，y是農業產出，x是農業投入。在實際應用中，隨機變量θ服從均值為零，方差為σ的正態分布，即為θit～N（0，σ），μit反映在t時期僅僅影響i省的隨機因素，假定其服從均值為Mit，方差為σ的半正態分布。endprint

模型（2）式中，Mit=zitc即為農業生產的效率損失函數，zit是對各地區技術效率水平產生影響的變量，c為對應的待估參數，反映各個變量對農業生產技術效率的影響，若其為正值則說明該變量對農業生產技術效率有負向的影響。

令σ2=σ+σ，γ=（0≤γ≤1），可以采用統計量γ檢驗該模型是否合理。若γ值越接近于1，則說明估計測量的誤差主要由可控因素引起，表示采用該隨機前沿模型越合適。

三、數據說明和模型設定

（一） 變量選擇和數據說明

本研究將農業生產總產出和生產投入作為變量來建立生產函數，各個主要變量的定義見下：1.農業產出。本文的農業總產出以2000年不變價格的農林牧漁副總產值表示。2.農業投入。農業投入變量包括農業投資額、農用化肥、土地、農業機械動力和勞動等。投資額用農業資本存量表示；化肥投入用當年農業使用化肥的總施用量表示，包括氮肥、磷肥、鉀肥和復合肥等；土地投入用農作物播種面積表示，能更加實際的表明土地投入量；農業機械動力投入量用農業機械運用總動力表示；勞動投入用農林牧漁副業的各從業人數表示。

根據實際的農業生產，本文從以下幾個因素來考察影響農業生產技術的效率：1.農業人均播種面積（lmit），即農作物播種面積/農林牧漁副業從業人數；2.農業人均化肥施用量（lfit），即農用化肥總施用量/農林牧漁副業從業人數；3.農業人均機械總動力（ljit），即農業機械總動力/農林牧漁副業從業人數；4.種植指數（zsit），即農作物播種面積/耕地面積，反映農業耕地利用的程度大小；5.人均國內生產總值（gdpit），反映地區經濟的總體發展水平；6.有效灌溉率（ygit），即農業有效灌溉面積/耕地面積，反映基礎設施條件在農業勞動生產方面的比重；7.政府變量（I），表示政府對農業生產方面的干涉和影響，本文以每個“五年計劃”為標志，2000年政府變量取值為0，2001～2005年（即“十五計劃”）取為1，2006～2010年取為2，2011年取為3；8.時間趨勢（N），表示其他因素對農業生產技術效率的趨勢性影響。我們引入時間虛擬變量N（2000）、N（2001）……N（2010），比如2000年，則N（2000）=1，否則M（2000）=0，其他虛擬變量依此類推。

對于農業資本存量數據，本文采用格德史密斯（Goldsmith，1951）開創的“永續盤存法”估算浙江省各地區的資本存量，其資本投入量的估算公式為：K（t）=K（t-1）+I（t）-K（t-1）δ。其中K（t），K（t-1）分別表示第t年，第t-1年的資本存量，I（t）表示本期新增投資，δ表示第t年的折舊率。本研究以2000年不變價格對2000～2011年浙江省各地區資本存量進行換算。關于折舊率δ，參照張軍（2004）求得的各省固定資本形成總額的折舊率為9.6%。

本文采用浙江省11個地區2000～2011年的平行數據，農林牧漁副業總產值、農業投資額、農用化肥施用量、農作物播種面積、農業機械總動力、農林牧漁副業從業人員、人均國內生產總值等數據都來自2001～2012年《浙江省統計年鑒》，農業人均播種面積、農業人均化肥施用量、種植指數等數據均根據《浙江省統計年鑒》相關數據進行計算得到。

（二）計量模型設定

在構建實際的經濟計量模型時，需要首先考慮生產函數的形式，并對其進行假設和選定。本文選用形式較為活躍的超越對數函數形式的隨機前沿生產函數模型，該模型的具體形式為：

lnyit=β00+β01lnTit+β02lnFit+β03lnMit+β04lnJit+β05lnLit+β12lnTitlnFit+β13lnTitlnMit+β14lnTitlnJit+β15lnTitlnLit+β23lnFitlnMit+β24lnFitlnJit+β25lnFitlnLit+β34lnMitlnJit+β35lnMitlnLit+β45lnJitlnLit+β11（lnTit）2+β22（lnFit）2+β33（lnMit）2+β44（lnJit）2+β55（lnLit）2+β06I+ρ1N（2000）+ρ2N（2001）+ρ3N（2002）+ρ4N（2003）+ρ5N（2004）+ρ6N（2005）+ρ7N（2006）+ρ8N（2007）+ρ9N（2008）+ρ10N（2009）+ρ11N（2010）+（θit-μit） （3）

式中，i和t表示地區和時間，y表示農業總產出（億元），T表示農業投資額（萬元），F表示農用化肥總施用量（噸），M表示農作物播種面積（千公頃），J表示農業機械總動力（萬千瓦），L表示農林牧漁副業從業人員（萬人），I為政府變量，表示各地區間的條件差異，N為時間趨勢，反應技術的進步對農業生產效率的作用。

效率損失函數為：

Mit=?0+?1lmit+?2lfit+?3ljit+?4zsit+?5gdpit+?6ygit+?7I+?8N（4）

四、模型估計結果

本文采用隨機前沿分析軟件Frontier4.1對求解模型（3）式得，γ=0.9995統計檢驗在1%檢驗水平下顯著不為0。表明影響浙江省農業隨機前沿生產函數的生產技術效率損失確實存在，其中的誤差項主要來自技術效率損失μ，占99.95%，而只有不到1%來自隨機誤差θ的變異作用。同時對數似然比函數值也表明選擇建立該隨機前沿生產函數是合理正確的。

從隨機前沿生產函數的估計結果來看，農用化肥總施用量（F）、農業機械總動力（J）、農林牧漁業從業人員（L）與農業總產出y顯著相關。其中，農業化肥總施用量與農業總產出正相關，也就是說農業化肥施用量的增加，對農業總產出增加的影響是高度顯著的；農業機械總動力與農業總產出正相關，這一方面說明機械動力的投入在農業生產過程中表現出越來越重要的地位，在以后的農業勞作中人們將機械動力代替手工勞作，加快生產速度，從提高生產效率的角度來看，則可以看出機械總動力的投入增加將是農業生產的另一個增長點；農林牧漁業從業人員與農業總產出負相關，這說明從業人員的增加對農業總產出無推動作用，這主要是因為農業生產勞動中大多的青年勞動力選擇外出打工勞動，從而大量農村人選擇進行非農業勞作，而農業總產出主要依靠機械總動力的投入。模型中lnTit，lnMit，lnTit*lnFit，（lnJit）2等二次變量不顯著，一方面的原因可能是模型是變量間的替換和補充關系所影響，另一方面可能是統計采集和數據處理過程中存在誤差。endprint

所有的時間趨勢虛擬變化的系數在1%的顯著水平下均不為0，表明浙江省農業生產技術水平隨時間的變化而緩慢上升。政府變量也高度顯著，這說明政府對農業方面的政策改革有助于農業總產出的增加，“十一五”期間浙江省各個地區認真貫徹和落實科學發展觀，出臺一系列政策落實和發展農業生產，從而進一步推進了浙江省農業生產總值的增加和農業技術生產水平的提高。

對效率函數（4）式求解發現，解釋變量人均國內生產總值gdpit為正值，且統計上顯著，種植指數zs、有效灌溉率ygit為負值，且統計上顯著。其他解釋變量均不顯著。人均國內生產總值gdpit為正值，且統計上顯著，表示該地區的經濟發展幾乎不對農業生產造成影響，不能促進農業可持續生產。由于現實中經濟的飛速發展給農業生產帶來一定的負面作用，例如工商業的發展促使農村大量勞動人力從事非農業產業，進而在一定程度上抑制了農業生產技術效率的提高和農業經濟的發展；但另一方面，工商業的快速發展最終帶來城市化的，社會經濟的進一步快速發展為農業生產的提高提供了廣大的市場和空間，從而影響系數偏小，符合假設。種植指數zs為負值，統計上顯著，說明在農業生產過程中的種植指數對農業生產效率有著較大的負面影響。種植指數表示農業生產作物耕種面積與耕地面積的比值，在一定程度上反映耕地利用的多少，表示對相同耕地的耕作頻率越高，土地的利用程度越高，則對農業生產中農民的生產技術和效率提供更好更有利的條件，也更利于有效的利用農業的自然條件。符合本文假設。有效灌溉率ygit為負值，統計顯著，說明有效灌溉率高的地區農業生產效率也較高。有效灌溉率即為農業有效灌溉面積與土地耕地面積的比值，反映農業生產技術水平的基礎條件，表明有效的灌溉比率高的地區，農業生產的基礎設施較好，其農業利用的專業化程度也較高，進而該地區農業生產的效率也較高。自改革開放以來，浙江省的排水灌溉澆灌設備在一定程度上得到較大的改善和改進，為農業生產技術效率的提高和實現農業經濟可持續發展提供保障。這與現實相符。

根據歷史的劃分，以錢塘江為分界線將浙江分為浙東和浙西兩部分。浙西包括杭州、嘉興、湖州這三個地區，浙東包括寧波、紹興、舟山等其他地區。計算得浙江省農業的平均生產技術效率水平為0.8906，這表明按當前的農業生產條件和技術，若消除其在農業生產技術效率水平上的損失，則浙江省農業總產值能提高10.94%，還有較大的上升空間和能力。從數據看到浙西地區的農業生產技術水平較浙東地區高14.19%，說明浙西地區的農業發展較好，有一定的前景。浙東的衢州地區農業生產技術水平最低，僅有0.6927，而浙西三地區的農業生產技術水平均高于浙東任一地區，均高于0.99。

再采用系統聚類，通過觀察數據特征，將浙江省分為三類較為合適，對各地區農業技術效率的平均值依據Ward聚類方法進行聚類分析，聚類結果顯示：浙江省被分為三類，第一類以寧波、杭州等7個地區為代表，農業生產技術效率較高，平均為0.9760，占浙江省的63.64%；第二類以溫州、金華2個地區作為代表，農業技術效率位于中等水平，平均為0.7798，占浙江省的18.18%；第三類以衢州、麗水2個地區作為代表，農業生產技術效率較低，平均為0.7025，占浙江省的18.18%。這說明浙江省農業生產技術效率和當地總體的經濟發展程度及其所處的地理位置有一定的關聯，經濟高速發展地區的農業生產技術效率高于經濟水平相對落后的地區。

五、結語

本文利用2000～2011年浙江省11個地區的面板數據，將隨機前沿生產函數運用于浙江省農業生產的研究中，探究了浙江省農業生產技術效率的變動以及各地區生產條件和因素的差異，同時分析對浙江省農業生產效率起到影響的關鍵因素。

1. 浙江省農業生產存在較為明顯的效率損失，其中隨機前沿生產函數中二次項的差異主要由農業技術效率的損失所引起。浙江省平均農業生產技術隨著時間的推移而緩慢上升。

2. 浙江省農業生產技術效率較高，平均為0.891，但還有10.94%的上升空間。浙西地區的農業發展比浙東地區好，浙西三個地區的農業生產技術水平均高于0.99，而浙東的衢州地區農業生產技術水平最低，僅有0.693。浙江省農業生產技術效率還存在一定的區域差異，農業生產技術效率水平和當地的經濟發展程度及其地理因素有一定的關聯，可知經濟快速發展地區的農業生產技術效率相較于經濟落后地區的程度高。

3. 在影響農業生產技術效率的主要因素中，農業種植指數和有效灌溉率是主要正向影響浙江省農業生產技術效率的原因，而人均國內生產總值對農業生產技術效率有一定的負向影響。因此，提高種植指數和有效灌溉率是有效發展浙江省農業生產技術效率水平的最為可取有效的辦法，而進一步增加農用化肥總施用量和農業機械總動力等對農業總產出有也一定的積極作用。

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（作者單位：浙江農林大學經濟管理學院）endprint