要素市場扭曲對農業生產技術效率的影響研究

李佳睿　王善高

摘要：首先從理論上探討了要素市場扭曲影響農業生產技術效率的內在機制，然后利用2002—2012年中國農業生產的省級宏觀數據，測算了我國農業勞動力要素市場和農業資本要素市場的扭曲程度，在此基礎上，實證分析了農業勞動力和農業資本要素市場扭曲對我國農業生產技術效率的影響效應，并采用反事實檢驗的方法，探討要素市場扭曲所造成的農業生產技術效率損失缺口。研究表明：（1）我國農業勞動力和資本要素市場均呈現扭曲態勢，且勞動力要素市場的扭曲程度要高于資本要素市場；（2）勞動力要素和資本要素市場扭曲對農業生產技術效率分別呈顯著的負向和正向影響；（3）反事實檢驗的結果顯示，我國要素市場扭曲的技術效率損失缺口為0.031，且勞動力要素市場扭曲的效率損失缺口高于資本要素市場扭曲，勞動力要素市場扭曲是影響我國農業生產技術效率提升的重要因素。

關鍵詞：要素市場扭曲；農業生產技術效率；隨機前沿生產函數；反事實檢驗

中圖分類號：S-3：F323.3 文獻標識號：A 文章編號：1001-4942（2018）08-0161-08

Effect of Factor Market Distortion on

Agricultural Production Technical Efficiency

Li Jiarui，Wang Shangao

（College of Economics and Management， Nanjing Agricultural University， Nanjing 210095， China）

Abstract Firstly， the inherent mechanism of factor market distortion affecting agricultural production technical efficiency was explored in theory in this study. Then， we estimated the degree of distortion of agricultural labor market and agricultural capital market in China using the provincial macroeconomic data of Chinese agricultural production from 2002 to 2012. On this basis， the effect of agricultural labor and agricultural capital factor market distortion on the technical efficiency of agricultural production in China was analyzed empirically， and the technical efficiency loss gap of agricultural production caused by factor market distortion was explored using the method of counter-factual test. The results were as follows. （1） Both the agricultural labor and capital factor market in China showed distorted trends， and the distortion degree of the labor factor market was higher than that of capital factor market. （2） The labor market distortion had a significant negative impact on the technical efficiency of agricultural production， while the capital factor market distortion had a significant positive impact. （3） The results of counter-factual test showed that the technical efficiency loss gap in China caused by factor market distortion was 0.031， and the loss gap caused by labor market distortion was higher than that caused by capital factor market， indicating that the labor market factor distortion was the key influence factor in promotion of Chinese agricultural production technical efficiency.

Keywords Factor market distortion； Agricultural production technical efficiency； Stochastic frontier production function； Counter-factual test

改革開放以來，中國農業經濟取得了巨大增長，糧食產量由1978年的3.05×108 t增長到了2015年的6.21×108 t，年均增長率為2%。雖然農業經濟取得了顯著成就，但一直以來，我國農業生產都是依賴“高投入和高產出”的粗放型生產模式，這使得我國付出了巨大的資源代價。隨著工業化和城鎮化的不斷推進，我國農業生產的水資源、耕地資源等生產性資源日益緊缺，“高投入和高產出”的生產模式將難以為繼，因此糧食產量增加越來越依賴生產效率的提高[1，2]。而技術效率反映的是在產出保持不變的條件下，能夠使投入節約多少；或在投入不變時，能夠使產出增加多少。因此要實現我國農業經濟的持續增長，勢必要提高農業生產技術效率，減少農業生產資源浪費。

當前，許多文獻對我國農業生產技術效率的現狀及其影響因素進行了研究，但現有文獻大多忽略了農業生產要素市場扭曲。林毅夫指出我國的“趕超型發展戰略”使得地區的要素市場普遍存在扭曲，導致要素市場的市場化進程不但滯后于產品市場的市場化進程，而且不同地區的要素市場市場化進程也很不一致[3]。就農業生產而言，在農民增收、農業保護和糧食安全等多重政策目標引導下，糧食最低收購價、惠農金融政策和農業生產補貼等措施使得農業生產要素市場扭曲普遍存在。而農業生產技術效率是當期要素投入背景下的實際產出與前沿產出的比值[4]，因此農業生產技術效率會受農業要素投入和產出的共同影響，這意味著農業生產要素市場扭曲必然會影響農業生產技術效率。

當前對我國要素市場扭曲現象的研究主要集中在以下兩個方面：第一，測量要素市場的扭曲程度。如：柏培文對我國勞動力要素配置扭曲程度進行了測量[5]。王寧和史晉川對我國要素價格的扭曲程度進行了測度[6]。第二，對要素市場扭曲所產生的經濟效應進行探討。如：Hsieh和Klenow研究發現，中國的資本和勞動等要素的邊際產出呈現差異性扭曲，如果按照等邊際收益對其進行重新配置，則中國的全要素生產率可以提升30%～50%[7]。陳永偉和朱喜等從要素價格扭曲導致行業內和行業間要素資源錯配入手所做的實證研究也都發現，要素市場扭曲確實顯著抑制了我國制造業的全要素生產率[8，9]。戴魁早和劉友金研究發現要素市場扭曲顯著抑制了高技術產業R&D;資本投入的增長，但促進了R&D;的人員投入[10]。此外，還有相關學者分別以制造業和化學工業為例，研究了要素市場分割對技術效率損失的影響[11，12]。

通過對相關文獻的梳理，我們發現以往研究還存在以下不足：第一，鮮有學者研究要素市場扭曲對農業生產技術效率的影響。事實上，在要素市場扭曲的情況下，生產要素難以實現帕累托最優配置，從而可能導致包括農業生產在內的經濟活動處于非效率狀態。第二，少有學者分別考察勞動力要素市場扭曲和資本要素市場扭曲對效率的影響。作為農業生產的兩個基本要素，勞動力和資本在產生要素市場扭曲方面的內在機制存在明顯差異，不能一概而論。第三，大多數學者僅考察了要素市場扭曲對效率的影響，鮮有學者考察要素市場扭曲造成的效率損失缺口，這不利于科學地分析要素市場扭曲對農業生產活動所產生的影響效應。

有鑒于此，本文首先從理論上探討要素市場扭曲影響農業生產技術效率的內在機制，然后利用2002—2012年中國農業生產的省級宏觀數據，測算我國農業勞動力要素市場和農業資本要素市場的扭曲程度，在此基礎上，采用超越對數生產函數，實證分析農業勞動力要素市場扭曲和農業資本要素市場扭曲對我國農業生產技術效率的影響效應，并采用反事實檢驗的方法，探討要素市場扭曲所造成的農業生產技術效率損失缺口。

1 理論機制分析

1.1 要素市場扭曲對農業技術效率的影響

假設在生產可能性邊界與資源相對價格曲線的切點處進行生產，可以實現生產要素資源的最優配置，達到產出最大化。但要素市場扭曲會使得這種狀態難以實現：一是要素市場扭曲使得生產點本身就不在生產可能性曲線上；二是生產點即使在生產可能性曲線上，但要素市場扭曲使得它不再與相對價格線相切。基于這種思想，Skoorka將扭曲分為技術扭曲和配置扭曲，其中，技術扭曲源于要素市場，表現在企業對生產可能性曲線前沿的偏離；配置扭曲來源于產品市場，表現為雖然企業的實際生產點在生產可能性前沿上，但卻偏離于前沿線上的最優生產點[13]。圖1展示了技術扭曲和配置扭曲。如圖所示，假設生產X1和X2兩種產品，且當前在扭曲的生產可能性邊界上（扭曲的PPF）的A點進行生產，Pd表示存在扭曲時的相對價格曲線，PPF表示不存在扭曲時的生產可能性邊界，Pw表示不存在扭曲時的相對價格曲線。扭曲的PPF表示由于扭曲導致PPF內移。根據Skoorka的思想，CB之間的距離即技術效率，AB之間的距離即配置效率。

1.2 要素市場扭曲對農業技術效率的影響路徑

1.2.1 勞動力要素市場扭曲 勞動力要素市場扭曲對農業生產技術效率的影響主要體現在農業勞動力市場結構性短缺、農業勞動力市場信息不對稱以及戶籍制度限制了勞動力的自由流動等方面（圖2）。

（1）農業勞動力市場結構性短缺。①勞動力年齡結構短缺：隨著農村青壯年勞動力不斷向城市及非農部門轉移，使得從事農業生產的勞動力年齡普遍偏大，而農業生產又是一項消耗體力的活動，勞動者的體能下降必然會降低農業產出。②勞動力供求結構短缺：伴隨著農業產業化和農業機械化發展，農業勞動力市場對高層次技術型人才的需求迅速上升，但由于農業被認為“苦、累、沒前途”，青年人才不愿意從事農業行業，這在一定程度上制約了我國農業生產技術的研發和創新。因此農業勞動力年齡結構短缺和供求結構短缺將不利于我國農業生產技術效率提升。

（2）農業勞動力市場信息不對稱。農業勞動力需求存在明顯的季節性特征，一般而言，農業生產在4—10月處于需求高峰期，而11月—來年3月對勞動力的需求強度較小[14]，由于農業勞動市場信息不對稱，農民很難在第一時間獲取勞動需求信息，使得部分地區勞動力季節性剩余與季節性緊缺現象并存，從而影響了生產，降低了農業生產技術效率。

（3）戶籍制度限制了勞動力的自由流動。改革開放以來，雖然我國戶籍制度不斷放開，但由于地區間醫療、教育等公共服務的差異以及城鄉二元經濟結構問題等原因，我國勞動力市場分割問題并未完全消除，農業勞動力要素難以實現自由流動，從而產生了勞動力市場的扭曲，制約了農業生產對高素質勞動力資源的需求，降低了農業生產技術效率。

1.2.2 資本要素市場扭曲 資本要素市場扭曲對農業生產技術效率的影響主要體現在政府提供的金融惠農政策和農業生產補貼等方面。

（1）金融惠農政策。與其他部門不同，農業是我國國民經濟的基礎性產業，農業的發展直接關乎著經濟發展和社會安定。為了促進農業健康穩步發展，我國政府出臺了大量的金融惠農政策，如：低息貸款、免息貸款和減免稅收等。這些金融惠農政策能夠緩解農民、農業企業等農業經營主體的資金約束，有助于他們擴大生產規模、加強技術創新和技術研發，這在一定程度上能夠促進農業生產力水平發展，提高我國農業生產技術效率。

（2）農業生產補貼。為了保護農民利益，提高農業生產積極性，我國政府實施了農業生產補貼政策，如：農業良種補貼、農機具購置補貼、農業生產資料綜合補貼等。農業補貼能夠緩解農民的信貸約束，提高農業機械化水平，促使農戶選擇更好的生產技術。與此同時，為了保證補貼能順利到達農民手中，各地逐漸開始實行“一卡通”的資金給付方式，即將中央和地方政府的補貼直接轉移到農民賬戶，這有效地避免了“尋租”行為。因此農業生產補貼政策的實施能夠提高我國農業生產技術效率。

2 模型構建與數據說明

2.1 模型構建

2.1.1 隨機前沿生產函數 隨機前沿分析始于對生產最優化的研究，自Aigner和Meeusen等開創性地提出隨機前沿模型以來，隨機前沿分析被廣泛地用于效率研究[15，16]。本文參考Kumbhakar和Lovell的研究思路[17]，采用基于參數法的隨機前沿生產函數模型來測算農業生產技術效率，模型基本形式為：

yit=f（xit；β）exp（vit-uit） 。（1）

式（1）中，i和t分別表示截面數與時期數；y表示農業產出；x表示要素投入；f（）為完全效率時的確定性前沿產出，表現為具體設定的生產函數形式；β為待估的投入向量參數；（vit-uit）為復合誤差項，其中，vit為隨機統計誤差，表示各種隨機因素對前沿產量的影響，服從獨立于uit的正態分布N（0，σ2v）；uit為技術非效率項，并假設uit服從獨立于vit的截斷正態分布N+（m，σ2u）。得到參數估計值后，可以求解出技術效率，計算公式如下：

TEit=E[exp（-uit）|（vit-uit）]=exp（-uit）；（2）

進一步地，技術非效率項可以表示為：

uit=α0+αkZit+εit 。（3）

式（3）中，uit表示效率損失指數，即技術非效率項服從的截斷正態分布中的值。α0為常數項；Zit表示影響技術非效率的因素；αk為對應的估計系數；εit為隨機誤差項，服從非負斷尾的正態分布。

本文將要素市場扭曲作為農業生產函數的非效率項，以此考察其對農業生產技術效率的影響。在實證分析過程中，為了盡可能降低模型設定誤差，本文選擇相對靈活的超越對數生產函數。則（1）式可表示為：

lnY=β0+β1lnL+β2lnK+1/2β3（lnL）2+1/2β4（lnK）2+β5lnK+vit-uit 。（4）

式（4）中，Y表示農業產出變量，L為農業勞動力投入量，K為農業資本存量，β0為常數項，β1、β2、β3、β4和β5為勞動力、資本及其二次項和交叉項的估計系數。而包含要素市場扭曲的技術非效率函數為：

uit=α0+φDIST+αkZit+εit 。（5）

式（5）中，DIST表示要素市場扭曲，φ為其估計系數，Zit表示其他影響技術非效率的因素，包括農業勞動力文化程度、農作物受災率和農業經濟發展水平等。需要說明的是，由于因變量是非效率項，因此，如果φ為正，說明要素市場扭曲對農業生產技術效率有負向作用，即要素市場扭曲會抑制農業生產技術效率；反之亦然。

2.1.2 要素市場扭曲測度 現有研究中，測算要素市場扭曲的方法主要有生產函數法、前沿技術分析法、影子價格法和市場化指數法等[18]。其中，生產函數法通過測算生產要素的邊際產出來計算要素市場扭曲，且可以同時測算不同生產要素的扭曲程度，能夠更客觀地反映要素市場扭曲的含義。因此，本文采用生產函數法來測算要素市場扭曲程度，其計算公式為：

lnYit=θ0+θ1lnLit+θ2lnKit+1/2θ3（lnLit）2+1/2θ4（lnKit）2+θ5lnLitlnKit+ωit 。（6）

式（6）中，Y表示農業產出變量；L為農業勞動力投入量；K為農業資本存量；θ為各解釋變量的回歸參數；ωit表示隨機擾動項。

對（6）式中的L和K分別求導，可以得到勞動力和資本的邊際產出：

MPL=（θ1+θ3lnL+θ5lnK）Y/L ；（7）

MPK=（θ2+θ4lnK+θ5lnL）Y/K 。（8）

式（7）和式（8）中，MPL和MPK分別表示勞動和資本的邊際產出。基于此，根據要素市場扭曲的定義，勞動力要素市場扭曲可以表示為勞動的邊際產出除以其價格，資本要素市場的扭曲則可以表示為資本的邊際產出除以其價格，即：

DIST_L=MPL/w ；（9）

DIST_K=MPK/r 。（10）

式（9）和式（10）中，DIST_L和DIST_K分別表示勞動力市場和資本要素市場的扭曲程度，其具體含義為：如果要素的扭曲程度大于1，說明該要素的實際所得小于應得，要素市場為反向扭曲；如果取值小于1，說明要素存在正向扭曲。w為勞動力價格，r為資本價格。

2.2 數據說明

2.2.1 數據來源 本文使用的數據來源于《中國統計年鑒》、《中國固定資產投資統計年鑒》、《全國農產品成本收益資料匯編》和《中國農村統計年鑒》。需要說明的是，由于《中國固定資產投資統計年鑒》中的農、林、牧、漁業全社會固定資產投資數據在2002年之前缺失嚴重，為了保證統計口徑一致和數據完整，我們選取2002年作為研究起點。此外，《中國統計年鑒》中的農林牧漁業從業人員僅公布到2012年，之后的數據不再公開，因此本文將研究的時間段設置為2002—2012年。

2.2.2 變量說明 綜合隨機前沿生產函數對投入產出指標的基本要求以及數據可獲得性的限制，本文選取了如下變量：

（1）農業產出（Y，億元）：本文用農林牧漁業產出增加值來表征農業產出，由于農業產出增加值均是按當年價格計算，因此本文用第一產業增加值指數平減為2002年不變價格。

（2）農業勞動力投入（L，萬人）：本文用農林牧漁業從業人員來表征農業勞動投入。

（3）農業資本投入（K，億元）：借鑒李谷成[19]、程麗雯[20]等的方法，本文用永續盤存法（PLA）估算農業資本存量。其計算公式為：

Kt=It/[Pt+Kt-1（1-δ）] 。（11）

式（11）中，Kt和Kt-1分別表示t和t-1年的資本存量；It表示以當年價格計算的投資；Pt表示第t年的投資價格指數；δ表示資本折舊率。首先，對于當年投資It的確定，本文參照李谷成等[19]（2014）的方法，用農業固定資本形成總額衡量當年投資。由于《中國國內生產總值核算歷史資料》中的農業固定資本形成總額僅統計到了2004年，為了保證統計口徑一致，本文的農業固定資本形成總額用農業固定資產投資占全社會固定資產投資比重作為權重乘以全社會固定資本形成總額計算。其次，對于基期資本存量K2002的確定，本文借鑒Hall和Jones[21]、徐現祥[22]等的方法，計算公式為K2002=I2002/（5.42%+gt），其中，農業資本折舊率δ=5.42%是充分權衡比較后選取吳方衛[23]利用國務院《國營企業固定資產折舊試行條例》和財政部《企業會計準則》求得的加權農業綜合折舊率。gt為2002—2012 年農業實際總產值幾何平均增長率。最后，投資價格指數Pt的確定，嚴格來說，農業資本應采用相應固定資本形成總額指數進行平減，遺憾的是，現有統計并沒有提供分產業指數，借鑒李谷成等[19]的方法，用農業生產資料價格指數作為農業投資價格指數的代理指標。

（4）勞動力價格（w，元/天）：目前已公布的統計資料沒有提供農業工資數據，本文借鑒王曉兵等[24]的方法，采用《全國農產品成本收益資料匯編》中早秈稻、中秈稻、晚秈稻、粳稻、小麥和玉米等作物的勞動力成本除以農業生產時間，從而得出從事農業生產的工資水平，并用生產資料價格指數平減為2002年不變價格。

（5）資本價格（r，元/年）：資本價格實際上就是利率水平，雖然不同銀行的利率水平存在一定差異，但均是在法定貸款利率水平上下波動，因此本文選取各年度內一年期金融機構法定貸款利率的均值作為資本價格，并用生產資料價格指數平減為1997年不變價格。

（6）其余技術非效率項：除了勞動力要素和資本要素的市場扭曲指數，本文的技術非效率項還包括農村基礎教育水平、農作物受災率和農業經濟發展水平等。①農民作為農業生產活動的主體，其受教育水平的高低在一定程度上可能會影響其對市場的判斷、生產決策的科學制定以及新型農業生產技術的采納與運用，進而會影響農業生產效率。本文將初中及以上文化程度勞動者的占比情況作為農村基礎教育水平的替代變量。②農作物受災率用農作物的受災面積與總播種面積的比值來表示。③一般而言，一個國家或地區農業經濟發展水平越高，其農業現代化越先進，而農業現代化對農業生產技術效率往往具有正向影響。本文參照吳賢榮等[25]的思路，用農林牧漁總產值與農村人口之比來表示農業經濟發展水平。

需要說明的是，第一，農業產出、農業勞動力、農業生產資料價格指數和農業實際總產值數據均來源于《中國統計年鑒》；農業固定資產投資、全社會固定資產投資和全社會固定資本形成總額數據來源于《中國固定資產投資統計年鑒》；勞動力價格數據來源于《全國農產品成本收益資料匯編》；資本價格數據來源于中國人民銀行網站；農村基礎教育水平、農作物受災率和農業經濟發展水平數據均來源于《中國農村統計年鑒》。第二，由于勞動價格和資本價格的單位不統一，因此我們將勞動價格乘以30（天），將資本價格除以12（月），統一轉換為元/月。

3 實證結果與分析

3.1 實證結果

3.1.1 要素市場扭曲狀況 通過對（6）式的估計，并利用（7）—（10）式計算了2002—2012年我國各省農業勞動力和資本的要素市場扭曲程度（表1）。總體來看，我國農業勞動力和農業資本均存在市場扭曲，且勞動力要素市場扭曲指數小于資本要素市場扭曲指數。其中，勞動力的市場扭曲指數為0.077，說明考察期內勞動力的邊際產出小于工資水平，即其應得小于實際所得，呈現出正向扭曲；而資本的市場扭曲指數為2.152，說明其邊際產出大于利率水平，為反向扭曲。勞動力正向扭曲的可能原因是：第一，我國農業勞動力老齡化、婦女化現象嚴重，而農業生產又是一項消耗體力的活動，農業勞動者的體能下降會使得勞動力的邊際產出降低。第二，隨著農村青壯年勞動力不斷向城市及非農部門轉移，我國農業勞動力價格上漲迅速，1985—2014年，我國糧食作物用工價格從1.5元/日提高到了74.4元/日，增長了近50倍。因此農業勞動力的體能下降和工資水平的過快增長使得勞動力的邊際產出小于工資水平。而資本的反向扭曲則可能是由于我國農業資本要素受外部因素干預嚴重，特別是我國政府出臺的各種金融惠農政策和農業生產補貼，使得農業資本要素價格被人為壓低，從而出現了資本要素應得大于實際所得的情形。

3.1.2 要素市場扭曲對農業技術效率的影響 表2展示了隨機前沿生產函數和非效率方程的估計結果。在實證分析前，為了檢驗生產函數是否可以簡化為Cobb-Douglas形式，對（4）式中所有項進行了聯合顯著性檢驗（x2=143.12，P=0.0000），結果拒絕了超越對數生產函數的二次項以及交叉項系數同時為0的原假設，因此本文采用超越對數生產函數是合理的。考慮到本文的研究主線是要素市場扭曲是否會影響農業生產技術效率，因此將著重考察非效率方程。研究發現勞動力要素市場扭曲和資本要素市場扭曲對農業生產技術效率的影響方向均理論機制探討結果一致，具體而言，勞動力要素市場扭曲的估計系數在1%的水平上顯著為正，說明勞動力要素市場扭曲會抑制我國農業生產技術效率。而資本要素市場扭曲的估計系數在1%的水平上顯著為負，說明資本要素市場扭曲促進了我國農業生產技術效率的提升。

在其他影響技術效率的因素中，農村基礎教育水平、農作物受災率和農業經濟發展水平等均符合理論預期。首先，農村基礎教育水平的估計系數顯著為負，說明農民受教育水平越高，制定科學的生產決策和采用新型農業生產技術的可能性就越大，從而提高農業生產技術效率。其次，農作物受災率的估計系數顯著為正，說明農作物受災率會降低農業生產技術效率，這與亢霞等[26]、余建斌[1]等的研究結論相一致。最后，農業經濟發展水平的估計系數顯著為負，說明農業經濟發展水平對農業生產技術效率有明顯的促進作用。

3.1.3 穩健性檢驗 為了檢驗回歸結果的穩健性，將測算出的農業生產技術效率作為被解釋變量，勞動力要素市場扭曲、資本要素市場扭曲、農村基礎教育水平、農作物受災率和農業經濟發展水平作為解釋變量，采用計量回歸模型，重新考察要素市場扭曲對農業生產技術效率的影響。需要說明的是，在基于“兩步法”考察農業生產技術效率的影響因素時，由于作為因變量的技術效率TEit=（0，1]，故采用OLS估計的結果是有偏且不一致的，而采用基于極大似然估計法的Tobit模型將是無偏和有效的[27]，因此本文選用Tobit模型。

Tobit模型估計結果（表3）表明，勞動力要素市場扭曲對農業生產技術效率有顯著的負向影響，而資本要素市場扭曲對農業生產技術效率有顯著的正向影響，且均在1%的水平上顯著，說明勞動力要素市場扭曲會降低農業生產技術效率，而資本要素市場扭曲會提升農業生產技術效率。此外，農村基礎教育水平、農作物受災率和農業經濟發展水平對技術效率的影響也與表2的估計結果一致，這進一步說明本研究結果具有較高的穩健性。

3.1.4 反事實檢驗 參照林伯強等[28]、白俊紅等[29]的研究，采用反事實檢驗的方法考察要素市場扭曲對農業生產技術的影響程度。具體操作步驟是：從（5）式技術非效率函數中依次刪除勞動力要素市場扭曲、資本要素市場扭曲和同時刪除所有要素市場扭曲，對此分別進行估計，并計算出不包含勞動要素市場扭曲、資本要素市場扭曲和所有要素市場扭曲的農業生產技術效率，將新估算出的農業生產技術效率同表2估算出的農業生產技術效率進行比較（忽略誤差項的影響差異），以此考察要素市場扭曲對農業生產技術效率損失缺口的影響。

表4展示了我國各省三種效率損失缺口的均值。總體來看，考察期內我國要素市場扭曲的效率損失缺口為0.031，且勞動力要素市場扭曲使得我國農業生產技術效率下降了0.032，而資本要素市場扭曲使得我國農業生產技術效率提升了0.004。進一步分析發現，如果消除了勞動力要素市場扭曲，我國農業生產技術效率將提升5.68%，而如果消除了資本要素市場扭曲，我國農業生產技術效率將下降0.71%，這說明勞動力要素市場扭曲是影響我國農業生產技術效率提升的重要因素。

4 結論

本文首先從理論上探討了要素市場扭曲影響農業生產技術效率的內在機制，然后利用2002—2012年中國農業生產的省級宏觀數據，測算了我國農業勞動力要素市場和農業資本要素市場的扭曲程度，在此基礎上，采用超越對數生產函數，以要素市場扭曲為技術非效率項，實證分析了農業勞動力要素市場和農業資本要素市場扭曲對我國農業生產技術效率的影響效應，并采用反事實檢驗的方法，通過測算加入要素市場扭曲和未加入要素市場扭曲的農業生產技術效率，探討要素市場扭曲所造成的農業生產技術效率損失的缺口。

（1）考察期內，我國農業勞動力和農業資本要素市場均呈現出扭曲態勢，且勞動力要素市場的扭曲程度高于資本要素市場。具體而言，農業勞動力的邊際產出小于工資水平，呈現出正向扭曲，而資本要素市場的邊際產出大于利率水平，呈現出反向扭曲。

（2）在技術非效率項中，勞動力要素市場扭曲對農業生產技術效率有顯著的負向影響，而資本要素市場扭曲對農業生產技術效率有顯著的正向影響。除此之外，農村基礎教育水平、農作物受災率和農業經濟發展水平也會顯著影響農業生產技術效率。

（3）反事實檢驗結果顯示，我國要素市場扭曲的技術效率損失缺口為0.031，且勞動力要素市場扭曲造成的效率損失缺口高于資本要素市場扭曲的效率損失缺口。如果消除了勞動力要素市場扭曲，我國農業生產技術效率將提升5.68%，而如果消除了資本要素市場扭曲，我國農業生產技術效率將下降0.71%，這說明勞動力要素市場扭曲是影響我國農業生產技術效率提升的重要因素。

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