農業結構調整對農業全要素生產率增長的影響效應

曹 壯，余 康

（浙江農林大學 經濟管理學院，浙江 杭州 311300）

供給側結構性改革是以改革帶動結構調整，促進全要素生產率增長。農業現代化的重要標志之一是農業全要素生產率（total factor productivity,TFP）不斷增長，在生產要素邊際報酬遞減規律與資源環境的共同約束下，僅依靠要素投入推動農業增長將難以持續，不斷提高農業全要素生產率對農業可持續發展尤其重要[1]。理論上在多產出情況下，除了技術進步、技術效率變化和規模效率變化外，混合效率變化也是驅動全要素生產率增長的動力[2]。所謂混合效率是指在投入一定和技術可行的條件下，由于產出混合結構的改變，使得總產出增加或降低，這一過程效率稱為混合效率。農業結構調整即改變農業產出結構，使得農業總產出發生改變，從而改變混合效率，進而影響農業全要素生產率增長。農業結構調整受價格機制的影響[3]，如果根據資源環境約束和市場需求改變農產品的生產結構，可以形成結構更合理的農產品有效供給，提高農業全要素生產率[4]。1978年以來，中國農業產出結構有較大改變，1978年農業產值占農林牧漁總產值的80.0%，林業占3.4%，畜牧業占15.0%，漁業占1.6%。與1978年相比，2016年農業產值占農林牧漁總產值的比例下降到52.3%，林業比例基本沒變為5.7%，畜牧業比例上升到32.9%，漁業比例上升到9.1%（按1990年不變價格計算所得）。然而，農業結構調整是促進還是抑制了農業全要素生產率增長？其影響程度在時空上又是如何變化的？目前已有研究尚未給出明確回答。2010年之前，研究農業全要素生產率增長及其驅動因素所利用的方法主要是基于數據包絡分析的曼奎斯特全要素生產率指數法[5-14]，但這些研究并未討論混合效率變化對農業全要素生產率增長的影響。這種方法之所以應用如此廣泛，主要是由于它很容易分解[15]。但它存在局限性，未能識別混合效率變化對全要素生產率增長的影響：一是如果規模報酬可變，這時存在混合效率變化對全要素生產率增長的影響，不過這時用它測度與分解全要素生產率增長存在系統偏差[16-17]。二是如果規模報酬不變，用它測算與分解全要素生產率增長才適當，但這時不存在混合效率變化對全要素生產率增長的影響。也就是說，用該方法測度與分解全要素生產率增長，存在著先驗假定技術規模報酬不變的缺陷，不能正確識別出混合效率變化這個驅動因素。鑒于此，O’DONNELL[15]通過構造乘積完備全要素生產率指數，提出了全要素生產率指數加總數量框架（aggregate quantity framework），將全要素生產率增長徹底分解成技術進步、技術效率變化、規模效率變化和混合效率變化，從而可以識別混合效率變化對全要素生產率增長的影響。該分解無需先驗假定技術規模報酬性質。目前，也有文獻利用該框架測度與分解農業全要素生產率增長[18-23]，這些研究雖然關注到了混合效率變化這個驅動因素，但沒有進一步分析基于產出導向的混合效率變化在農業生產中的實際含義，即沒有分析導致農業生產中混合效率變化的原因——農業結構調整。因此，本研究利用該框架重點研究混合效率變化對農業全要素生產率增長的影響，進而評估農業結構調整對農業全要素生產率增長的貢獻。

1 中國農業結構調整的歷程、誘因與政策

中國農業結構調整的階段大致劃分為以下5個階段：1979-1984、1985-1991、1992-1997、1998-2003 和 2004-2016 年[3，24-27]。

1979-1984年：這一階段結構調整的直接誘因是生產隊承擔的糧食征購任務太重，農民生產積極性受到嚴重挫傷[3]。1981年《關于積極發展農村多種經營的報告》提出 “決不放松糧食生產，積極發展多種經營”的方針，使糧食、經濟作物生產結構合理，讓農林牧副漁得到整體推進。1978-1984年，糧食、棉花、油料和肉類產量分別以5.0%、19.3%、14.8%和10.3%的速度遞增[24]。這次農業結構調整基本是政府用行政手段要求農民種什么種多少，并未遵循各地區的資源稟賦和比較優勢[28]。因此，這一時期的農業結構調整可能會抑制農業全要素生產率增長。

1985-1991年：經過上一時期的農業結構調整，糧棉開始 “賣難”[3]。1985年 “繼續貫徹決不放松糧食生產、積極發展多種經營的方針”，決定支持發展畜牧業、水產養殖業和林業等產業。1986年強調“在調整產業結構中，要正確處理糧食生產和多種經營的關系”[27]。這個時期的農業結構調整仍是政府用強大的行政手段要求農民種什么種多少，而不是通過價格機制引導[28]。因此，這一時期的農業結構調整可能仍不會帶來農業全要素生產率增長。

1992-1997年：進入20世紀90年代后，市場需求發生了變化，對優質農產品的需求量增加[25]。為此，1992年《關于發展高產優質高效農業的決定》提出以市場為導向繼續調整和不斷優化農業生產結構，并明確要求 “不論種植業還是林業、畜牧業和水產業，都要把擴大優質產品的生產放在突出地位，并作為結構調整的重點抓緊抓好”[27]。各地按照發展高產優質高效農業的方針，鼓勵農民根據市場需求，調整生產結構，發展高附加值農產品[25]。在新的經濟環境中，市場機制對農業生產起了決定性作用[29]。因此，這一時期的農業結構調整促進了農業全要素生產率增長。

1998-2003年：1997和1998年農產品價格普遍下滑引發了此次農業結構調整[3]。1999年《關于當前調整農業生產結構的若干意見》提出，農業結構調整的主要內容是調整和優化種植業作物和品種結構，優化區域布局，發展畜牧業和農產品加工業。2000和2002年《關于做好農業和農村經濟工作的意見》提出的發展無公害蔬菜和綠色食品，提高農產品質量安全，逐步成為農業結構調整的重要內容[27]。因此，這一時期的農業結構調整可能會進一步促進農業全要素生產率增長。

2004-2016年：2004年開始，恢復糧食生產、提高糧食綜合生產能力又成為農業結構調整的重心和基礎[27]。2004-2006年都提出，要按照高產、優質、高效、生態、安全的要求，調整優化農業結構。2014年提出確保 “谷物基本自給、口糧絕對安全”的國家糧食安全新目標。但糧食價格政策制約了農業結構調整的進程，糧食價格持續高位運行導致農業結構畸形化，2015年開始對糧食價格進行改革，但時機較晚[30]。因此，這一時期的農業結構調整可能會阻礙農業全要素生產率增長。

2 全要素生產率指數的分解與測度

2.1 乘積完備全要素生產率指數的構建

假定Q（qt）、X（xt）為生產單位t期的總產出和總投入，qt∈R+N、qt∈R+M分別為產出和投入向量，則生產單位t期的全要素生產率：Yt=Q（qt）/X（xt）[31]。生產單位s期到t期的全要素生產率指數：Yst=Yt/Ys=Qst/Xst。 其中： 產出、 投入數量指數分別是 Qst=Q（qt）/Q（qs）、 Xst=X（xt）/X（xs）， 即全要素生產率指數表示為兩者之比。如果加總函數Q（·）和X（·）滿足線性齊次、非遞減和非負性質，那么全要素生產率指數為乘積完備[15]。

2.2 技術效率、規模效率和混合效率

加總數量框架以全要素生產率之比定義以下3個效率[15]。圖1是基于產出導向的效率分解，曲線Ⅰ和曲線Ⅱ分別是產出結構不變、可變的前沿，各條虛線的斜率表示相應的全要素生產率。①技術效率（technical efficiency）：A點全要素生產率與C點全要素生產率之比，即為技術效率Tt=A/C。②規模效率（scale efficiency）：C點全要素生產率與D點全要素生產率之比，即為規模效率St=C/D。③混合效率（mix efficiency）：該效率是本研究關注的重點。如圖2所示：假設僅有2種產出，總產出Q（qt）=a1q1t+a2q2t。其中：曲線為產出組合（q1t，q2t）的生產前沿，虛線是等產出線。①假設產出結構不變，則技術效率Tt等于OA的距離與OD的距離之比。②假設產出結構可變，則混合效率Mt等于OH的距離與OE的距離之比。

圖1 基于產出導向的效率分解Figure 1 Output-oriented efficiency decomposition

圖2 基于產出導向的混合效率Figure 2 Output-oriented mixing efficiency

在圖1中，D點到E點的全要素生產率變化，即為混合效率，在此分解路徑下也稱為剩余混合效率（residual mix efficiency）：Rt=D/E。圖1的A、D、E意義與圖2一致。

2.3 乘積完備全要素生產率指數的分解

t期總效率為A點全要素生產率與E點全要素生產率之比，即：

所以，t期全要素生產率可以表示為：

同理，s期全要素生產率也可表示為：

則生產單位s期與t期全要素生產率之比為全要素生產率指數：

乘積完備的全要素生產率指數還有另外一個分解路徑[15]：

2.4 全要素生產率指數的測度

Hicks-Moorsteen全要素生產率指數構建如下：

3 變量與數據來源

3.1 產出變量

4個產出變量分別用農、林、牧、漁總產值表示，并用各自的總產值指數分別平減為1990年不變價格。

3.2 投入變量

勞動投入：用農林牧漁業從業人員數表示，由于均無2013-2016年數據，本研究采用指數平滑方法對其進行了預測。土地投入：用農作物總播種面積與水產養殖面積之和表示。機械動力投入：用農業機械總動力表示。化肥投入：用化肥施用量（折純量）表示。灌溉投入：用有效灌溉面積表示。

3.3 數據來源

本研究為1979-2016年中國28個省級地區（不包括港澳臺地區）農業投入與產出數據。由于1997年重慶被設立直轄市，1988年海南獨立設省，因此，將重慶和海南的數據分別并入四川和廣東。考慮西藏特殊的資源稟賦和數據可得性，故樣本不含西藏。所有的數據均來自歷年《中國農村統計年鑒》《新中國60年統計資料匯編》和《新中國農業60年統計資料匯編》。

4 測度結果與分析

4.1 測度與分解結果

本研究采用DPIN 3.0S軟件分解與測度了中國農業全要素生產率增長。表1分別從時間和空間2個維度報告了測度與分解結果。

表1 中國農業全要素生產率（TFP）增長的測度與分解Table 1 Measurement and decomposition of agricultural TFP growth in China

4.2 農業結構調整對中國農業全要素生產率增長的貢獻

1979-2016年，中國農業全要素生產率年均增長3.7%，與以往研究的測算結果基本一致[32]。其中混合效率變化年均增長-0.2%，說明混合效率變化在一定程度上抑制了農業全要素生產率增長，即農業結構調整未帶來農業全要素生產率增長。技術進步年均增長4.9%，這與尹朝靜等[32]測算結果較為接近。技術效率變化年均下降0.3%，規模效率變化年均下降0.6%。

從地區看，東部和東北的農業全要素生產率分別以5.9%和4.5%的年均速度增長，明顯高于中部和西部的2.0%和2.6%。各地區混合效率變化年均增長0.4%、-0.5%、-0.2%、-0.7%，意味著只有東部地區混合效率變化使東部地區農業全要素生產率有所增長，即東部地區農業結構調整帶來了東部地區農業全要素生產率增長。各地區農業全要素生產率增長主要源于技術進步，年均增長5.5%、5.4%、4.1%、4.6%。

4.2.1 1979-1984年 農業全要素生產率每年以4.5%增速提升，但混合效率下滑0.4%，也就是說，混合效率變化使農業全要素生產率損失，即農業結構調整尚未提高農業全要素生產率。農業全要素生產率增長主要源于技術進步4.4%，其次是技術效率變化0.4%和規模效率變化0.1%。從地區看，4個地區農業全要素生產率年均增長率分別為5.6%、6.7%、1.3%、4.7%。混合效率變化年均增長0%、-0.4%、-1.3%、-0.3%，混合效率變化沒有使各地區農業全要素生產率增長，即各地區農業結構調整尚未推動各地區農業全要素生產率增長。技術進步貢獻較大，4個地區年均變化5.4%、6.4%、3.1%、3.7%。

4.2.2 1985-1991年 從全國看，農業全要素生產率增長較上期有所下降，每年僅有1.5%的增長。混合效率變化-0.7%，說明混合效率變化未使農業全要素生產率提升，農業結構調整未提高農業全要素生產率。此間技術進步是唯一源泉，以每年4.9%增長，而技術效率和規模效率變化以每年1.4%和1.2%下滑。從地區看，4個地區農業全要素生產率年均增長5.5%、1.9%、-2.5%、0.3%。混合效率變化年均增長1.7%、-4.4%、-0.9%、-1.5%，東部明顯為正，表明東部地區農業結構調整促使其全要素生產率增長。各地區自技術進步年均增長4.2%、10.7%、3.8%、4.4%。

4.2.3 1992-1997年 農業全要素生產率以每年4.2%的增長重回高峰，混合效率變化（0.5%）發揮了正影響效應，即農業結構調整推動了農業全要素生產率增長。而技術進步3.6%，規模效率變化0.3%，技術效率變化-0.3%。這可以看出混合效率變化成為第二重要的驅動因素。從地區看，各地區農業全要素生產率年均增長6.4%、5.3%、5.0%、1.4%。各地區混合效率變化年均增長1.9%、0.7%、0.1%、-0.5%，可以看出，除了西部地區混合效率變化阻礙了其農業全要素生產率提升，另外3個地區的混合效率變化都使各自農業全要素生產率提升，也即農業結構調整促使東部、東北、中部地區的農業全要素生產率增長，西部地區的農業結構調整未提升其農業全要素生產率。技術進步年均增長2.9%、5.0%、4.0%、3.6%。

4.2.4 1998-2003年 從全國看，農業全要素生產率年均增長4.5%。年均混合效率變化-0.1%，未帶來農業全要素生產率增長，也就是說，農業結構調整沒有促進農業全要素生產率增長。技術進步（7.2%）貢獻最大，技術、規模效率變化（-1.1%、 -1.4%）處于惡化狀態。可見，混合效率變化的負效應最小。從地區上看，農業全要素生產率年均增長東部9.5%、東北3.9%、中部1.1%、西部2.3%。各地區混合效率變化年均增長1.3%、-0.3%、1.0%、-1.8%，這說明各地區混合效率變化差異較大，東部和中部地區混合效率變化在一定程度上促進了其農業全要素生產率增長，也即東部和中部地區農業結構調整推動了其農業全要素生產率增長，而東北和西部地區混合效率變化在一定程度上限制了其農業全要素生產率增長，也即東部和西部地區農業結構調整沒有帶來其農業全要素生產率提升。技術進步貢獻最大，年均6.8%、7.2%、4.1%、9.5%。

4.2.5 2004-2016年 農業全要素生產率年均增長較快（4.0%），混合效率變化-0.4%，意味著農業結構調整并未帶來農業全要素生產率增長。農業全要素生產率提高得益于技術進步4.6%和技術效率變化0.5%，而規模效率變化損失0.7%。從地區看，4個地區農業全要素生產率年均增長4.3%、4.9%、4.0%、3.6%，混合效率變化年均增長-1.3%、0.9%、0%、0.1%，可以看出，東部地區混合效率變化抑制了其農業全要素生產率增長，東北和西部地區的混合效率變化產生了正效應，中部地區混合效率變化對其農業全要素生產率增長無影響，即農業結構調整僅在東北和西部地區推動了其農業全要素生產率增長。各地區技術進步年均增長7.0%、1.7%、4.7%、3.4%。

5 結論與政策含義

農業供給側改革的核心內容是農業結構調整，農業領域降成本、補短板及去產能要依賴于農業結構調整[33]。1978年以來，中國農業結構調整大致經歷5個重要時期，那么是否帶來農業全要素生產率增長值得研究。結果表明：農業結構調整對農業全要素生產率增長的貢獻在時空維度上存在較大差異：從時間上看，僅1992-1997年的混合效率變化使農業全要素生產率得到提升，即該階段農業結構調整推動了農業全要素生產率增長，而其他時段農業結構調整并沒有帶來農業全要素生產率增長。從地區上看，僅東部地區混合效率變化給其農業全要素生產率增長貢獻了動力，即東部地區農業結構調整推動了東部地區農業全要素生產率增長。

在市場經濟條件下，如果農業結構根據農產品價格、資源稟賦進行調整，那么農業結構調整能夠促進農業全要素生產率增長。現實中，農民獲取價格信息有限、農業資源受到約束，使得農業結構調整未必能帶來農業全要素生產率增長。因此，首先應健全信息咨詢機構，然后根據地區差異、比較優勢調整結構。其次，農業結構調整受價格的調控，在尊重市場價的前提下，政府應依據市場需求結構變動的規律制定導向性的政策，來適當引導農民種植結構的調整。此外，應依據農民經營效益的差異化變動給予相應補貼，保障農民收入。通過結構調整推動農產品由低水平供需平衡邁向高水平供需平衡，并推動農業全要素生產率增長。