李成友，李 銳，曹守峰

(1. 山東大學(xué)經(jīng)濟研究院，山東 濟南 250100； 2. 山東外事翻譯職業(yè)學(xué)院經(jīng)濟管理學(xué)院，山東 威海 264504)

1 引言

國內(nèi)外經(jīng)驗表明，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的改變不僅依賴于勞動、資本等生產(chǎn)要素的投入，還依賴于農(nóng)業(yè)技術(shù)進步和農(nóng)業(yè)技術(shù)效率水平的提升［1-2］。由于經(jīng)濟資源的稀缺性以及農(nóng)業(yè)投入邊際效益遞減規(guī)律的存在使得我國農(nóng)業(yè)發(fā)展不可能全依靠農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料和資金的無限投入，這就告訴我們，在一定的技術(shù)水平下，要想提高我國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率必須重視農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的改進［3］。

從現(xiàn)有的研究文獻看，國內(nèi)外學(xué)者對我國農(nóng)業(yè)技術(shù)效率以及農(nóng)業(yè)技術(shù)效率影響因素進行了深入的理論和實證分析［4-6］，但是多數(shù)研究只是對我國整體及行政性區(qū)域農(nóng)業(yè)技術(shù)效率水平進行評價，并沒有很好地結(jié)合農(nóng)業(yè)地理區(qū)位及農(nóng)業(yè)自然特征等因素進行分析，而且在研究過程中往往忽略了這樣一個重要事實:農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的提高離不開農(nóng)業(yè)技術(shù)的推廣，而這一過程往往需要大筆資金作為保障。就我國農(nóng)村具體情況而言，農(nóng)業(yè)資金主要來源于農(nóng)業(yè)信貸，因此，農(nóng)業(yè)信貸對農(nóng)業(yè)技術(shù)乃至農(nóng)業(yè)技術(shù)效率提高都是至關(guān)重要的。目前，僅有少數(shù)文章考察農(nóng)業(yè)信貸對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響。Liu 和Zhuang［7］基于2000 年對江蘇和四川兩省7927戶調(diào)研數(shù)據(jù)，分析得出信貸的可獲得性對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響是有效的。宋春光和那娜［1］運用2001—2006 年間數(shù)據(jù)研究了合作金融和政策性金融對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響，認為合作金融對我國農(nóng)業(yè)技術(shù)效率提高有明顯的促進作用，而政策性金融對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的促進作用不明顯。然而以上研究主要是對我國整體性金融和信貸支持進行說明，很少涉及不同區(qū)域不同時段其發(fā)展對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的動態(tài)影響，此外，在分析模型中都假定技術(shù)無效率不存在，導(dǎo)致估計結(jié)果與現(xiàn)實存在偏差，而本文采用不考慮技術(shù)進步和考慮技術(shù)進步因素的C-D 生產(chǎn)函數(shù)，進行隨機前沿最優(yōu)分析(SFA)將彌補這方面的不足。

2 數(shù)據(jù)說明和統(tǒng)計描述

本文按照我國現(xiàn)有行政區(qū)域和農(nóng)業(yè)地理區(qū)位及農(nóng)業(yè)自然特征，將31 個省市劃分為華北、東北、華東、西南、中南和西北六大區(qū)域，具體見表1。所使用的數(shù)據(jù)主要來自于《新中國60 年統(tǒng)計資料匯編》、《新中國農(nóng)業(yè)60 年統(tǒng)計資料匯編》、《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》以及《中國金融年鑒》和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

表1 我國農(nóng)業(yè)地理區(qū)位及農(nóng)業(yè)自然特征

選擇農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值作為農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，并按各年度的通貨膨脹率將其折算成以1979 年不變價格計算的農(nóng)業(yè)產(chǎn)值;選擇農(nóng)作物總播種面積、農(nóng)業(yè)機械總動力、鄉(xiāng)村農(nóng)業(yè)從業(yè)人員、化肥施用量和有效灌溉面積5個生產(chǎn)要素作為投入變量;選擇農(nóng)業(yè)信貸占農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的比重作為測量變量進行研究。1979—2012 年間我國31 個省區(qū)的數(shù)據(jù)共組成1054 個樣本點，構(gòu)成了用于本文模型回歸的面板數(shù)據(jù)，具體見表2。

表2 變量及其統(tǒng)計性描述

3 計量經(jīng)濟分析方法與模型構(gòu)建

隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型的基本形式為:

其中，Y 代表產(chǎn)出，X 代表一組投入變量，exp(v - u)為復(fù)合誤差項。

根據(jù)本文研究的目的，采用不考慮技術(shù)進步因素的C-D 生產(chǎn)函數(shù)，可以構(gòu)建如下模型:

采用考慮技術(shù)進步因素的C-D 生產(chǎn)函數(shù)，可以構(gòu)建如下模型:

式(2a)和式(3a)為基于隨機前沿分析的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)，Yit、Sit、Mit、Lit、Fit和Ait分別表示第i 個省區(qū)在t 年的農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、農(nóng)作物總播種面積、農(nóng)業(yè)機械總動力、農(nóng)業(yè)從業(yè)人員、化肥施用量和有效灌溉面積;β0為常數(shù)項;β1、β2、β3、β4和β5分別表示各投入變量的產(chǎn)出彈性;此外，式(3a)中T 為反應(yīng)技術(shù)進步的時間變量;θ 為技術(shù)進步的產(chǎn)出彈性。Vit為隨機誤差項;Uit代表技術(shù)無效率項。為進一步分析農(nóng)業(yè)信貸對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響程度，引入無效率生產(chǎn)函數(shù)式(2b)和式(3b)，Rit表示第i 省區(qū)在t 年農(nóng)業(yè)信貸占農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的比重，δ1表示待估參數(shù)。若待估參數(shù)δ1為負，說明Rit對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率有促進作用;若待估參數(shù)δ1為正，則說明Rit對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率沒有促進作用。式(2c)和式(3c)中γ 也是待估參數(shù)，表示隨機擾動項中技術(shù)無效所占的比重。當γ 接近1，說明模型中的誤差主要源于Uit;當γ 接近0，則說明實際產(chǎn)出與前沿產(chǎn)出的差距主要源于統(tǒng)計誤差等外部影響因素。

4 估計結(jié)果

4.1 模型設(shè)定檢驗

在分析全國以及華北、東北、華東和西南地區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率和農(nóng)業(yè)信貸對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響時，首先，選用考慮技術(shù)進步因素的C-D 生產(chǎn)函數(shù)進行隨機前沿分析。模型統(tǒng)計結(jié)果顯示，全國、華北、東北、華東和西南地區(qū)的γ 值分別為0.555、0.891、0.502、0.844 和0.490，表明全國及這四個地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)存在技術(shù)效率損失的問題，可以采用考慮技術(shù)進步因素的C-D 生產(chǎn)函數(shù)來分析農(nóng)業(yè)信貸對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響;而在分析中南和西北地區(qū)時，我們也首先選擇了考慮技術(shù)進步因素的C-D 生產(chǎn)函數(shù)進行隨機前沿分析，但是模型估計結(jié)果顯示，γ 值為0，表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中不存在技術(shù)效率損失，這與現(xiàn)實農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件不相符，為此，在分析中南和西北兩地區(qū)時，我們選用不考慮技術(shù)進步因素的C-D 生產(chǎn)函數(shù)進行隨機前沿分析。模型估計結(jié)果顯示，中南和西北地區(qū)的γ 值分別為0.998 和0.721，說明農(nóng)業(yè)技術(shù)效率損失顯著，進而說明采用不考慮技術(shù)進步因素的C-D 生產(chǎn)函數(shù)來分析中南和西北地區(qū)農(nóng)業(yè)信貸對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率較優(yōu)。

4.2 生產(chǎn)要素的投入彈性

首先，從全國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的投入彈性來看，技術(shù)進步θ 為正值，說明農(nóng)業(yè)技術(shù)進步在我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中得到有效轉(zhuǎn)化，能有效提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率;農(nóng)作物總播種面積β1、農(nóng)業(yè)機械總動力β2、農(nóng)業(yè)從業(yè)人員β3、化肥施用量β4和有效灌溉面積β5等也為正值，說明這些生產(chǎn)投入要素的增加亦能提高我國的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，詳見表3。

表3 全國及六大區(qū)域的模型參數(shù)估計結(jié)果和假設(shè)檢驗

其次，從六大區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入要素的產(chǎn)出彈性來看，各地區(qū)農(nóng)業(yè)投入要素的產(chǎn)出彈性差別性顯著。具體來講，①華北、東北、華東和西南地區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)進步的投入彈性θ 均為正值，說明農(nóng)業(yè)技術(shù)進步對提升該地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率有著積極的作用;而中南和西北地區(qū)由于考慮技術(shù)進步因素的生產(chǎn)函數(shù)沒有通過假設(shè)檢驗，說明農(nóng)業(yè)技術(shù)進步對該地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的貢獻不明顯。②華北、西南地區(qū)農(nóng)作物總播種面積的產(chǎn)出彈性β1為正值，說明農(nóng)作物總播種面積的增加對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率有著很好的促進作用;而東北、華東、中南和西北地區(qū)β1為負值，說明農(nóng)作物總播種面積的增加對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率產(chǎn)生負的影響。③華北、華東、西南、中南和西北地區(qū)農(nóng)業(yè)機械總動力的產(chǎn)出彈性β2為正值，說明提升農(nóng)業(yè)機械化水平對提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率有促進作用，政府和農(nóng)戶應(yīng)該增加農(nóng)業(yè)投入，提升農(nóng)業(yè)機械化生產(chǎn)水平;而東北地區(qū)β2為負值，這可能是由于該地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機械的擁有量存在過剩，導(dǎo)致其不能充分發(fā)揮出生產(chǎn)效率。④東北、華東和中南地區(qū)農(nóng)業(yè)從業(yè)人員的產(chǎn)出彈性β3為正值，說明農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量的增加能增強農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率;而華北、西南和西北地區(qū)β3為負值，說明農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量的增加會導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的下降。⑤華東、西南、中南和西北地區(qū)化肥施用量的產(chǎn)出彈性β4為正值，說明化肥施用量的增加對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提升也有正向的促進作用;而華北和東北地區(qū)β4為負值，說明該地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中化肥施用量過多，已超出了土地的承載能力。⑥除東北地區(qū)有效灌溉面積的產(chǎn)出彈性β5為負值外，其他地區(qū)β5均為正值，說明華北、華東、西南、中南和西北地區(qū)有效灌溉面積的增加會帶來農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提升。

4.3 農(nóng)業(yè)技術(shù)效率

通過表4 不難發(fā)現(xiàn)，1979—2012 年間全國農(nóng)業(yè)平均技術(shù)效率為0.691，說明我國農(nóng)業(yè)技術(shù)效率水平并不高，仍有很大的上升空間。具體來講，除中南地區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率為0.662，低于全國平均水平外，其余地區(qū)均高于全國平均水平，其中東北地區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率(0.940)最高。而從農(nóng)業(yè)技術(shù)效率變動的趨勢來看，東北、華東、中南和西北地區(qū)均呈上升趨勢，而華北和西南地區(qū)則呈下降趨勢。

表4 1979—2012 年間我國農(nóng)業(yè)平均技術(shù)效率

4.4 農(nóng)業(yè)信貸對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響

首先，基于全國層面的模型測算得出，1979—2012 年間我國農(nóng)業(yè)信貸對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率損失的參數(shù)δ1為0.088，說明農(nóng)業(yè)信貸對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的促進作用不顯著。而從各區(qū)域測算結(jié)果來看，華北和華東地區(qū)的參數(shù)δ1均為負值，說明農(nóng)業(yè)信貸在該區(qū)域?qū)r(nóng)業(yè)技術(shù)效率具有明顯促進作用。相反，東北、西南、中南和西北地區(qū)的參數(shù)δ1均為正值，說明農(nóng)業(yè)信貸在該區(qū)域?qū)r(nóng)業(yè)技術(shù)效率的促進作用不顯著，詳見表5。

表5 1979—2012 年間我國農(nóng)業(yè)信貸對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率損失的參數(shù)值

其次，從農(nóng)業(yè)信貸對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率損失的參數(shù)值變動情況來看，1979—2012 年間全國農(nóng)業(yè)信貸對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的促進作用不顯著，但是農(nóng)業(yè)信貸對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的促進作用有不斷上升的趨勢。具體來講，①華北地區(qū)除1990—2000 年間農(nóng)業(yè)信貸對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的促進作用不顯著外，其余年間農(nóng)業(yè)信貸對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的促進作用都較顯著。②東北地區(qū)農(nóng)業(yè)信貸對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響由不具有促進作用轉(zhuǎn)變?yōu)榫哂写龠M作用，農(nóng)業(yè)信貸對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率損失的參數(shù)值由1979—1989年間的1.737 下降到2001—2012 年間的-0.097。③華東地區(qū)農(nóng)業(yè)信貸對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響則由具有促進作用轉(zhuǎn)變?yōu)椴痪哂写龠M作用，農(nóng)業(yè)信貸對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率損失的參數(shù)值由1979—1989 年間的-0.703 上升到2001—2012 年間的0.350。④西南地區(qū)除了1990—2000 年間農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率有顯著促進作用外，其余年間農(nóng)業(yè)信貸對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的促進作用都較不顯著。⑤中南地區(qū)農(nóng)業(yè)信貸對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的促進作用也日益減弱，農(nóng)業(yè)信貸對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率損失的參數(shù)值也由1979—1989 年間的-7.855 上升到2001—2012 年間的2.867。⑥西北地區(qū)整個時間階段農(nóng)業(yè)信貸對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的促進作用一直都不顯著，農(nóng)業(yè)信貸對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率損失的參數(shù)值均為正值。

5 主要結(jié)論與政策建議

(1)全國以及華北、東北、華東和西南地區(qū)技術(shù)進步對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率均有促進作用;相反，中南和西北地區(qū)技術(shù)進步并沒有在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中得到有效的轉(zhuǎn)化。因此，政府應(yīng)該在這兩個地區(qū)加強農(nóng)業(yè)科技的推廣力度，增加教育投入，提升農(nóng)民的教育文化水平，進而有效實現(xiàn)科技進步在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的轉(zhuǎn)化。

(2)全國農(nóng)作物播種總面積、農(nóng)業(yè)機械總動力、鄉(xiāng)村農(nóng)業(yè)從業(yè)人員、化肥施用量和有效灌溉面積的增加均能提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。但是，各區(qū)域農(nóng)業(yè)投入要素的產(chǎn)出彈性差別性顯著。因此，為提升我國的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率水平，政府應(yīng)根據(jù)各區(qū)域的現(xiàn)實條件，因地制宜，并采取差別化的優(yōu)惠扶持和政策引導(dǎo)，而不是采用單一的體制加以實施。

(3)1979—2012 年間全國農(nóng)業(yè)平均技術(shù)效率僅為0.691，說明我國的農(nóng)業(yè)技術(shù)效率并不高，具有很大提升空間。因此，政府應(yīng)采取有效的農(nóng)業(yè)支持性措施(如農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)推廣等)來提升農(nóng)業(yè)技術(shù)效率;從六大區(qū)域農(nóng)業(yè)技術(shù)效率來看，各區(qū)域農(nóng)業(yè)技術(shù)效率差別顯著，其中東北地區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率最高，華東和西南地區(qū)次之，中南地區(qū)最低。

(4)1979—2012 年間農(nóng)業(yè)信貸對我國農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的促進作用不明顯。從各區(qū)域的分析來看，華北和華東地區(qū)農(nóng)業(yè)信貸對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率具有明顯的促進作用;而東北、西南、中南和西北地區(qū)則促進作用不明顯。因此，在農(nóng)業(yè)信貸的投放問題上，華北和華東地區(qū)可以繼續(xù)通過信貸投入來提升農(nóng)業(yè)技術(shù)效率;而東北、西南、中南和西北地區(qū)則應(yīng)優(yōu)化該區(qū)域農(nóng)業(yè)信貸的投放渠道和質(zhì)量，避免一味地強調(diào)從數(shù)量上增加農(nóng)業(yè)信貸投入。

［1］宋春光，那娜. 農(nóng)村金融支持對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率影響的實證分析［J］.學(xué)術(shù)交流，2010，(2):92 -98.

［2］Li Z，Zhang H P. Productivity Growth in China's Agriculture During 1985—2010［J］. Journal of Integrative Agriculture，2013，12(10):1896 -1904.

［3］方鴻. 中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率研究:基于省級層面的測度、發(fā)現(xiàn)與解釋［J］.農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2010，(1):34 -41.

［4］匡遠鳳. 技術(shù)效率、技術(shù)進步、要素積累與中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長——基于SFA 的經(jīng)驗分析［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2012，(1):3 -18.

［5］杜文杰. 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的政策差異研究——基于時不變閥值面板隨機前沿分析［J］. 數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2009，(9):107 -118.

［6］李谷成，馮中朝，占紹文. 家庭稟賦對農(nóng)戶家庭經(jīng)營技術(shù)效率的影響沖擊——基于湖北省農(nóng)戶的隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)實證［J］.統(tǒng)計研究，2008，(1):35 -42.

［7］Liu Z N，Zhuang J Z. Determinants of Technical Efficiency in Post-Collective Chinese Agriculture:Evidence from Farm-Level Data［J］.Journal of Comparative Economics，2000，(28):545 -564.