劉瑛 夏厚俊

摘要 運(yùn)用DEA.Malmquist指數(shù)方法衡量了2000～2012年湖北省農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)趨勢(shì)，并將湖北省17個(gè)市州按區(qū)位因素分為鄂東、鄂西以及鄂南地區(qū)，進(jìn)行了收斂性分析。結(jié)果表明：湖北省整體農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)不斷增長(zhǎng)趨勢(shì)，技術(shù)進(jìn)步對(duì)全要素生產(chǎn)率有明顯的推動(dòng)作用，但技術(shù)效率偏低，阻礙了農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高；湖北省全省以及3大區(qū)域的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率均不存在α收斂以及絕對(duì)β收斂，均存在條件β收斂，收斂結(jié)果表明，各市州之間的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率差距在不斷擴(kuò)大，但是在政策調(diào)控下可以縮小各市州之間的差距。

關(guān)鍵詞 DEA.Malmquist指數(shù)方法；農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率；收斂性

中圖分類(lèi)號(hào) S-9；F304 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A 文章編號(hào) 0517-6611（2014）16-05289-03

湖北是農(nóng)業(yè)大省，是我國(guó)糧棉油等主要農(nóng)產(chǎn)品的優(yōu)質(zhì)生產(chǎn)基地。目前，湖北省農(nóng)業(yè)所面臨嚴(yán)峻的競(jìng)爭(zhēng)、城市化迅速發(fā)展?fàn)I造的宏觀環(huán)境，以及并不優(yōu)渥的農(nóng)業(yè)資源條件，決定了湖北省農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)單純地依靠生產(chǎn)要素的投入既不現(xiàn)實(shí)也不合理。因此，湖北省農(nóng)業(yè)持續(xù)穩(wěn)定健康發(fā)展的核心問(wèn)題在于擴(kuò)大農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP）對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率。

近年來(lái)，農(nóng)業(yè)TFP的研究引起國(guó)內(nèi)學(xué)者的廣泛關(guān)注，目前主要有2種測(cè)算TFP的方法：隨機(jī)前沿分析法和數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法。王鈺等用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法分析了我國(guó)各地區(qū)農(nóng)業(yè)TFP，并從空間角度研究了各地區(qū)之間TFP的空間相關(guān)性[1]。曾國(guó)平等[2]、白林等[3]、張海波等[4]用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析測(cè)算了我國(guó)各地區(qū)的農(nóng)業(yè)TFP并進(jìn)行了收斂分析。李周等[5]從區(qū)域的角度用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法研究了TFP。張冬平等[6]用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析研究中國(guó)小麥的生產(chǎn)效率[6]。朱喜等從要素投入的角度用DEA方法研究了各地區(qū)的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率[7]。除此之外，眾多學(xué)者利用隨機(jī)前沿模型研究了農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率[8-11]。由于隨機(jī)前沿法需要設(shè)定具體的函數(shù)形式，而農(nóng)業(yè)活動(dòng)涉及眾多復(fù)雜因素，模型的設(shè)定容易存在偏誤，因此本文選擇數(shù)據(jù)包絡(luò)法。

關(guān)于農(nóng)業(yè)TFP的研究大都集中在國(guó)家層面，對(duì)湖北省農(nóng)業(yè)TFP發(fā)展進(jìn)行深入研究的較少。筆者根據(jù)2000～2012年湖北省17個(gè)市州的面板數(shù)據(jù)，利用Malmquist指數(shù)法測(cè)算了湖北省農(nóng)業(yè)TFP的變動(dòng)情況，分析了TFP增長(zhǎng)的主要原因以及各市州之間的差異，最后分析了各市州農(nóng)業(yè)TFP的收斂性。

1 數(shù)據(jù)來(lái)源與研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源 主要以湖北省17個(gè)地級(jí)市在2000～2012年的面板數(shù)據(jù)計(jì)算農(nóng)業(yè)TFP。主要的投入變量有5個(gè)：鄉(xiāng)村年底農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人員、年末實(shí)有耕地面積、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、化肥施用量（折純）以及有效灌溉面積。產(chǎn)出變量是農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值。其中，農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值調(diào)整為2000年不變價(jià)格的農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值。以上數(shù)據(jù)均來(lái)自于2001～2013年的《湖北統(tǒng)計(jì)年鑒》和《湖北年鑒》。

1.2 研究方法 參照前人的研究成果，該研究選用DEA方法進(jìn)行分析[1-7]。

2 結(jié)果與分析

2.1 基于Malmquist指數(shù)的DEA分析

2.1.1 湖北省農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率變動(dòng)及分析。使用DEAP2.1，通過(guò)DEA.Malmquist指數(shù)模型的測(cè)算結(jié)果，對(duì)湖北省2000～2012年農(nóng)業(yè)TFP進(jìn)行分析（表1）。

由表1可知，從整體來(lái)看，2000～2012年湖北省農(nóng)業(yè)TFP的平均增長(zhǎng)率為0.059，技術(shù)進(jìn)步的平均增長(zhǎng)率為0.066，效率變化出現(xiàn)了負(fù)增長(zhǎng)，平均增長(zhǎng)率為-0.007，純技術(shù)效率和規(guī)模效率亦同時(shí)出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)，平均增長(zhǎng)率分別為-0.005和-0.002。表明，湖北省農(nóng)業(yè)TFP的增長(zhǎng)主要源自于技術(shù)進(jìn)步，因?yàn)榧夹g(shù)進(jìn)步可以提高產(chǎn)出水平，從而降低成本。然而由于純技術(shù)效率和規(guī)模效率的負(fù)增長(zhǎng)導(dǎo)致技術(shù)效率水平滯后，阻礙了農(nóng)業(yè)TFP的提高。因此，在湖北省的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，重視技術(shù)創(chuàng)新的同時(shí)，必須重視農(nóng)業(yè)資源合理配置的問(wèn)題，盡量避免因?yàn)樾蕮p失而造成的農(nóng)業(yè)TFP的降低。

縱向考察來(lái)看，2000～2012年湖北省農(nóng)業(yè)TFP整體呈現(xiàn)增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，但是在研究期間也出現(xiàn)了較大的波動(dòng)。2003～2004年湖北省農(nóng)業(yè)TFP增長(zhǎng)幅度最大，增幅為17.1%。2003年我國(guó)實(shí)行了一系列促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的政策，例如實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)戰(zhàn)略性調(diào)整，以及制定關(guān)于財(cái)政支農(nóng)和金融惠農(nóng)的相關(guān)政策。湖北省在當(dāng)年實(shí)現(xiàn)了農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)的產(chǎn)業(yè)化和農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)的大規(guī)模調(diào)整。2004～2005年全要素生產(chǎn)率降低幅度最大，負(fù)增長(zhǎng)3.4%。2006年之后農(nóng)業(yè)TFP平穩(wěn)增長(zhǎng)。同時(shí)可以看出，TFP的變化趨勢(shì)與技術(shù)進(jìn)步的變化趨勢(shì)基本一致，說(shuō)明技術(shù)水平的提高直接促進(jìn)了農(nóng)業(yè)TFP的提高，而效率變化指數(shù)的變化趨勢(shì)一直處在1附近，且大多數(shù)情況下小于1，說(shuō)明效率損失一直以來(lái)制約了湖北省農(nóng)業(yè)TFP的提高。

2.1.2 各市州全要素生產(chǎn)率變動(dòng)及差異。從表2來(lái)看，2000～2012年除了恩施自治州和神農(nóng)架林區(qū)外，湖北省其他市州的農(nóng)業(yè)TFP均大于1，這說(shuō)明整體上湖北省各市州的農(nóng)業(yè)發(fā)展可持續(xù)性在增強(qiáng)。技術(shù)進(jìn)步指數(shù)除了神農(nóng)架林區(qū)外全大于1，說(shuō)明技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)業(yè)TFP有顯著地推動(dòng)作用。然而，除少數(shù)地區(qū)如武漢、黃石、十堰、宜昌、鄂州、孝感、咸寧及神農(nóng)架林區(qū)外，大部分地區(qū)的效率變化指數(shù)小于1，一定程度上制約了農(nóng)業(yè)TFP的增長(zhǎng)。因此，在區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中，要注重農(nóng)業(yè)技術(shù)的推廣以及資源的合理配置，避免效率缺失帶來(lái)的全要素生產(chǎn)率的降低。

從區(qū)域來(lái)看，排名前6位的市州依次為鄂州、宜昌、十堰、天門(mén)、武漢以及襄陽(yáng)。其中鄂州的農(nóng)業(yè)TFP增長(zhǎng)最快，平均增長(zhǎng)率為14%。其余市州中，農(nóng)業(yè)TFP增長(zhǎng)最慢的是恩施自治州及神農(nóng)架林區(qū)，平均增長(zhǎng)率分別出現(xiàn)了0.3%及1.1%的負(fù)增長(zhǎng)。這2個(gè)地區(qū)屬于湖北西部邊陲地區(qū)，相比其他市州，自然生產(chǎn)條件及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)相對(duì)落后。因此，湖北省農(nóng)業(yè)今后發(fā)展過(guò)程中，務(wù)必注重區(qū)域間的技術(shù)交流，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)相對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)帶動(dòng)相對(duì)落后地區(qū)的發(fā)展。

2.2 收斂性分析 從Malmquist指數(shù)分析結(jié)果可以了解湖北省各市州農(nóng)業(yè)TFP之間存在很大的差距。因此，進(jìn)一步研究各市州之間的農(nóng)業(yè)TFP之間的差距是否會(huì)逐漸縮小，各市州之間的農(nóng)業(yè)發(fā)展水平是否會(huì)出現(xiàn)收斂現(xiàn)象。收斂主要有2種類(lèi)型：①σ收斂，指不同市州之間的TFP水平隨著時(shí)間的推移差距不斷拉近的過(guò)程；② β收斂，β收斂有2種收斂形式，一是絕對(duì)β收斂，用來(lái)檢驗(yàn)各經(jīng)濟(jì)體是否最終會(huì)趨向于同一穩(wěn)態(tài)；二是條件β收斂，用來(lái)檢驗(yàn)每個(gè)經(jīng)濟(jì)體自身是否會(huì)趨于自身穩(wěn)態(tài)。對(duì)湖北省農(nóng)業(yè)TFP的3種收斂形式進(jìn)行具體分析，結(jié)果如下。

2.2.1 σ收斂。湖北省農(nóng)業(yè)TFP的σ收斂是用農(nóng)業(yè)TFP指數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)呈現(xiàn)的。若湖北省農(nóng)業(yè)TFP存在σ收斂，就說(shuō)明湖北省各市州農(nóng)業(yè)TFP之間的差距隨著時(shí)間的推移逐漸縮小。2001～2012年湖北省農(nóng)業(yè)TFP標(biāo)準(zhǔn)差趨勢(shì)見(jiàn)圖1。

從圖1可以看出，湖北省各市州之間的農(nóng)業(yè)TFP指數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差隨著時(shí)間的增長(zhǎng)呈現(xiàn)不斷上升的趨勢(shì)。除了在2002～2004年出現(xiàn)暫時(shí)的收斂，湖北省各市州之間的農(nóng)業(yè)TFP隨著時(shí)間增長(zhǎng)差距越來(lái)越大，呈現(xiàn)發(fā)散的態(tài)勢(shì)。農(nóng)業(yè)TFP的差異不斷擴(kuò)大與湖北省各市州的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不均衡有關(guān)。農(nóng)業(yè)的發(fā)展與當(dāng)?shù)氐纳a(chǎn)條件、氣候以及經(jīng)濟(jì)環(huán)境密切相關(guān)，因此該研究根據(jù)不同市州的地理環(huán)境及經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r，把湖北省分為鄂東、鄂西以及鄂南地區(qū)，鄂東地區(qū)包括武漢、黃岡、黃石、鄂州以及孝感；鄂西地區(qū)包括襄陽(yáng)、宜昌、十堰、荊門(mén)、隨州、恩施以及神農(nóng)架；鄂南地區(qū)主要包括天門(mén)、潛江、仙桃、咸寧以及荊州。從這些地區(qū)的農(nóng)業(yè)TFP數(shù)據(jù)來(lái)看，鄂西地區(qū)的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的平均水平最高，其次是鄂東地區(qū)，最后是鄂南地區(qū)。

綜上所述，湖北省農(nóng)業(yè)TFP的增長(zhǎng)的主要來(lái)源是技術(shù)進(jìn)步，那么地區(qū)之間農(nóng)業(yè)TFP的差距與區(qū)域之間的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)有關(guān)。農(nóng)業(yè)TFP較高的鄂西及鄂東地區(qū)在農(nóng)業(yè)發(fā)展上具有一定的優(yōu)勢(shì)，會(huì)采用相對(duì)先進(jìn)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)，然而先進(jìn)技術(shù)的傳播與擴(kuò)散需要一定的時(shí)間，因此在新技術(shù)開(kāi)始應(yīng)用的初期，各地區(qū)的農(nóng)業(yè)TFP就會(huì)出現(xiàn)一定的差距。

2.2.2 絕對(duì)β收斂。絕對(duì)β收斂用來(lái)檢驗(yàn)各經(jīng)濟(jì)體的農(nóng)業(yè)TFP增長(zhǎng)速度是否與其初始農(nóng)業(yè)TFP水平成反向變動(dòng)關(guān)系。該研究采用Barro et al提出的方法[16]，絕對(duì)β收斂模型如下：

由表3可知，從全省范圍來(lái)看，系數(shù)估計(jì)值并沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。因此，全省范圍內(nèi)農(nóng)業(yè)TFP不存在絕對(duì)β收斂。分區(qū)域來(lái)看，鄂東地區(qū)的P值通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)大于0，說(shuō)明鄂東地區(qū)的農(nóng)業(yè)TFP是發(fā)散的。鄂西地區(qū)的P值也通過(guò)了檢驗(yàn)，系數(shù)值大于0，同樣說(shuō)明鄂西地區(qū)的農(nóng)業(yè)TFP是發(fā)散的。鄂南地區(qū)P值沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，因此鄂南地區(qū)的農(nóng)業(yè)TFP不存在絕對(duì)收斂。

從以上結(jié)果可知，不論從整個(gè)湖北省，還是分地區(qū)來(lái)看，這些市州之間的農(nóng)業(yè)TFP差距都很大，并且大部分地區(qū)最終都不會(huì)收斂于同一穩(wěn)態(tài)水平。

2.2.3 條件β收斂。若各市州存在條件β收斂，說(shuō)明各市州的農(nóng)業(yè)TFP會(huì)收斂于不同的穩(wěn)態(tài)值，這些穩(wěn)態(tài)值是由各市州具體的自然條件、生產(chǎn)環(huán)境以及氣候息息相關(guān)的。根據(jù)Miller等提出的雙向固定效應(yīng)模型，可避免人為選擇變量時(shí)對(duì)變量的遺漏[17]。條件β收斂的雙向固定效應(yīng)模型如下：

如果b<0，并且通過(guò)了系數(shù)顯著性檢驗(yàn)，則說(shuō)明存在條件β收斂。

由表4可知，湖北省的條件β收斂的情況明顯優(yōu)于絕對(duì)β收斂。從全省來(lái)看，系數(shù)小于0，模型具有很強(qiáng)的顯著性。分地區(qū)來(lái)看，鄂東地區(qū)的回歸系數(shù)同樣顯著小于0，說(shuō)明鄂東地區(qū)的農(nóng)業(yè)TFP指數(shù)存在條件β收斂；鄂西地區(qū)與鄂南地區(qū)的系數(shù)值也都是在顯著水平下小于0，因此，都存在條件β收斂。

3 結(jié)論

綜上所述，2000～2012年湖北省農(nóng)業(yè)TFP的平均增長(zhǎng)率為5.9%，參考關(guān)于全國(guó)農(nóng)業(yè)TFP的文獻(xiàn)可知，這個(gè)數(shù)據(jù)較同期全國(guó)農(nóng)業(yè)TFP的增長(zhǎng)率，但是低于一些農(nóng)業(yè)相對(duì)發(fā)達(dá)的地區(qū)。表明湖北省近年來(lái)的農(nóng)業(yè)發(fā)展速度較快，有很大的進(jìn)步空間。但是，通過(guò)對(duì)農(nóng)業(yè)TFP的分解可知，湖北省農(nóng)業(yè)TFP的增長(zhǎng)主要來(lái)源于技術(shù)進(jìn)步，純技術(shù)效率和規(guī)模效率制約了TFP的增長(zhǎng)。從各市州來(lái)看，除了少數(shù)偏遠(yuǎn)地區(qū)，2000～2012年湖北省大部分市州的農(nóng)業(yè)TFP是呈現(xiàn)增長(zhǎng)狀態(tài)。從農(nóng)業(yè)TFP的分解看，各市州的農(nóng)業(yè)TFP的增長(zhǎng)主要來(lái)源于技術(shù)進(jìn)步，效率指數(shù)低下，效率缺失是制約農(nóng)業(yè)TFP增長(zhǎng)的主要因素。因此，在湖北省農(nóng)業(yè)發(fā)展過(guò)程中，不能單純地注重技術(shù)的研發(fā)與創(chuàng)新，還需要改革技術(shù)推廣機(jī)制和提高管理水平來(lái)提高技術(shù)效率，從而推動(dòng)農(nóng)業(yè)TFP的增長(zhǎng)。

從收斂性分析來(lái)看，湖北省農(nóng)業(yè)整體表現(xiàn)出不平衡的發(fā)展態(tài)勢(shì)，不論是從整體來(lái)考量，還是按區(qū)位因素分為鄂東、鄂西以及鄂南地區(qū)，都不存在絕對(duì)β收斂，這充分說(shuō)明湖北省各市州的農(nóng)業(yè)TFP的差異化明顯。通過(guò)條件β收斂檢驗(yàn)，湖北省各市州的農(nóng)業(yè)TFP的條件β收斂情況明顯優(yōu)于絕對(duì)β收斂。不論是從整體還是區(qū)域來(lái)看，湖北省各市州都存在條件β收斂，這表明雖然湖北省各市州不能收斂于同一穩(wěn)態(tài)，但是都趨于各自自身的穩(wěn)態(tài)。湖北省農(nóng)業(yè)TFP的增長(zhǎng)主要靠技術(shù)進(jìn)步，技術(shù)效率的影響相對(duì)較小，這就造成湖北省整個(gè)農(nóng)業(yè)TFP的增長(zhǎng)呈現(xiàn)一種發(fā)散狀態(tài)，落后地區(qū)的后發(fā)優(yōu)勢(shì)不明顯，主要是由于農(nóng)業(yè)技術(shù)的推廣力度不夠，技術(shù)的推廣速度跟不上新技術(shù)研發(fā)的速度，說(shuō)明湖北省在農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣的體制方面存在一定的問(wèn)題。要想改變湖北省農(nóng)業(yè)TFP發(fā)散的現(xiàn)狀，縮小各市州農(nóng)業(yè)TFP之間的差距，就必須突破農(nóng)業(yè)先進(jìn)技術(shù)傳播的壁壘，加強(qiáng)區(qū)域間的技術(shù)交流，提高技術(shù)效率，加快先進(jìn)技術(shù)在各市州之間的擴(kuò)散，從而促成湖北省各市州之間農(nóng)業(yè)TFP的絕對(duì)收斂，保障湖北省農(nóng)業(yè)發(fā)展的區(qū)域平衡性。

參考文獻(xiàn)

[1] 王玨，宋文飛，韓先鋒.中國(guó)地區(qū)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率及其影響因素的空間計(jì)量分析——基于1992～2007年省域空間面板數(shù)據(jù)[J].中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2010（8）：24-35.

[2] 曾國(guó)平，黃利，曹躍群.中國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率：動(dòng)態(tài)演變、地區(qū)差距及收斂性[J].云南財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2011（5）：31-38.

[3] 白林，萬(wàn)忠，羅其友，等.中國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率構(gòu)成及區(qū)域趨同性分析——基于1996-2010年Malmquist指數(shù)法[J].農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究，2012（5）：552-555.

[4] 張海波，劉穎.我國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)及收斂研究[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2012（13）：139-142.

[5] 李周，于法穩(wěn).西部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的DEA分析[J].中國(guó)農(nóng)村觀察，2005（6）：2-10，81.

[6] 張冬平，馮繼紅.我國(guó)小麥生產(chǎn)效率的DEA分析[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2005（3）：48-54.

[7] 朱喜，史清華，蓋慶恩.要素配置扭曲與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011（5）：86-98.

[8] 張國(guó)初.前沿生產(chǎn)函數(shù)、要素使用效率和全要素生產(chǎn)率[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，1996（9）：27-33.

[9] 魏下海，余玲錚.中國(guó)全要素生產(chǎn)率變動(dòng)的再測(cè)算與適用性研究——基于數(shù)據(jù)包絡(luò)分析與隨機(jī)前沿分析方法的比較[J].華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2011（3）：76-83.

[10] 李谷成，馮中朝，李然.三種油料作物生產(chǎn)的全要素生產(chǎn)率估計(jì)、分解與行業(yè)比較——基于隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)的分析框架[J].中國(guó)油料作物學(xué)報(bào)，2009（2）：263-268.

[11] 全炯振.中國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的實(shí)證分析：1978～2007年——基于隨機(jī)前沿分析（SFA）方法[J].中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2009（9）：36-47.

[12] 郭萍，余康，黃玉.中國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率地區(qū)差異的變動(dòng)與分解——基于Fare.Premont生產(chǎn)率指數(shù)的研究[J].經(jīng)濟(jì)地理，2013（2）：141-145.

[13] 陳靜，李谷成，馮中朝，等.油料作物主產(chǎn)區(qū)全要素生產(chǎn)率與技術(shù)效率的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)分析[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2013（7）：85-93.

[14] 楊琰.基于DEA的陜南循環(huán)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)效率評(píng)價(jià)研究[D].楊凌：西北農(nóng)林科技大學(xué)，2012.

[15] 石晶，李林.我國(guó)棉花主產(chǎn)區(qū)全要素生產(chǎn)率測(cè)算及收斂性分析[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2014（4）：120-123.

[16] BARRO R J，SARAI MARTIN X.Economic Growth[M].New York： McGraw.Hill， 1995.

[17] MILLER S，UPADHYAY M.Total Factor Productivity and the Convergence Hypothesis [J].Journal of Macroeconomics， 2002，24（4）：267-286.安徽農(nóng)業(yè)科學(xué)，Journal of Anhui Agri. Sci.2014，42（16）：5295-5297責(zé)任編輯 姜麗 責(zé)任校對(duì) 況玲玲