李靜 蔣長流

摘要：農(nóng)業(yè)能源的消耗及其增長長期沒有引起足夠的重視，作為農(nóng)業(yè)大國，在推進(jìn)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的同時，全面考察農(nóng)業(yè)能源的利用效率，對于農(nóng)業(yè)以及整體經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。本文通過對β收斂模型的適當(dāng)改進(jìn)，構(gòu)建了具有時滯因子的調(diào)整模型，分別考察了區(qū)域農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的收斂性和區(qū)域農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度的收斂性，在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步分析了農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度隨農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率變化的收斂或發(fā)散情況。結(jié)果表明：第一，總體上我國農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率是收斂的，即我國農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率呈現(xiàn)不斷提高的趨勢。其中，中部地區(qū)農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的收斂速度最快，半生命周期最短，其次為東部地區(qū)，西部地區(qū)農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的收斂速度在三者中最慢；第二，我國區(qū)域農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度也具有收斂性，即我國農(nóng)業(yè)用能效率也呈現(xiàn)不斷提高的趨勢。具體到不同類別，盡管煤、油、電使用效率都呈現(xiàn)出收斂性，但是電的使用效率最高，而油的使用效率最低，同時，我國農(nóng)業(yè)用能效率主要體現(xiàn)在農(nóng)業(yè)用電上；第三，我國區(qū)域農(nóng)業(yè)用能效率的差距在一定程度上也是區(qū)域農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率差距的結(jié)果，并顯示出個體屬性差異、區(qū)域差異和結(jié)構(gòu)特征。就政策建議而言，推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步，增強(qiáng)農(nóng)業(yè)用能的替代彈性，優(yōu)化農(nóng)業(yè)用能結(jié)構(gòu)以及通過資本驅(qū)動農(nóng)業(yè)發(fā)展和培育農(nóng)業(yè)人力資本等途徑是提高農(nóng)業(yè)能源使用效率的適宜選擇。

關(guān)鍵詞 勞動生產(chǎn)率；農(nóng)業(yè)用能；收斂性；可持續(xù)發(fā)展

中圖分類號 F061.3 文獻(xiàn)標(biāo)識碼 A 文章編號 1002-2104（2014）11-0017-09 doi：103969/j

中國是一個傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)大國，近年來，伴隨著工業(yè)化和城市化的加速推進(jìn)，中國傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)也在逐步向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變?，F(xiàn)代農(nóng)業(yè)是以農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化和農(nóng)機(jī)裝備為基礎(chǔ)的農(nóng)業(yè)，隨著農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的發(fā)展和農(nóng)業(yè)機(jī)械化的不斷推進(jìn)，中國農(nóng)業(yè)能源消耗量在大幅度的提高。然而長期以來，農(nóng)業(yè)能源的消耗及其增長并沒有引起足夠的重視，這是因為相對于第二產(chǎn)業(yè)，農(nóng)業(yè)所消耗的能源占總能源消耗量的比例并不高，但是我們必須看到，農(nóng)業(yè)能源的絕對消耗量在逐年上升（見圖1）。當(dāng)前，在中國已經(jīng)面臨嚴(yán)重能源危機(jī)尤其石油危機(jī)的背景下，提倡節(jié)能降耗無疑是必然的選擇，而提高每一個產(chǎn)業(yè)的能源使用效率成為了節(jié)能降耗的重要手段。只有提高每個產(chǎn)業(yè)能源的使用效率，才能真正實(shí)現(xiàn)各個產(chǎn)業(yè)以及整體經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。特別對于當(dāng)前我國農(nóng)業(yè)用能及其用能效率沒有引起人們足夠重視的情況下，作為農(nóng)業(yè)大國，在推進(jìn)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的同時，全面考察農(nóng)業(yè)能源的使用效率，對于農(nóng)業(yè)以及整體經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

1 文獻(xiàn)回顧

從檢索的文獻(xiàn)來看，國內(nèi)缺乏從產(chǎn)業(yè)部門層面研究能源使用效率的文獻(xiàn)，特別是農(nóng)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率和農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度之間的內(nèi)在關(guān)系。盡管齊紹洲和李鍇[1]檢驗了各個產(chǎn)業(yè)的勞均GDP收斂性與能源強(qiáng)度隨勞均GDP變化關(guān)系，并進(jìn)行了嚴(yán)謹(jǐn)?shù)恼撟C，但是其考察的角度主要是整體分析，因而可能掩蓋了個體的差異。國內(nèi)外的相關(guān)文獻(xiàn)也主要集中在考察總體經(jīng)濟(jì)增長和能源使用效率的相關(guān)性和能源使用效率的區(qū)域差異兩條路徑進(jìn)行分析。比如，Stern[2]通過把相關(guān)變量引入到協(xié)整系統(tǒng)中，考察了美國經(jīng)濟(jì)增長和能源消費(fèi)之間的長期穩(wěn)定關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)，從長期來看，美國的經(jīng)濟(jì)增長和能源消費(fèi)之間不存在長期協(xié)整關(guān)系。Chontanawat et al[3]通過采用一致的數(shù)據(jù)和相同實(shí)證模型比較30個OECD國家和78個非OECD國家的能源消耗和GDP之間的因果關(guān)系，他們研究得出發(fā)達(dá)國家的經(jīng)濟(jì)增長和能源消費(fèi)之間具有顯著的雙向因果關(guān)系，而發(fā)展中國家這種因果關(guān)系并不顯著。Markandya et al[4]則考察了歐盟東擴(kuò)后不同成員國能源稟賦差異對歐盟經(jīng)濟(jì)的影響，得出了中東歐國與西歐之間的經(jīng)濟(jì)增長（人均收入）差距每減少1%，就會導(dǎo)致它們之間的能源消費(fèi)強(qiáng)度差距下降0.17%。并且發(fā)現(xiàn)，不同中東歐國家的能源消費(fèi)強(qiáng)度變化對人均GDP變化彈性和實(shí)際能源消費(fèi)強(qiáng)度向穩(wěn)態(tài)水平調(diào)整的速度上存在較大的差異。Hannesson[5]將1950-1997年細(xì)分成了5個子時期來研究經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)在第一次石油危機(jī)之后經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)之間的聯(lián)系變?nèi)趿?，但是?986年之后，這種關(guān)系又逐步增強(qiáng)。國內(nèi)學(xué)者，齊紹洲和李鍇[1]通過分析1997-2006年我國西部和東部省區(qū)之間的能源強(qiáng)度差異與勞均GDP差異之間的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，隨著東西部省區(qū)之間勞均GDP差異的縮小，其能源強(qiáng)度差異也在縮小，但東西部省區(qū)的能源強(qiáng)度收斂的速度慢于勞均GDP的收斂速度。李金鎧[6]運(yùn)用協(xié)整模型對中國1981-2006年能源消費(fèi)與國民收入之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)論為不存在從能源消費(fèi)到國民收入之間的因果關(guān)系。

國內(nèi)外學(xué)者也對能源使用效率的區(qū)域差異進(jìn)行了研究。比如，Sun[7]利用平均偏差方法（mean deviation）測算了27個OECD國家在10年樣本期的能源消費(fèi)強(qiáng)度差異變動情況，其研究發(fā)現(xiàn)，27個OECD國家之間的能源消費(fèi)強(qiáng)度差異在這10年間有所下降，即表現(xiàn)出收斂特征。但是Jan Cornillie[8]利用中東歐轉(zhuǎn)型國家1992-1998年的能源數(shù)據(jù)，運(yùn)用算術(shù)平均法（arithmetic method）對中東歐轉(zhuǎn)型國家的能源消費(fèi)強(qiáng)度進(jìn)行分析，并與西歐國家進(jìn)行比較，其發(fā)現(xiàn)東歐轉(zhuǎn)型國家能源消費(fèi)強(qiáng)度是西歐國家的7倍之高，同時，他把這種差異歸因于中東歐轉(zhuǎn)型國家能源價格的自由化變動和企業(yè)改制。對于國內(nèi)學(xué)者，比如，師博和張良悅[9]基于變異系數(shù)分析顯示，我國整體能源效率是趨異的，但就區(qū)域?qū)用娑?，西部能源效率表現(xiàn)出發(fā)散的跡象，東部顯示出趨同的特征，而中部則呈現(xiàn)出逐漸向東部收斂的態(tài)勢。李國璋和霍宗杰[10]基于跨期數(shù)據(jù)，運(yùn)用數(shù)據(jù)包絡(luò)方法對各個省份、三大區(qū)域及全國全要素能源效率的分析表明，中國地區(qū)全要素能源效率具有由西向東、由北向南逐步提高的梯級分布特征。同時，全國和東中部能效均呈現(xiàn)向一個穩(wěn)態(tài)收斂的發(fā)展趨勢，而西部能效卻沒有表現(xiàn)出顯著的收斂趨勢。對各地區(qū)能效影響因素的分析發(fā)現(xiàn)，西部和其他區(qū)域主要影響因素的不同及這些因素水平的相對落后解釋了西部能效最低且不能向更高能效收斂的原因。孫廣生等[11]考察了全要素生產(chǎn)率、投入替代與地區(qū)間的能源效率差異之間的聯(lián)系，他們認(rèn)為，盡管地區(qū)間“能源效率缺口”絕對量在逐年擴(kuò)大，但表現(xiàn)出一定的追趕與收斂趨勢，同時，能源效率的地區(qū)結(jié)構(gòu)差異表現(xiàn)出一定的地帶性，而投入替代變化的差異是影響地區(qū)間能源效率差異的首要因素。張偉、吳文元[12]則專門考察了長三角都市圈能源效率情況，研究發(fā)現(xiàn)，相比其他地區(qū)，長三角都市圈能源的過度使用以及廢氣的過度排放是導(dǎo)致長三角都市圈能源效率不能趨同于其他地區(qū)的主要原因。

論文目的是，在基于我國逐步推進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化和農(nóng)業(yè)機(jī)械化過程中，以及農(nóng)業(yè)能源消耗量在大幅度提高而農(nóng)業(yè)能源的消耗及其增長并沒有引起足夠重視的背景下，對我國農(nóng)業(yè)部門的用能消耗和用能效率進(jìn)行較全面的考察，從而為提高農(nóng)業(yè)用能效率的政策提供實(shí)證依據(jù)和數(shù)字參考。在實(shí)證方法上，本文主要參考Markandya et al[4]、潘文卿[13]和齊紹洲等[1]的研究方法，通過對β收斂模型的適當(dāng)改進(jìn)，考察了區(qū)域農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的收斂性和區(qū)域農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度的收斂性。在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步檢驗了農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率變化和農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度之間的內(nèi)在聯(lián)系，并分區(qū)域、分類別進(jìn)行比較。

2.2 農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率與農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度關(guān)系收斂模型

研究區(qū)域農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率與農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度關(guān)系的收斂性，我們首先需要假定農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度是農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的函數(shù)。這一點(diǎn)可以在已有的研究文獻(xiàn)中得到支撐，比如，齊紹洲等[1]就是在假定經(jīng)濟(jì)增長是能源強(qiáng)度函數(shù)的基礎(chǔ)上考察區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長差距收斂性對能源強(qiáng)度的影響。借助于農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度是農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率函數(shù)的基礎(chǔ)上，我們參考Markandya et al[4]和齊紹洲等[1]的研究方法，構(gòu)建如下調(diào)整模型來研究農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率和農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度之間的關(guān)系，見（3）式。

i，t=A（ya，tyi，t）φEa，t（3）

其中，A為常數(shù)，下標(biāo)i和t代表省份和時間，ya，t為所有參考系區(qū)域在t時期的農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的平均值；yi，t為被考察區(qū)域的第i地區(qū)在t時期的農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率；Ea，t為所有參考系區(qū)域在t時期的農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度的平均值。本文的關(guān)鍵參數(shù)φ被稱為收斂系數(shù)，反映區(qū)域農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率差異對區(qū)域農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度差異的收斂彈性。

考慮到經(jīng)濟(jì)變量的滯后效應(yīng)和慣性特征，在模型（3）中，i，t為包含時滯效應(yīng)的農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度。因此，我們在模型中引入變量的一階滯后項，見式（4）。

Ei，t=Ei，t-1（i，tEi，t-1）μ（4）

其中，Ei，t為被考察區(qū)域的第i地區(qū)在t時期的農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度，Ei，t-1為被考察區(qū)域的第i個地區(qū)在t-1時期的農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度，這里μ表示時滯調(diào)整因子。

聯(lián)立（3）式和（4）式，同時對聯(lián)立式兩邊取自然對數(shù)并加以整理，最終可以得出反映區(qū)域農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率與農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度關(guān)系的收斂模型：

Ln（Ei，t/Ei，t-1）=B+C（LnEa，t/Ei，t-1）+DLnΔyt+ωi，t（5）

其中，Δyt=ya，t/yi，t，B=μLnA，C=μ，D=φμ，ωit為隨機(jī)干擾項。

2.3 樣本數(shù)據(jù)說明

農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率（y）：一般而言，人均實(shí)際GDP反映了收入水平，而勞均實(shí)際GDP反映了技術(shù)效率。因此，本文采用農(nóng)業(yè)勞均產(chǎn)值作為刻畫農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率指標(biāo)。首先，按照各個省份的農(nóng)林牧漁產(chǎn)值作為農(nóng)業(yè)部門的產(chǎn)值，并以2003年為基期通過GDP平減指數(shù)分別得到各省份農(nóng)業(yè)部門的實(shí)際產(chǎn)值。然后除以第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員，得到各區(qū)域農(nóng)業(yè)勞均實(shí)際GDP，即農(nóng)業(yè)實(shí)際勞動生產(chǎn)率。

農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度（E）：能源強(qiáng)度通常用宏觀經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的單位GDP能耗、產(chǎn)業(yè)部門單位增加值能耗和微觀經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的企業(yè)單位產(chǎn)值能耗、單位產(chǎn)品能耗來表示。產(chǎn)業(yè)部門單位增加值能耗則反映出不同產(chǎn)業(yè)部門的能源效率指標(biāo)，是產(chǎn)業(yè)部門的能源消費(fèi)水平對單位GDP能耗影響度的具體反映[14]。關(guān)于農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度（E），本文是通過農(nóng)業(yè)能耗和農(nóng)業(yè)產(chǎn)值比值求得。具體方法為：根據(jù)各個省份的能源平衡表（實(shí)物量），按照能源投入量，采用省際實(shí)物量的三大類能源（煤炭、油和電）作為分析樣本（由于農(nóng)用天然氣不具一般性，所以沒有放進(jìn)本文的樣本中）；然后，按熱量值把不同的能源換算為標(biāo)煤，并摒除能源消耗品種的異質(zhì)性。本文按國家標(biāo)準(zhǔn)的折算系數(shù)算法，即1 t原煤=0.714 t標(biāo)準(zhǔn)煤；1億千瓦時=12 290 t標(biāo)準(zhǔn)煤；1 t油品=1.464 2 t標(biāo)準(zhǔn)煤（油品里面主要包括汽油、煤油、柴油的消耗，1 t汽油=1.471 4 t標(biāo)準(zhǔn)煤，1 t煤油=1.471 4 t標(biāo)準(zhǔn)煤，1 t柴油=1.451 1 t標(biāo)準(zhǔn)煤，平均三者即得到油品的標(biāo)煤折算系數(shù)）；最后，加總這三大主流農(nóng)業(yè)用能消耗并與農(nóng)業(yè)實(shí)際產(chǎn)值求比值，即可獲得農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度指標(biāo)。

同時，考慮到區(qū)域間資源稟賦的差異對能源使用效率的影響，我們把樣本分為幾種類別：第一，按照區(qū)域位置，把樣本分為東、中、西；第二，按照區(qū)域農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率和區(qū)域能耗情況，把樣本分為高生產(chǎn)率和低生產(chǎn)率樣本，以及高能耗和低能耗樣本；第三，分別計算出煤消耗強(qiáng)度、油品消耗強(qiáng)度和電力消耗強(qiáng)度，并分別比較各自用能效率的區(qū)域差異。

根據(jù)本文計量模型的特點(diǎn)、實(shí)證分析的需要以及樣本構(gòu)建數(shù)據(jù)的平衡性和可獲得性，本文樣本的時間跨度為2003-2010年，截面選取中國30個省市區(qū)域。數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)專網(wǎng)數(shù)據(jù)庫和《中國能源統(tǒng)計年鑒》（2004-2011）、《中國勞動統(tǒng)計年鑒》（2004-2011）和《新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編》以及各地區(qū)統(tǒng)計年鑒。同時，根據(jù)本文計量模型的特點(diǎn)，需要選擇參考區(qū)域和被考察區(qū)域。我們選取農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率高的北京、天津、上海、江蘇、海南、遼寧和吉林7個省份作為參考區(qū)域，余下的23個省份則作為被考察區(qū)域。各個變量統(tǒng)計描述見表1。

3 區(qū)域農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率和農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度收斂性

3.1 區(qū)域農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率收斂性檢驗

我們利用模型（1）進(jìn)行實(shí)證檢驗，由于采用面板數(shù)據(jù)，因此，我們在基礎(chǔ)模型上引入?yún)^(qū)位虛擬變量和年度虛擬變量，用以反映區(qū)域間存在的差異和控制隨時間變化的因素。因此，上述模型（1）轉(zhuǎn)化為：

其中，Hi（i=1，2，…，3）為區(qū)位虛擬變量，以反映區(qū)域間勞動生產(chǎn)率之外因素存在的差異。Tt（t=2003，2004，…，2010）是年度虛擬變量，用以控制其他隨時間變化的因素。

如果模型（6）中∑θiHi和∑ψtTt的待估參數(shù)的殘差項服從正態(tài)分布，則模型（6）就是雙向固定效應(yīng)誤差因子模型。反之，如果它們是隨機(jī)的，則模型（6）稱為雙向隨機(jī)效應(yīng)誤差因子模型。由于本文所使用的面板數(shù)據(jù)是30個省區(qū)的8年數(shù)據(jù)，本文的樣本是一個短面板數(shù)據(jù)（short panel），因此，可以認(rèn)為差異主要體現(xiàn)在橫截面?zhèn)€體上，即模型選擇參數(shù)不隨時間變化的變截距模型。我們用冗余固定效應(yīng)檢驗（Redundant Fixed Effects Test）對是否存在固定時間效應(yīng)和固定個體效應(yīng)進(jìn)行檢驗，檢驗結(jié)果表明，我們選擇截面和時間均為固定效應(yīng)的模型。模型（6）的計量結(jié)果見表2。

首先進(jìn)行總體分析，由表2可以看出，盡管模型的擬合優(yōu)度較低（0.33），但在1%的顯著性水平下通過了F統(tǒng)計量檢驗，模型整體擬合較好。同時發(fā)現(xiàn)，β系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著為負(fù)。根據(jù)定義，如果β<0且顯著，則區(qū)域農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率表現(xiàn)為β收斂。這表明盡管區(qū)域間農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率存在差距，但是農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率低的地區(qū)，其勞動生產(chǎn)率提高速度較快，并最終趨同于農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率高的地區(qū)。根據(jù)模型（2）對收斂的速度和半生命周期進(jìn)行計算，β收斂模型測得的收斂速度為0.036 9，半生命周期為8.156 6年。這一結(jié)果表明，盡管我國農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率具有不斷提高趨勢，但是整體農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率收斂速度表現(xiàn)得較為緩慢。

接下來進(jìn)行分區(qū)域分析，以考察區(qū)域差異對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率收斂的影響。我們把整個區(qū)域按照地理位置分為東部、中部和西部；按照農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率分為高生產(chǎn)率地區(qū)和低生產(chǎn)率地區(qū)；按照農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度分為高用能強(qiáng)度地區(qū)和低用能強(qiáng)度地區(qū)。由表2第I列計量結(jié)果可以看出，東部、中部和西部地區(qū)都表現(xiàn)出顯著的收斂趨勢，但是其收斂速度存在較大的差異。其中，中部收斂速度為0.086 2，半生命周期為3.491 5年，而東部和西部的收斂速度分別為0.028 3和0.063 7，半生命周期分別為10.632 1年和4.720 3年。由此可見，中部地區(qū)農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的收斂速度最快，半生命周期最短，其次為東部，西部地區(qū)農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的收斂速度在三者中最慢。

表2第II列考察了不同生產(chǎn)率地區(qū)勞動生產(chǎn)率的收斂情況。由檢驗結(jié)果可以看出，高勞動生產(chǎn)率的地區(qū)和低勞動生產(chǎn)率的地區(qū)都存在顯著的收斂趨勢。高生產(chǎn)率地區(qū)的收斂速度和半生命周期分別為0.023 7和12.677年；低勞動生產(chǎn)率地區(qū)的收斂速度和半生命周期分別為0.086 3和3.486 1年?？梢?，低勞動生產(chǎn)率地區(qū)的收斂速度大于高生產(chǎn)率地區(qū)的收斂速度，這一結(jié)論也進(jìn)一步證實(shí)了上述整體農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率趨同的結(jié)論，即整體農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率收斂。

進(jìn)而，我們繼續(xù)考察農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度不同的地區(qū)，其勞動生產(chǎn)率的收斂性。檢驗結(jié)果顯示，它們也都存在顯著的收斂趨勢，但是它們之間的收斂速度差距較大。農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度高的地區(qū)收斂速度和半生命周期分別為0.015 8和19.045 4年；農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度低的地區(qū)收斂速度和半生命周期分別為0.102 1和2.945 5年。農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度低的地區(qū)收斂速度將近是農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度高的地區(qū)6.5倍，其半生命周期也相差17年。這表明，農(nóng)業(yè)用能效率越高的地區(qū)，其農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率越高。

上述分析表明，我國整體農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率具有顯著的收斂趨勢，同時，不同局部也具有顯著的收斂性。但是，整體和局部、以及局部之間的收斂差異明顯。這一結(jié)果表明，一方面，盡管我國整體農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率具有不斷提高趨勢，但是由于我國幅員遼闊，不同地區(qū)間的農(nóng)業(yè)發(fā)展水平、資源稟賦、地理環(huán)境、農(nóng)業(yè)要素投入配置的差異較大以及不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式不同等諸多原因，使得我國區(qū)域農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率收斂速度差異明顯；另一方面，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率也表現(xiàn)出個性特征，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率越低的地區(qū)，其農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率提高速度越快，而農(nóng)業(yè)用能效率越高的地區(qū)，則農(nóng)業(yè)勞動效率也越高。

3.2 區(qū)域農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度收斂性檢驗

區(qū)域間農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度差異的收斂或者發(fā)散也需要進(jìn)一步的實(shí)證檢驗，因此，我們繼續(xù)采用模型（6）進(jìn)行分析。通過冗余固定效應(yīng)檢驗，我們選擇截面和時間均為固定效應(yīng)的模型，計量結(jié)果見表3。

首先，我們分析總體農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度收斂性。由表3的實(shí)證結(jié)果可以看出，模型整體擬合較好。盡管擬合優(yōu)度只有0.447 3，但是通過了F檢驗。同時，我們從表3可以看出，β系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著為負(fù)。這個結(jié)果證實(shí)了我國區(qū)域農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度也具有收斂性，同時也說明，盡管我國不同區(qū)域農(nóng)業(yè)用能效率存在差異，但是區(qū)域間的農(nóng)業(yè)用能效率具有顯著的趨同態(tài)勢。通過計算，我國區(qū)域農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度收斂速度為0.068 8，收斂的半生命周期為4.374 5年。通過比較可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度收斂速度遠(yuǎn)大于農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的收斂速度，其收斂的半生命周期也將近農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的一半。

接下來，我們進(jìn)行分類別檢驗。由表3可以看出，煤、油、電的β系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著為負(fù)，表明它們都具有顯著的區(qū)域收斂性。但是，各自的收斂速度具有一定的差異，煤、油、電各自的收斂速度分別為0.041 8，0.033 2和0.069 4，半生命周期分別為7.185 1年、9.048 0年和4.335 3年，由此可見，電的收斂速度最快，其次是煤，最后為油。同時由表3的檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，總體農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度的收斂速度和電的收斂速度相當(dāng)，半生命周期也相差不大，這表明，我國農(nóng)業(yè)用能效率主要體現(xiàn)在電的使用效率上。

4 農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率和農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度之間收斂關(guān)系檢驗

以上檢驗共同表明，我國區(qū)域農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率隨時間具有收斂趨勢，因而整體來說我國農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率在不斷提高。同時，我國區(qū)域間農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度也表現(xiàn)顯著的收斂性，我國農(nóng)業(yè)用能效率也在不斷提高。那么農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的區(qū)域收斂或者發(fā)散是否影響整體農(nóng)業(yè)用能效率？接下來我們利用模型（4）進(jìn)行實(shí)證檢驗。對于模型（4），我們同樣引入?yún)^(qū)位虛擬變量和時間虛擬變量，見模型（7）。

Ln（Ei，t/Ei，t-1）=B+C（LnEa，t/Ei，t-1）+DLnΔyt+∑δiWi+∑φtTt+ωi，t（7）

其中，Wi（i=9，…，30）為被考察區(qū)域的虛擬變量，以反映被考察區(qū)域間存在的差異。Tt（t=2003，2004，…，2010）是年度虛擬變量。

對于模型（7）的估計，我們采用冗余固定效應(yīng)檢驗來檢驗?zāi)Ｐ停?）是否存在固定時間效應(yīng)和固定個體效應(yīng)?？紤]到殘差項可能存在同期相關(guān)和截面異方差，我們還利用GLS方法消除截面異方差，以及利用White Period加權(quán)矩陣得到穩(wěn)定方差。根據(jù)檢驗，模型（7）的雙向固定效應(yīng)回歸結(jié)果見表4。

根據(jù)表4可以看出，擬合優(yōu)度為0.420 8，同時F統(tǒng)計量檢驗通過1%的顯著性水平，模型整體估計效果較好。由參數(shù)估計結(jié)果顯示，B、C、D系數(shù)也都通過了1%的顯著性水平。本文的關(guān)鍵參數(shù)為φ，即區(qū)域間的農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率差異對區(qū)域農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度影響的收斂系數(shù)。我們可以根據(jù)B、C、D的估計值，利用模型（4）求出本文的關(guān)鍵參數(shù)φ。由于φ=DBLnA，根據(jù)簡單的運(yùn)算，可以得到A=exp（BC），因此，φ=DC。

收斂系數(shù)φ體現(xiàn)了區(qū)域農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率差異變化對區(qū)域農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度差異變化的彈性系數(shù)，表示勞動生產(chǎn)率高的區(qū)域和勞動生產(chǎn)率低的區(qū)域的生產(chǎn)率差距每降低1個百分點(diǎn)會對區(qū)域農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度差距造成φ個百分點(diǎn)的影響，具體如下：

（1）如果φ>0，表明區(qū)域間的勞動生產(chǎn)率差距每減少1%會引起區(qū)域間的農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度差距降低φ%，即區(qū)域間的農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度變化趨勢是收斂的。其中，φ=1，表明勞動生產(chǎn)率的收斂速度和農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度的收斂速度相當(dāng)；φ>1，表明農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度的收斂速度大于勞動生產(chǎn)率收斂速度；0<φ<1，表明農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度的收斂速度小于勞動生產(chǎn)率收斂速度。

（2）如果φ<0，表明區(qū)域間的農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率差距每減少1%會引起區(qū)域間的農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度差距擴(kuò)大φ%，即區(qū)域間的農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度變化趨勢是發(fā)散的。其中，φ<-1，表明區(qū)域農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度發(fā)散速度快于農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的收斂速度；-1<φ<0，表明區(qū)域農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度發(fā)散速度慢于農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的收斂速度。

根據(jù)計算，區(qū)域間農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率差異對區(qū)域農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度影響的收斂系數(shù)為φ=1.64。這表明不同區(qū)域的農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度差異變化趨勢是收斂的，即高勞動生產(chǎn)率區(qū)域和低勞動生產(chǎn)率區(qū)域的生產(chǎn)率差距每降低1個百分點(diǎn)會引發(fā)區(qū)域間農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度差距減小大約1.64個百分點(diǎn)。因此，就整體來說，我國農(nóng)業(yè)在提高勞動生產(chǎn)率的同時，農(nóng)業(yè)用能效率也在不斷提高。同時，我們從實(shí)證結(jié)果可以看出φ大于1，即農(nóng)業(yè)用能的收斂速度大于農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的收斂速度，我國農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高可以有效的提高農(nóng)業(yè)用能效率。

需要說明的是，整體的收斂性分析可能掩蓋個體的差異，因此，接下來進(jìn)行分區(qū)域、分類別檢驗。

首先進(jìn)行分區(qū)域檢驗，通過選擇合適的參考區(qū)域，估計結(jié)果見表5。由表5我們不難看出，隨著區(qū)域農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的趨同，東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度的收斂性也存在較大的差異，其中，東部地區(qū)和西部地區(qū)農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度是收斂的。東部地區(qū)的φ值為2.836 5，西部地區(qū)的φ值為2.059 3，它們的收斂彈性系數(shù)都大于1。這說明，東部地區(qū)和西部地區(qū)農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度的收斂速度都大于其農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率收斂速度，東部地區(qū)和西部地區(qū)農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高能有效導(dǎo)致農(nóng)業(yè)用能效率的提升。對于東部地區(qū)，經(jīng)濟(jì)相對發(fā)達(dá)，但農(nóng)業(yè)用能資源相對貧乏，因此東部地區(qū)注重先進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的引進(jìn)和開發(fā)，在提高勞動生產(chǎn)率的同時也提高了農(nóng)業(yè)用能效率。而西部地區(qū)主要依靠自身資源謀取發(fā)展，農(nóng)業(yè)用能資源豐富，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中采取粗放型的能源投入，因此，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)效率的提高能明顯降低農(nóng)業(yè)能耗。但是由表5的檢驗結(jié)果顯示，中部地區(qū)的農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度的收斂性具有完全不同于東部和西部的收斂特征，中部地區(qū)農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度的收斂性不顯著，并呈現(xiàn)出一定的發(fā)散趨勢。這表明，中部地區(qū)勞動生產(chǎn)率的提高并不能引發(fā)農(nóng)業(yè)用能效率的

提升。

進(jìn)一步，我們考察農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率不同的區(qū)域農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度的收斂情況，檢驗結(jié)果見表5的第II列。結(jié)果顯示，高勞動生產(chǎn)率地區(qū)的農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度盡管出現(xiàn)收斂跡象，但是不顯著。這表明，對于高勞動生產(chǎn)率的區(qū)域，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的收斂并不能引發(fā)農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度的收斂。根本原因可能是，勞動生產(chǎn)率高的地區(qū)，其農(nóng)業(yè)用能效率已經(jīng)很高，因此，勞動生產(chǎn)率的提高并不能顯著的影響農(nóng)業(yè)用能效率。而對于農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率低的區(qū)域，農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度收斂顯著，其收斂系數(shù)為2.214 7。對于農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率低的區(qū)域，區(qū)域農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的差距每降低1個百分點(diǎn)會引發(fā)區(qū)域農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度差距減小為2.231 8個百分點(diǎn)。這表明，對于農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率低的地區(qū)，農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度的收斂速度大于農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的收斂速度，勞動生產(chǎn)率的提高可以顯著提升農(nóng)業(yè)用能效率。

表5的第III列把區(qū)域分為高農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度區(qū)域和低農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度區(qū)域。檢驗結(jié)果顯示，高農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度的區(qū)域和低農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度的區(qū)域都表現(xiàn)收斂趨勢。其中，高農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度區(qū)域的收斂系數(shù)為0.926 7，這表明，對于高農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度的區(qū)域，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率差距每降低1個百分點(diǎn)會引發(fā)區(qū)域農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度差距減小0.926 7個百分點(diǎn)，農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度收斂速度小于農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的收斂速度。但是，低農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度區(qū)域的收斂系數(shù)為2.231 8，其收斂系數(shù)大于1。對于低農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度的區(qū)域，農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度收斂速度大于農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的收斂速度，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高能顯著引發(fā)農(nóng)業(yè)用能效率的提升。農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度高意味著該地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對能源的依賴性較強(qiáng)，其他要素對能源的替代作用較小，所以農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率在短期內(nèi)不易促使農(nóng)業(yè)能源與其他生產(chǎn)要素進(jìn)行優(yōu)化配置，因此，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率對農(nóng)業(yè)用能效率的作用效果需要在較長時間才能體現(xiàn)出來。而農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度低的地區(qū)，其農(nóng)業(yè)用能效率本身較高，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率提高較容易促使農(nóng)業(yè)用能集約型使用，因此，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高能顯著引發(fā)農(nóng)業(yè)用能效率提升。

最后，我們分析不同類別的能源收斂情況。由表5的第IV列計量結(jié)果顯示，煤的收斂不顯著，油的收斂系數(shù)為1.114 4，電的收斂系數(shù)為1.664 1。因此，從整體來看，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高不能引致煤的農(nóng)業(yè)用能效率提高，但是確實(shí)能引發(fā)油和電的農(nóng)業(yè)用能效率的顯著提高。由此可見，我國農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高主要影響農(nóng)業(yè)用油和農(nóng)業(yè)用電的效率，而對煤的使用效率影響不顯著。

5 主要結(jié)論和政策含義

基于當(dāng)前農(nóng)業(yè)能源的消耗及其增長并沒有引起足夠的重視，以及中國已經(jīng)面臨嚴(yán)重能源危機(jī)的背景下，通過對β收斂模型的適當(dāng)改進(jìn)，本文考察了區(qū)域農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的收斂性和區(qū)域農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度的收斂性，在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步分析了農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度隨農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率變化的收斂或發(fā)散情況，得出以下主要結(jié)論：

第一，總體上我國農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率是收斂的，即我國農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率呈現(xiàn)不斷提高的趨勢。其中，中部地區(qū)農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的收斂速度最快，半生命周期最短，其次為東部地區(qū)，西部地區(qū)農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的收斂速度在三者中最慢。并且低勞動生產(chǎn)率地區(qū)的農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率收斂速度快于高生產(chǎn)率地區(qū)的收斂速度；農(nóng)業(yè)用能效率越高的地區(qū)，其農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率收斂速度也越快。

第二，我國區(qū)域農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度也具有收斂性，即我國農(nóng)業(yè)用能效率也呈現(xiàn)不斷提高的趨勢。具體到不同類別，盡管煤、油、電使用效率都呈現(xiàn)出收斂性，但是電的使用效率最高，而油的使用效率則最低，同時，我國農(nóng)業(yè)用能效率主要體現(xiàn)在農(nóng)業(yè)用電上。

第三，我國在提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的同時，農(nóng)業(yè)用能效率也在不斷提高，但是也存在顯著的區(qū)域差異和個體差異：一是東部和西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)勞動產(chǎn)率提高可以有效的提高農(nóng)業(yè)用能效率，但是中部的農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率提高對農(nóng)業(yè)用能效率影響不顯著；二是農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率高的地區(qū)，其農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高對農(nóng)業(yè)用能效率影響不顯著，而農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率低的地區(qū)，其農(nóng)業(yè)勞動產(chǎn)率的提高可以有效的提高農(nóng)業(yè)用能效率；三是高農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度的地區(qū)和低農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度的地區(qū)，伴隨農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高都能夠引發(fā)農(nóng)業(yè)用能效率，但是低農(nóng)業(yè)用能強(qiáng)度地區(qū)的農(nóng)業(yè)用能效率提升的更快；四是我國農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高主要影響農(nóng)業(yè)用油和農(nóng)業(yè)用電的效率上，而對煤的使用效率影響不顯著。

本文的政策含義是：首先，農(nóng)業(yè)能源的消耗及其效率應(yīng)該引起足夠的重視，從實(shí)證結(jié)果來看，我國區(qū)域農(nóng)業(yè)用能效率的差距在一定程度上也是區(qū)域農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率差距的結(jié)果，因此，總體上提高農(nóng)業(yè)用能效率需要進(jìn)一步提升農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率，特別是西部和高能耗地區(qū)農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率。在當(dāng)前，主要是通過資本驅(qū)動農(nóng)業(yè)發(fā)展和提高農(nóng)業(yè)勞動力素質(zhì)雙軌道相結(jié)合的方式，在提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的同時，逐步使農(nóng)業(yè)能源總量的粗放式投入轉(zhuǎn)入農(nóng)業(yè)生態(tài)用能和農(nóng)業(yè)集約用能的路徑上。其次，推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步，增強(qiáng)農(nóng)業(yè)用能的替代彈性。比如，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高并不能對煤的使用效率產(chǎn)生顯著的影響，但是對電和油的使用效率影響顯著。因此，可以通過推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的方式增強(qiáng)電力和油對煤的替代彈性，逐步用電力和油品替代煤能源，同時也加大對農(nóng)業(yè)用電和用油的優(yōu)惠支持，提高油和電在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的比例，降低煤消耗。最后，在結(jié)合區(qū)域能源利用優(yōu)勢的基礎(chǔ)上，注重區(qū)域差異，因地制宜，優(yōu)化農(nóng)業(yè)用能結(jié)構(gòu)。東部地區(qū)主要使用油品能源，應(yīng)該配以充足的電力供應(yīng)；中部地區(qū)主要利用煤炭和電力，應(yīng)該適當(dāng)傾向低碳農(nóng)業(yè)，降低煤消耗，增加油品消耗和生物能消耗；西部地區(qū)體現(xiàn)了特色用能，如天然氣、熱力等。

（編輯：于 杰）

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