李麗純

（中共長沙市委黨校，湖南 長沙 410004）

一、問題的提出

農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出問題的一般研究思路是：首先從一系列農(nóng)業(yè)產(chǎn)出指標(biāo)和投入指標(biāo)中分別提取出若干關(guān)鍵指標(biāo)，然后利用這些關(guān)鍵指標(biāo)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)或空間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行投入產(chǎn)出模型的回歸分析，最后利用估計(jì)得出的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行有關(guān)解釋和預(yù)測分析。依據(jù)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出指標(biāo)是否多元化，此類研究又可劃分為兩種類型：一是“單產(chǎn)出指標(biāo)、多投入指標(biāo)”的研究，較典型的有：馮子華、覃炳英（1994）把農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值作為單一產(chǎn)出指標(biāo)，依據(jù)1977-1992 年的數(shù)據(jù)對海南省的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)模型進(jìn)行了估計(jì)[1]；林玉蕊（2007）把農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出作為單一產(chǎn)出指標(biāo)，依據(jù)1994-2005 年的數(shù)據(jù)估算了福建省的農(nóng)業(yè)C-D 生產(chǎn)函數(shù)模型[2]；張立超、瞿印禮（2010）把糧食總產(chǎn)量作為單一產(chǎn)出指標(biāo)，采用多元線性回歸模型，依據(jù)1996-2008 年的數(shù)據(jù)對我國31 個(gè)?。ㄊ小^(qū)）的農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出關(guān)系逐一進(jìn)行了回歸分析[3]。二是“多產(chǎn)出指標(biāo)、多投入指標(biāo)”的研究，較典型的有：史明瑛、朱云鵑（1999）把農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、糧食總產(chǎn)量2 項(xiàng)作為農(nóng)業(yè)產(chǎn)出指標(biāo)，運(yùn)用逐步回歸法研究了1970-1997 年安徽省的農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出變動關(guān)系及影響因素[4]；陳健芬（2011）把農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率2 項(xiàng)作為農(nóng)業(yè)產(chǎn)出指標(biāo)，運(yùn)用普通最小二乘法研究了我國沿海發(fā)達(dá)地區(qū)的財(cái)政農(nóng)業(yè)投入的產(chǎn)出彈性[5]；馮啟磊等（2010）把總產(chǎn)出水平、人均產(chǎn)出水平、產(chǎn)出增長水平3 項(xiàng)作為產(chǎn)出指標(biāo)，運(yùn)用典型相關(guān)性分析法研究了我國1990-2007 年的農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出關(guān)系[6]；王學(xué)超（2009）把糧食產(chǎn)量、棉花產(chǎn)量、油料產(chǎn)量、水果產(chǎn)量4項(xiàng)目作為農(nóng)業(yè)產(chǎn)出指標(biāo)，運(yùn)用主成分分析法針對2005 年的省際數(shù)據(jù)進(jìn)行了投入產(chǎn)出的回歸分析[7]等。

上述研究雖然都在一定程度上揭示了我國農(nóng)業(yè)投入和產(chǎn)出之間大致的“數(shù)量關(guān)系”，但仍不能充分揭示農(nóng)業(yè)投入和產(chǎn)出的“數(shù)量水平”，尤其缺少對這種“數(shù)量水平”在時(shí)間序列方向的波動趨勢分析。因此筆者以為，要想全面準(zhǔn)確地把握我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的發(fā)展規(guī)律，不僅需要研究農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出的關(guān)系，而且需要研究農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出的水平。具體地講，農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出水平可以從兩個(gè)方面進(jìn)行衡量，一是農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出的規(guī)模，即農(nóng)業(yè)的總體投入規(guī)模和總體產(chǎn)出規(guī)模，側(cè)重考查農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出“量”；二是農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出的效益，即農(nóng)業(yè)產(chǎn)出相對于農(nóng)業(yè)投入的溢出水平，側(cè)重考查農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出的“質(zhì)”。

實(shí)際上，科學(xué)測評農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出水平需要重點(diǎn)解決好兩個(gè)問題：一是評價(jià)指標(biāo)的選取，一般應(yīng)堅(jiān)持系統(tǒng)性、綜合性、重點(diǎn)性、代表性和可比性等原則[7]。二是評價(jià)指標(biāo)權(quán)重的確定，主要應(yīng)堅(jiān)持客觀性原則，即在算法設(shè)計(jì)上要盡可能地排除主觀因素的干擾。從既有文獻(xiàn)來看，對于評價(jià)指標(biāo)的合理選取問題，不少學(xué)者已經(jīng)分別運(yùn)用聚類分析法、主成分分析法和因子分析法等方法進(jìn)行了較好的優(yōu)化，基本形成了一個(gè)相對穩(wěn)定和普適的農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出評價(jià)指標(biāo)群；但對于評價(jià)指標(biāo)的賦權(quán)，目前學(xué)界普遍采用的德菲爾法、層次分析法和典型相關(guān)性分析法，由于存在較明顯的主觀假定，在相當(dāng)程度上影響了農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出指數(shù)的可信度。

本文的基本思路是：首先通過對既有文獻(xiàn)成果的綜合比較，主要基于重要性和可行性原則，選取若干能夠有效衡量農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平和農(nóng)業(yè)投入水平的評價(jià)指標(biāo)，構(gòu)建農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出水平評價(jià)指標(biāo)體系；然后運(yùn)用灰色優(yōu)勢分析法，在基本排除主觀因素干擾的條件下確定各評價(jià)指標(biāo)的權(quán)重；最后對1982-2011年中國的農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出指數(shù)進(jìn)行測度分析。

二、農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出水平評價(jià)指標(biāo)的選取與賦權(quán)

1.農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出水平評價(jià)指標(biāo)的選取

由于本文研究的重點(diǎn)是農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出的“水平”而非“關(guān)系”，所以與一般針對農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出關(guān)系的回歸分析不同，并不一定要求排除所選指標(biāo)之間的共線性問題。本文在參考借鑒既有相關(guān)研究成果的基礎(chǔ)上，直接選取勞均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值等5 個(gè)指標(biāo)作為農(nóng)業(yè)產(chǎn)出指標(biāo)，選取農(nóng)業(yè)機(jī)械投入等7 個(gè)指標(biāo)作為農(nóng)業(yè)投入指標(biāo)，構(gòu)建中國農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出水平評價(jià)指標(biāo)體系，各指標(biāo)的定義和計(jì)量說明見表1。

表1 中國農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出水平評價(jià)指標(biāo)體系

2.農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出水平評價(jià)指標(biāo)的賦權(quán)

灰色系統(tǒng)理論自1982 年由我國華中科技大學(xué)鄧聚龍教授首次提出以來，因其能夠借助幾何方法有效解決“小樣本、貧信息”的變量分析問題，在工業(yè)、農(nóng)業(yè)、生態(tài)、經(jīng)濟(jì)、社會、生物等多個(gè)學(xué)科領(lǐng)域中得到廣泛應(yīng)用[8]?；疑珒?yōu)勢分析的基本原理是：對于某個(gè)系統(tǒng)中具有因果關(guān)系的兩組行為序列，可以通過計(jì)算它們之間的灰色關(guān)聯(lián)矩陣，分別得出系統(tǒng)中的優(yōu)勢特征排序和優(yōu)勢因素排序[9]。本文則在此基礎(chǔ)上更進(jìn)一步，把這種優(yōu)勢排序的量化處理結(jié)果，作為各行為序列在系統(tǒng)評價(jià)指標(biāo)體系中的賦權(quán)依據(jù)。與一般的多元統(tǒng)計(jì)分析中的關(guān)鍵因素分析法相比較，此法的最大優(yōu)勢在于不用事先假定各序列間存在某種特定的函數(shù)關(guān)系，從而基本克服了指標(biāo)賦權(quán)時(shí)的主觀因素干擾，提升了整個(gè)評價(jià)體系的可信度。

（1）收集整理評價(jià)指標(biāo)的實(shí)際值。上述12 個(gè)評價(jià)指標(biāo)共涉及14 個(gè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)指標(biāo)，其中絕大部分?jǐn)?shù)據(jù)可以通過查閱1985-2012 年《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》和1982-2011 年《國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》獲取，對于個(gè)別缺失數(shù)據(jù)，采用線性插值法進(jìn)行估算（1982-2011 年中國農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出評價(jià)指標(biāo)的實(shí)際值見附表1）。

（2）計(jì)算評價(jià)指標(biāo)的灰色綜合關(guān)聯(lián)矩陣。把Y1,Y2,…,Y5作為農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出系統(tǒng)的特征行為序列，X1,X2, …,X7作為農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出系統(tǒng)的相關(guān)因素行為序列，基于劉思峰等在《灰色系統(tǒng)理論及其應(yīng)用（第五版）》中提出的“優(yōu)勢分析”原理[10]P5，利用“灰色系統(tǒng)理論建模系統(tǒng)3.0”軟件，將前述收集整理得到的農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出水平評價(jià)指標(biāo)實(shí)際值代入計(jì)算，可得中國農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出水平評價(jià)指標(biāo)灰色綜合關(guān)聯(lián)度矩陣：

其中ρij為指標(biāo)Yi與指標(biāo)Xj的灰色綜合關(guān)聯(lián)度（i=1,2,…,5; j=1,2,…,7），且第i 行元素為指標(biāo)Yi（i=1,2,…,5）與農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出系統(tǒng)各相關(guān)因素指標(biāo)的灰色綜合關(guān)聯(lián)度，第j 列元素為指標(biāo)Xj（j=1,2,…,7）與農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出系統(tǒng)各特征指標(biāo)的灰色綜合關(guān)聯(lián)度。

（4）依據(jù)灰色綜合關(guān)聯(lián)矩陣計(jì)算評價(jià)指標(biāo)的權(quán)重。令Ui和Vj分別表示指標(biāo)Yi和指標(biāo)Xj的權(quán)重（i=1,2,…,5; j=1,2,…,7），且

表2 基于灰色優(yōu)勢分析的中國農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出水平評價(jià)指標(biāo)賦權(quán)結(jié)果

三、中國農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出指數(shù)測度與波動趨勢分析

1.農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出水平評價(jià)指標(biāo)數(shù)據(jù)的標(biāo)準(zhǔn)化

設(shè)Z=（z1，z2，…zn）為系統(tǒng)因素Z 的行為序列，若算子D 滿足：ZD=（z1d，z2d，…znd），其中zkd=（zkminzk）/（maxzk-minzk），k=1,2,…，n，則稱ZD 為Z 在區(qū)間值化算子D 下的像。

運(yùn)用區(qū)間值化算子D 把1982-2011 年中國農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出水平評價(jià)指標(biāo)的實(shí)際值YD 轉(zhuǎn)換為標(biāo)準(zhǔn)值，從而消除了各評價(jià)指標(biāo)數(shù)據(jù)的量綱差異（1982-2011 年中國農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出水平評價(jià)指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)值見附表2）。

2.按標(biāo)準(zhǔn)值加權(quán)平均得出農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出指數(shù)

依據(jù)前述中國農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出水平評價(jià)指標(biāo)賦權(quán)和1982-2011 年中國農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出水平評價(jià)指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)值，可計(jì)算得出衡量中國農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出水平的四類指數(shù)（見表3），各類指數(shù)的具體計(jì)算公式如下：

K=1982，1982，…，2011；

K=1982，1982，…，2011；

（3）農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出規(guī)模指數(shù)（M1）：M1K=CK+TK，

K=1982，1982，…，2011；

（4）農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出效益指數(shù)（M2）：M2K=CK-TK，

K=1982，1982，…，2011。

表3 1982-2011 年中國農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出指數(shù)

3.農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出指數(shù)的波動趨勢分析

（1）波動趨勢描述。為了能夠更加清晰地描述近30 年來中國農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出各類指數(shù)的波動趨勢，可將表2 中的數(shù)據(jù)在Excel 中轉(zhuǎn)換為散點(diǎn)圖形式，見圖1。

圖1 1982-2011 年中國農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出指數(shù)波動趨勢

（2）波動趨勢的回歸擬合。為了能夠更加準(zhǔn)確地把握中國農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出指數(shù)波動的歷史軌跡與未來走勢，還可以對圖1 中的指數(shù)曲線進(jìn)行回歸分析，進(jìn)而得出實(shí)際波動曲線的擬合函數(shù)曲線。本文接下來針對農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出規(guī)模指數(shù)M1 和農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出效益指數(shù)M2 進(jìn)行回歸分析。根據(jù)對圖1 的觀察，指數(shù)M1、M2 與年份（K）之間顯然不具備線性相關(guān)的特征，進(jìn)一步觀察發(fā)現(xiàn)，指數(shù)M2 以1995 年為界呈現(xiàn)出兩種差異明顯的波動特征，因此分別針對1982-2011年的指數(shù)M1、1982-1996 年的指數(shù)M2 以及1997-2011 年的指數(shù)M2 利用Excel 中的回歸分析工具進(jìn)行非線性回歸擬合，擬合結(jié)果見表4。

表4 1982-2011 年中國農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出指數(shù)M1 和M2 波動趨勢的非線性回歸擬合

上述三個(gè)模型的擬合優(yōu)度分別接近0.96、0.60和0.74，棄真概率均小于0.5%，因此均可被確定為可信模型。兩類指數(shù)完整的擬合曲線見圖2。

圖2 1982-2011 年中國農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出指數(shù)M1 和M2 波動趨勢非線性回歸擬合

四、測度得出的主要結(jié)論

依據(jù)前述的測度分析，本文得出的主要結(jié)論如下：

1.根據(jù)評價(jià)指標(biāo)的優(yōu)勢分析得出的結(jié)論

（1）農(nóng)業(yè)產(chǎn)出指標(biāo)和投入指標(biāo)的關(guān)聯(lián)序分別表明：最能代表農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平的指標(biāo)是勞均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值，接下來依次為農(nóng)民收入水平、地均糧食產(chǎn)量、農(nóng)業(yè)出口水平和勞均糧食產(chǎn)量；最能代表農(nóng)業(yè)投入水平的指標(biāo)是農(nóng)村電力投入，接下來依次為農(nóng)業(yè)財(cái)政投入、農(nóng)業(yè)化學(xué)投入、農(nóng)業(yè)機(jī)械投入、農(nóng)村水利投入、農(nóng)村教育投入和農(nóng)業(yè)資產(chǎn)投入。（2）在農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出水平評價(jià)指標(biāo)灰色綜合關(guān)聯(lián)度矩陣中：最大值ρ13=0.9429表明，勞均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值和農(nóng)村電力投入是一組關(guān)聯(lián)度最高的產(chǎn)出-投入關(guān)系；最小值ρ36=0.5014 表明，勞均糧食產(chǎn)量和農(nóng)業(yè)資產(chǎn)投入是一組關(guān)聯(lián)度最低的產(chǎn)出-投入關(guān)系；類似地可分析比較其他產(chǎn)出-投入組合的關(guān)聯(lián)性大小。

2. 根據(jù)農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出指數(shù)的波動趨勢描述得出的結(jié)論

（1）1982-2011 年，中國的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出指數(shù)C、投入指數(shù)T 和規(guī)模指數(shù)M1 總體上都呈現(xiàn)出不斷走高的態(tài)勢。但是，大致以1996 年為界，此前的產(chǎn)出指數(shù)C高于投入指數(shù)T，說明這一階段規(guī)模指數(shù)M1 的增長主要依靠產(chǎn)出拉動；此后則是投入指數(shù)T 高于產(chǎn)出指數(shù)C，說明這一階段規(guī)模指數(shù)的增長主要依靠投入拉動。聯(lián)系實(shí)踐，改革開放之初到1990 年代中期，中國的農(nóng)村改革總體上主要依靠制度創(chuàng)新來推動，雖然人、財(cái)、物的投入相對有限，但仍然使農(nóng)業(yè)產(chǎn)出保持了較高的增長水平，從而帶動了農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出總體規(guī)模水平的提升；1990 年代中期以后，國家、集體和個(gè)人對農(nóng)業(yè)的投入力度都開始加大，尤其是國家財(cái)政對“三農(nóng)”的投入明顯增強(qiáng)，使得農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增幅相對較低，但總體規(guī)模的增長仍然十分顯著。（2）農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出的效益指數(shù)M2 的波動趨勢比較復(fù)雜，總體來看先正后負(fù)且呈現(xiàn)“S”形波動，表明從投入產(chǎn)出的效益來看，中國農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出水平仍存在著較為明顯的階段性特征差異。

3. 根據(jù)農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出指數(shù)波動趨勢的回歸擬合得出的結(jié)論

（1）通過對1982-2011 年中國農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出規(guī)模指數(shù)M1 波動趨勢的回歸擬合發(fā)現(xiàn)，這一時(shí)期指數(shù)M1 的運(yùn)行軌跡基本吻合一段開口向上的拋物線的右半支，即指數(shù)M1 處于加速增長的態(tài)勢，這基本符合近30 年來中國農(nóng)業(yè)和農(nóng)村發(fā)展取得顯著進(jìn)步和農(nóng)民生活得到明顯改善的事實(shí)。（2）通過對1982-1996 年中國農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出效益指數(shù)M2 波動趨勢的回歸擬合發(fā)現(xiàn)，這一時(shí)期指數(shù)M2 的運(yùn)行軌跡位于橫坐標(biāo)軸的上方，基本吻合一段開口向下的拋物線且先升后降，即指數(shù)M2 雖然為正但先減速上升后加速下滑，現(xiàn)實(shí)情況則是1990 年代中期以前，中國的農(nóng)業(yè)發(fā)展雖然投入水平較低，但由于產(chǎn)出水平的起點(diǎn)更低，所以產(chǎn)出的增長幅度相對較高，但隨著時(shí)間的推移，這種產(chǎn)出相對于投入的邊際優(yōu)勢不斷弱化，農(nóng)業(yè)投入增長相對過慢已經(jīng)制約了農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平的提升。（3）通過對1997-2011 年中國農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出效益指數(shù)M2 波動趨勢的回歸擬合發(fā)現(xiàn)，這一時(shí)期指數(shù)M2 的運(yùn)行軌跡位于橫坐標(biāo)軸的下方，基本吻合一段開口向上的拋物線且先降后升，即指數(shù)M2 雖然為負(fù)但先減速下滑后加速上升，現(xiàn)實(shí)情況則是1990 年代中期以后，國家、集體和個(gè)人加大了對農(nóng)業(yè)的投入，但由于短期內(nèi)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的促進(jìn)作用不明顯，所以出現(xiàn)了負(fù)效益，隨著時(shí)間的推移，這種產(chǎn)出相對于投入的邊際劣勢不斷弱化，尤其是近年來，在農(nóng)業(yè)投入力度持續(xù)增強(qiáng)的作用下農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增幅開始加速，農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出效益指數(shù)M2 不僅轉(zhuǎn)負(fù)為正，而且呈現(xiàn)加速上升的態(tài)勢，未來極有可能實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出規(guī)模水平和正向效益水平的雙增長，這意味著中國的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展已先后擺脫“高效益、低水平”和“高水平、低效益”的非良性狀態(tài)，開始步入“高效益、高水平”的良性發(fā)展軌道。

附表1 1982-2011 年中國農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出水平評價(jià)指標(biāo)的實(shí)際值

附表2 1982-2011 年中國農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出水平評價(jià)指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)值

[1]馮子華,覃炳英.海南省農(nóng)業(yè)投人產(chǎn)出的定量評價(jià)[J].熱帶作物學(xué)報(bào),1994,(1).

[2]林玉蕊.農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出生產(chǎn)函數(shù)及其應(yīng)用研究[J].數(shù)學(xué)的實(shí)踐與認(rèn)識,2007,(13).

[3]張立超,瞿印禮.我國農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出的關(guān)系研究[J].統(tǒng)計(jì)與決策,2010,(14).

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