范文慧 吳鵬

摘 要：基于江蘇省13個地級市2005—2019年的面板數(shù)據(jù)，采用DEA模型對糧食生產(chǎn)效率進行測算，并進一步運用面板Tobit模型對糧食生產(chǎn)效率的影響因素進行了分析。結(jié)果表明：江蘇省糧食生產(chǎn)效率整體呈現(xiàn)上升趨勢，但仍有提升空間。糧食播種面積、機械總動力對糧食生產(chǎn)效率具有顯著的促進作用;農(nóng)村居民人均可支配收入、化肥施用量、勞動力投入與糧食生產(chǎn)效率呈顯著負相關。

關鍵詞：糧食生產(chǎn)效率;DEA模型;面板Tobit 模型;江蘇省

中圖分類號 F323文獻標識碼 A文章編號 1007-7731（2021）13-0057-03

Abstract： This article is based on 13 cities in jiangsu province in 2005—2019 panel data， using DEA model to measure grain production efficiency， and further using panel Tobit model to analyze the influence factors of grain production efficiency study found： present a tendency of increasing efficiency of grain production in Jiangsu province as a whole， but there is still room to improve .The area sown to grain machinery total power on grain production efficiency has a significant role in promoting; There is a significant negative correlation between the per capita disposable income of rural residents， the amount of chemical fertilizer， labor input and grain production efficiency.

Key words： Grain production efficiency; DEA model; panel Tobit model; Jiangsu province

1 引言

黨的十九大報告明確提出，“要確保國家糧食安全，把中國人的飯碗牢牢端在自己手中?！彪S著人口數(shù)量的不斷增加，我國糧食需求也逐漸增大，在我國現(xiàn)有資源的約束下，糧食的供給和需求將長期處于緊平衡狀態(tài)[1]。江蘇省作為我國糧食主產(chǎn)區(qū)，對保障國家糧食安全具有重要作用，所以研究江蘇省的糧食生產(chǎn)效率的意義顯得十分重要。

關于技術(shù)效率的概念，F(xiàn)arrell提出的是在產(chǎn)出和價格不變的條件下，按照既定的要素投入比例所能達到的最小生產(chǎn)成本占實際生產(chǎn)成本的比率[2]。Leibenstein提出的是在市場價格、要素投入規(guī)模及比例不變的條件下，實際產(chǎn)出與所能達到的最大產(chǎn)出的比率[3]。

糧食增產(chǎn)的動力主要來源于以下2點：投入要素增加和生產(chǎn)要素使用效率的提升。例如，王千等對河北省138個縣糧食生產(chǎn)的全要素生產(chǎn)率進行了測算和分解，指出農(nóng)業(yè)科技、農(nóng)民收入、土地整理等因素的提高影響了糧食生產(chǎn)效率的提高[4]。葉興慶研究指出，中國糧食產(chǎn)量的增加主要因為要素投入的增加，同時我國糧食增產(chǎn)消耗了全球近35%的氮肥和70%左右的可用水資源，顯而易見這種粗放式的增長過多消耗了能源，同時也降低了糧食高增長所產(chǎn)生的經(jīng)濟效益[5]。張啟楠等運用DEA模型，剔除環(huán)境因素影響，結(jié)合Tobit回歸模型對2006—2016年我國13個糧食主產(chǎn)區(qū)糧食生產(chǎn)效率及其影響因素進行了研究[6]。但綜合現(xiàn)有文獻來看，少有學者關注到江蘇省糧食生產(chǎn)效率的問題。據(jù)此，本研究基于江蘇省13個地市2005—2019年面板數(shù)據(jù)，定量測算江蘇省糧食生產(chǎn)效率，以理清影響糧食生產(chǎn)效率提升的關鍵因素。

2 研究方法

本研究采用數(shù)據(jù)包絡分析方法來估計江蘇省糧食生產(chǎn)效率，然后采用面板Tobit模型對影響生產(chǎn)技術(shù)效率的因素進行分析。

2.1 DEA模型 DEA模型主要包括規(guī)模報酬不變（CRS）模型和規(guī)模報酬可變（VRS）模型。前者假定規(guī)模報酬不變的前提下，測度的是決策單元的綜合技術(shù)效率（TE），但存在導致綜合技術(shù)效率（TE）的測量結(jié)果與規(guī)模效率（SE）影響相混淆。后者則將純技術(shù)效率（PTE）和規(guī)模效率（SE）從綜合技術(shù)效率（TE）中分離出來，可用于對決策單元所處的規(guī)模報酬的階段的測量，并且克服了CRS規(guī)模報酬不變假定的弱點。本研究選取可變規(guī)模報酬（VRS）模型，具體模型如下：

[maxEk=r=1suryrj-uji=1nViXij ][s.t.i=1nViXij=1r=1suryrj-i=1nViXijj-ujur，Vi≥0（r，j=1，2，...，s，n）] （1）

式中，Ek 為第k個地區(qū)的糧食生產(chǎn)效率;Xij表示第j個地區(qū)的第i項投入值，yj為第j個地區(qū)的糧食產(chǎn)量;ur和Vj分別為產(chǎn)出與投入的權(quán)重。

2.2 面板Tobit模型 由于計算出的糧食生產(chǎn)效率值在0～1，具有典型的截斷數(shù)據(jù)特征，因此選擇構(gòu)建面板Tobit模型，進一步分析糧食生產(chǎn)效率的影響因素。

[yit=α+βXit+μit] （2）

式中，yit為DEA模型測算出的糧食生產(chǎn)效率，i表示地區(qū)，t表示年份，X代表影響糧食生產(chǎn)效率的相關解釋變量，α為常數(shù)項，β為回歸系數(shù)，μit為隨機擾動項。

3 結(jié)果與分析

3.1 江蘇省糧食生產(chǎn)效率

3.1.1 指標選取 （1）產(chǎn)出變量：選取糧食總產(chǎn)量（萬t）作為產(chǎn)出指標。（2）投入變量：主要選取糧食播種面積、化肥施用量、農(nóng)業(yè)機械總動力、農(nóng)業(yè)勞動力等4種變量作為投入指標。由于統(tǒng)計年鑒關于糧食的投入數(shù)據(jù)并未做專項統(tǒng)計，為了保證數(shù)據(jù)口徑一致，參考田紅宇等的方法建立權(quán)重指標，對投入指標進行折算[8]。化肥施用量和機械總動力用權(quán)重B進行折算，勞動力用權(quán)重A進行折算。

A=（農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值/農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值）×（糧食播種面積/農(nóng)作物總播種面積）;

B=糧食播種面積/農(nóng)作物總播種面積

3.1.2 數(shù)據(jù)來源 本研究數(shù)據(jù)來源于2005—2019年《江蘇統(tǒng)計年鑒》。

3.1.3 糧食生產(chǎn)效率 如表1所示，2005—2019年，江蘇省糧食生產(chǎn)效率平均水平為0.959，未達到有效狀態(tài)，江蘇省糧食生產(chǎn)效率總體上呈現(xiàn)波動中上升的趨勢。具體來看，在蘇南地區(qū)的5個地市中，南京市糧食生產(chǎn)效率的平均水平最高，為0.998，無錫市糧食生產(chǎn)效率的平均水平在蘇南最低，為0.931，常州市糧食生產(chǎn)效率的平均水平為0.995，蘇州市糧食生產(chǎn)效率的平均水平為0.989，鎮(zhèn)江市糧食生產(chǎn)效率的平均水平為0.958。在蘇中地區(qū)的南通市、揚州市、泰州市糧食生產(chǎn)效率平均水平較高。在蘇北地區(qū)，鹽城市糧食生產(chǎn)效率均達到了DEA有效，徐州市糧食生產(chǎn)效率的平均水平在全省最低，僅為0.845。

3.2 江蘇省糧食生產(chǎn)效率影響因素

3.2.1 變量選取 （1）被解釋變量：本研究被解釋變量為DEA測算的糧食生產(chǎn)效率。（2）解釋變量：參考現(xiàn)有文獻（田紅宇等，2018;王炯，2018）[9]。本研究選取農(nóng)村居民人均可支配收入、糧食播種面積、化肥施用量、農(nóng)業(yè)機械總動力、農(nóng)業(yè)勞動力作為解釋變量。此外，還考慮到糧食生產(chǎn)效率在蘇北、蘇中、蘇南不同區(qū)域可能存在空間差異，設置了地區(qū)虛擬變量進行控制，變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。

3.2.2 回歸分析 本研究選擇構(gòu)建隨機效應的面板Tobit模型進行擬合，同時為了緩解數(shù)據(jù)波動影響，對變量進行了對數(shù)化處理，回歸結(jié)果如表3所示。由表3可知，農(nóng)村居民人均可支配收入系數(shù)為-0.022且通過1%顯著性水平檢驗，即農(nóng)村居民人均可支配收入每增加1%，糧食生產(chǎn)效率減少0.022。糧食播種面積系數(shù)為0.141，且通過1%顯著性水平檢驗，說明糧食播種面積每增加1%，糧食生產(chǎn)效率增加0.141?；适┯昧肯禂?shù)為-0.061且通過1%顯著性水平檢驗，說明化肥施用量每增加1%，糧食生產(chǎn)效率效率減少0.061;已有研究表明，化肥施用量對糧食產(chǎn)量的彈性系數(shù)呈明顯的倒“U”型變化趨勢（麻坤和刁鋼，2018）[10]。江蘇省糧食生產(chǎn)的化肥投入量已進入邊際報酬遞減階段。機械總動力系數(shù)為0.032且通過5%顯著性水平檢驗，這說明機械總動力每增加1%，糧食生產(chǎn)效率效率增加0.032。勞動力投入系數(shù)為-0.099且通過1%顯著性水平檢驗，說明勞動力投入每增加1%，糧食生產(chǎn)效率效率減少0.099。此外，地區(qū)虛擬變量均未通過檢驗，說明蘇北、蘇中、蘇南地區(qū)的糧食生產(chǎn)效率區(qū)域差異不顯著。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論 2005—2019年，江蘇省糧食生產(chǎn)效率總體上呈現(xiàn)波動中上升的趨勢，糧食生產(chǎn)效率平均水平為0.959，仍有提升空間。從影響因素來看，糧食播種面積、機械總動力對糧食生產(chǎn)效率具有顯著的促進作用;農(nóng)村居民人均可支配收入、化肥施用量、勞動力投入與糧食生產(chǎn)效率呈顯著負相關。

4.2 建議 （1）貫徹落實耕地保護政策，嚴守土地紅線。政府合理規(guī)劃土地使用，由于蘇南地區(qū)發(fā)展較快，政府在保證糧食耕地存量處于可控范圍基礎上，要重視城鎮(zhèn)化建設用地的流量控制。（2）加大農(nóng)業(yè)基礎設施投入，推動糧食生產(chǎn)全程機械化。在當前糧食生產(chǎn)勞動力短缺而且趨于老齡化的情況下，勞動力成本快速上升，人工費也越來越貴，所以推廣應用糧食生產(chǎn)農(nóng)業(yè)機械就可以節(jié)省人工費，從而提高勞動生產(chǎn)率，并促進糧食規(guī)模經(jīng)營。（3）充分發(fā)揮新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體示范作用，全面實現(xiàn)化肥減量化。新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體能實現(xiàn)糧食的規(guī)模經(jīng)營，且其理解和接受能力較高，易采用新的施肥技術(shù)，且由于受益于政府的支持，愿意進行化肥減量種植示范，江蘇省應充分發(fā)揮新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的化肥減量示范帶動作用，以點帶面，引導更多的農(nóng)民實現(xiàn)化肥的減量化。

參考文獻

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（責編：張宏民）