李立清，周賢君

（湖南農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟學院，湖南 長沙 410128）

湖南各地市農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率變動實證分析

李立清，周賢君

（湖南農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟學院，湖南 長沙 410128）

運用非參數(shù)Malmquist指數(shù)法，測算了1985—2008年湖南省各地市農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率水平及其變動趨勢。結(jié)果顯示：湖南省農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率平均變動值為1.014，技術(shù)進步指數(shù)為1.015，技術(shù)效率變化指數(shù)為0.999，說明湖南省農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長主要依靠農(nóng)業(yè)的技術(shù)進步，而整個農(nóng)業(yè)規(guī)模效率基本保持在一個較穩(wěn)定的常態(tài)；湖南全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)波段性周期變化，當出現(xiàn)重大技術(shù)創(chuàng)新時，其技術(shù)效率往往不高，說明技術(shù)創(chuàng)新的配套體系建立尚不夠完善；各地市年均Malmquist指數(shù)相差較大，呈現(xiàn)出嚴重的東、中、西部梯度效應(yīng)；西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)尚屬傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)，生產(chǎn)效率問題并非造成其生產(chǎn)力低下的主因，關(guān)鍵的問題在于促進其農(nóng)業(yè)技術(shù)進步。

農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率；數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法；Malmquist指數(shù)；技術(shù)進步；技術(shù)效率

Abstract:Using non-parametric Malmquist index, this paper measured the agricultural total factor productivity levels and change tendency in different regions of Hunan during 1985– 2008. The results show that:1) average change value in total factor productivity of agriculture is 1.014, and technological progress index was 1.015, and technical efficiency change index is 0.999, which indicats that Hunan agricultural total factor productivity growth depends mainly on agricultural technological progress and the efficiency of the whole scale of the basic agricultural maintains at a stable state;2)the change of total factor productivity is periodic and the technical efficiency is not high when major technological innovation was carried out which implies that the establishment of technological innovation support system is not perfect;3) the average annual Malmquist indexes are quite different among eastern, central and west regions; 4) agriculture of western region is still traditional agriculture and the productivity is not a major factor causing low productivity.

Key words:agricultural total factor productivity; DEA; Malmquist Index; technological progress; technological efficiency

新古典經(jīng)濟增長理論闡述了這樣一個事實：在一定的技術(shù)條件下，經(jīng)濟的增長主要依靠于高儲蓄率、高投資率以及資本、勞動力的投入。但由于要素投入邊際報酬遞減，在這樣一種狀況下，經(jīng)濟將不可避免地收斂于某一特定值。而通過科學技術(shù)進步，提高全要素生產(chǎn)率，則可以促使要素的邊際報酬遞增，從而保持經(jīng)濟的長期穩(wěn)定增長。當前中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)設(shè)施差、科學技術(shù)弱、經(jīng)營規(guī)模小、生產(chǎn)者素質(zhì)不高、地區(qū)差異明顯等問題已經(jīng)嚴重制約著農(nóng)業(yè)社會化大生產(chǎn)的發(fā)展，依靠單一要素投入的傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式已不符合科學發(fā)展的需要，重視和提高農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的作用，采取科學的、經(jīng)濟的、可持續(xù)的方式提高農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)力才是解決中國“三農(nóng)”問題的關(guān)鍵。

一、文獻回顧

從現(xiàn)有文獻看，全要素生產(chǎn)率的測算方法主要包括參數(shù)法與非參數(shù)法。其中，參數(shù)方法是指在投入與產(chǎn)出之間假設(shè)明確的生產(chǎn)函數(shù)表達式，然后根據(jù)一組投入產(chǎn)出的觀測數(shù)據(jù)在滿足某些約束下，利用數(shù)學規(guī)劃或回歸分析方法來確定表達式中參數(shù)的一種統(tǒng)計方法。該方法主要包括生產(chǎn)函數(shù)法和生產(chǎn)前沿函數(shù)分析法。生產(chǎn)函數(shù)法一般基于C—D生產(chǎn)函數(shù)或其擴展模型，回歸分析得出全要素生產(chǎn)率(胡華江，2002)[1]；隨機生產(chǎn)前沿分析法是在確定的生產(chǎn)條件下，生產(chǎn)要素投入與可能的最大產(chǎn)出量之間的數(shù)量關(guān)系，并通過該函數(shù)的前沿面對生產(chǎn)單元的技術(shù)效率進行測算(Aigner等，1976)[2]。而非參數(shù)法則是單純的數(shù)理方法，主要有指數(shù)法和數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法(DEA)。指數(shù)法的基本思路就是采用總產(chǎn)出指數(shù)與總投入要素指數(shù)之比來度量全要素生產(chǎn)率(如董逢谷，2007；陳衛(wèi)平，2006；等)[3,4]；而數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法通過線性規(guī)劃方法確定生產(chǎn)最佳前沿面，同時利用Shephard提出的距離函數(shù)概念，測度了每一決策單元的生產(chǎn)效率(如何元慶，2007；顏鵬飛等，2004；趙偉等，2005；等)[5-7]?，F(xiàn)在廣泛應(yīng)用的研究方法是基于DEA的Malmquist指數(shù)法，這是因為它既不需要以參數(shù)形式規(guī)定前沿生產(chǎn)函數(shù)，也不用事先了解輸入、輸出之間的關(guān)聯(lián)關(guān)系(徐瓊，2005)[8]。

在基于DEA對中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率研究的文獻中，陳衛(wèi)平 (2006)選取勞動、土地、機械動力、有機肥、役畜、化肥和灌溉7個投入指標和1個農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值產(chǎn)出指標，分析出1990—2003年期間中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率年均增長2.59%，其中，農(nóng)業(yè)技術(shù)進步指數(shù)年均增長5.48%，而農(nóng)業(yè)效率變化指數(shù)反而年均下降2.78%；而1990—2003年間湖南的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率年增長大約在2.5%左右[9]。吳方衛(wèi)等 (2000)測算了1981—1995年中國東、中、西部地區(qū)農(nóng)業(yè)在生產(chǎn)率增長方面的差異。測算結(jié)果表明，15年間東部地區(qū)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的年均增長率為4.9%，中、西部地區(qū)分別為2.4%和1.5%，呈現(xiàn)了顯著的梯級差異，從增長的持續(xù)性看，東部地區(qū)在15年中有13個年份全要素生產(chǎn)率在增長，只有1988、1989年兩年下降，而中西部地區(qū)則各有6個下降年份[10]。李盡法等 (2008)利用勞動力、農(nóng)作物播種面積、肥料用量三個投入指標測算出河南各地市1999—2006年之間的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率，對Malmquist指數(shù)分解后得出河南各地市農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率主要由技術(shù)進步引起[11]。李周等 (2005)利用西部地區(qū)縣級面板數(shù)據(jù)與化肥施用量(折純量)、耕地面積、農(nóng)業(yè)機械總動力、有效灌溉面積、農(nóng)林牧漁業(yè)勞動力等投入指標，分析了全要素生產(chǎn)率與農(nóng)業(yè)可持續(xù)性之間的關(guān)系[12]。

借鑒已有的研究，筆者擬選取湖南省農(nóng)業(yè)投入和產(chǎn)出指標，利用DEA方法測算出湖南省各市(州)1984—2008年農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率水平及其變動趨勢，并提出相應(yīng)的政策建議。

二、模型選擇與數(shù)據(jù)的處理

1. 模型選擇——Malmquist指數(shù)法

Malmquist指數(shù)由瑞典經(jīng)濟學和統(tǒng)計學家Sten Malmquist于1953年提出，起初該指數(shù)用來分析不同時期的消費水平，后來Caves[13]，F(xiàn)are, Grosskopf,Linolgren[14]和Ross[15]等將Malmquist的思想用于分析生產(chǎn)率上。在分析生產(chǎn)率的眾多模型中，其中以Fare等人提出的FGNZ模型最具代表性。FGNZ模型基于DEA方法，通過線性規(guī)劃方法確定生產(chǎn)最佳前沿面，同時利用Shephard提出的距離函數(shù)概念，測度了每一決策單元的生產(chǎn)效率。其表達式如下：

其中，M表示從t時期到t+1時期生產(chǎn)效率的變動，o表示基于產(chǎn)出的Malmquist生產(chǎn)率，D表示距離函數(shù)，x表示投入，y表示產(chǎn)出，t表示時期。在這里，距離函數(shù)D為Farrell技術(shù)效率的倒數(shù)。Farrell技術(shù)效率在可變報酬假設(shè)下的表達式如下：

其中，F(xiàn)表示生產(chǎn)效率，z為強度變量(相當于線性規(guī)劃中的決策變量)，k為決策單元的個數(shù)，y為產(chǎn)出，m為產(chǎn)出的個數(shù)，x為投入，n為投入的個數(shù)。特別值得注意的是，若把上述z的約束條件改為zk≥0，則表示由此計算出來的Farrell技術(shù)效率是基于固定報酬模式。

而按照Fisher理想指數(shù)的思想，更加精確的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)應(yīng)該是t時期Malmquist指數(shù)和t+1時期Malmquist指數(shù)的幾何平均值。則其表達式如下：

上式按FGNZ模型可以分解為兩部分：

技術(shù)效率變化指數(shù)

技術(shù)進步率指數(shù)

當規(guī)模報酬可變的前提下，技術(shù)效率變化指數(shù)EFFCH可進一步分解為純技術(shù)效率PECH和規(guī)模效率SECH，其表達式為：

技術(shù)效率變化指數(shù)

最終Malmquist指數(shù)在規(guī)模報酬可變的前提下表示為：

若Malmquist指數(shù)大于1，則表示全要素生產(chǎn)率水平比上年有所增加，同時若由Malmquist指數(shù)分解成的EFFCH或TECH大于1，則表示全要素生產(chǎn)率的增長主要由其引起；反之則表示全要素生產(chǎn)率水平比上年有所下降。

2. 數(shù)據(jù)的處理

本文分析使用的數(shù)據(jù)來自1985—2009年的《湖南統(tǒng)計年鑒》。而本文提及的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率主要是指狹義的農(nóng)業(yè)，即種植業(yè)。這是因為，林業(yè)的生產(chǎn)特征以生產(chǎn)周期長，勞動時間短，自然力獨立起著作用(尹德光，1995)[16]；而畜牧業(yè)和漁業(yè)在湖南統(tǒng)計年鑒中缺乏明顯的投入指標，為了更精準地反映數(shù)據(jù)結(jié)果，所以產(chǎn)出指標只選取種植業(yè)產(chǎn)值。在DEA分析當中，把湖南14個市州分別看作每一個生產(chǎn)決策單元。在投入指標中，參照陳衛(wèi)平[9](2006)、李盡法等[11](2008)和李周等[12](2005)的方法，本文選取了農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)、農(nóng)作物播種面積、機耕面積、有效灌溉面積、農(nóng)業(yè)機械動力、化肥施用量等6個指標。其中，種植業(yè)產(chǎn)值是以1984年不變價格計算的；由于種植業(yè)從業(yè)人員數(shù)無法直接獲取，本文采用農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)=農(nóng)村從業(yè)人員×(農(nóng)業(yè)產(chǎn)值/農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值)的計算值替代。而其他指標的數(shù)值則直接來自于湖南統(tǒng)計年鑒。

三、實證分析

筆者將 1984—2008年湖南省 14個地市共 25年的面板數(shù)據(jù)輸入 Coelli[17](1996)DEAP2.1軟件分析，得到全省年平均Malmquist指數(shù)(表1)。

表1 全省平均Malmquist指數(shù)

續(xù)表

上述數(shù)據(jù)用曲線表示為圖1。通過上表和上圖不難發(fā)現(xiàn)，1985—2008年期間，湖南省農(nóng)業(yè)Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)呈現(xiàn)出波段性變化：

20世紀80年代后半段，Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)值在1附近左右徘徊，說明農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率在這一期間沒有得到充分發(fā)揮，特別是1989年Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)值只有0.793，拉低了這5年平均Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)水平，農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)負增長，這一看法與Mead、顧海英等學者看法一致。

圖1 1985—2008年湖南農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率及其分解

大多數(shù)學者認為，20世紀90年代前半期，中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率快速增長，而后半期增長速度明顯放慢，本文得出的湖南農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率結(jié)果也和這些研究結(jié)果基本一致。1990—1996年這一時期，Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)平均值明顯大于1，說明湖南省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率得到了較大的提升，特別是在1994年，Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)值為1.454，成為整個研究期間的波峰；90年代后期，湖南省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率出現(xiàn)了明顯的滑坡，Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)值一直游離于1以下。

進入21世紀，湖南省農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)出先抑后揚的趨勢，這與顏鵬飛、趙偉、陳衛(wèi)平等人研究的全國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的走勢基本一致。2000—2008年，Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)值從0.924增長到1.074，有著一個明顯的增長趨勢。對比國內(nèi)外學者研究的中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率結(jié)果，本文得到的結(jié)果與全國的情況基本吻合，說明本文測定的湖南農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的結(jié)果是比較可信的。

本文測定的結(jié)果大致符合筆者的預(yù)期，但是不足之處在于整個研究期間出現(xiàn)了兩個大的波動，即1989年的波谷和1994年的波峰。經(jīng)研究筆者認為，出現(xiàn)1989年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率低下的原因可能有兩個方面：1）1989年湖南省進行了大規(guī)模的農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)，省人民政府辦公廳下發(fā)了《轉(zhuǎn)發(fā)省湘南農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)領(lǐng)導小組兩個管理辦法的通知》，這集中表現(xiàn)在機耕面積這一指標上。湖南省各市州機耕面積隨即從1989年的660.86千公頃 增長到1990年的1034.68千公頃，增長了50%多，可是農(nóng)產(chǎn)值只增加了22%，這一單一要素的增加反而在使用Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)測算時會導致前沿面的不穩(wěn)定，從而會低估了1989當年的全要素生產(chǎn)率。2）1989年由于蘇聯(lián)解體，對中國社會主義政治經(jīng)濟穩(wěn)定造成了十分巨大的負面效果，嚴重影響了當時脆弱的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境，可能這也導致了當年中國全要素生產(chǎn)率普遍不高。而1994年Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)值為1.454，成為整個研究期間的波峰，其主要原因可能是因為當時確立土地承包期限擴大為30年這一制度。張曉山認為，由于土地承包期限的擴大，農(nóng)民可以按照承包合同，以市場為導向，以經(jīng)濟效益為依據(jù)，自行安排作物的種植品種和種植面積。農(nóng)民部分地擁有了對于這一部分土地的經(jīng)營決策權(quán)。這無疑極大地提高了農(nóng)民對土地的使用和改善意愿，從而提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。

以上闡述基本概括了湖南省1985—2008年農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的基本形態(tài)。而從其構(gòu)成因素來看，湖南省1985—2008年農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的年均1.4%的增長主要由農(nóng)業(yè)技術(shù)進步引起，而農(nóng)業(yè)技術(shù)效率對其影響不大。同Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)值相似，農(nóng)業(yè)技術(shù)進步指數(shù)也呈波段性的變化，特別是從1992年開始，大約每隔5—7年，農(nóng)業(yè)技術(shù)進步指數(shù)便呈現(xiàn)出一種新的階段性變化。如1992—1996年，農(nóng)業(yè)技術(shù)進步指數(shù)一直保持在1以上，而1997—2003年，農(nóng)業(yè)技術(shù)進步指數(shù)卻一直停留在1以下，從2004年至今，農(nóng)業(yè)技術(shù)進步指數(shù)又運行于1以上。由此，可大致判斷出湖南省農(nóng)業(yè)技術(shù)的更新大約是10—12年左右。再看技術(shù)效率變化指數(shù)，除1994年以外，當研究期間出現(xiàn)重大技術(shù)創(chuàng)新時(農(nóng)業(yè)技術(shù)進步指數(shù)增長大于10%)，其技術(shù)效率往往不高，均低于1，說明湖南省在對農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的推廣與應(yīng)用問題上還存在效率不高的問題。

1985—2008年湖南省14個地市(州)每年平均Malmquist指數(shù)(由于數(shù)據(jù)量大，本文省略了各地市每年全要素生產(chǎn)率結(jié)果)如表2所示。對照表1，從表2中不難發(fā)現(xiàn)14個地市農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長也是由技術(shù)進步引起。其中長沙、株洲、湘潭、衡陽、岳陽、益陽、郴州和婁底在1984—2008年期間的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長為3%以上，常德、永州農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長為1.5%以上，而邵陽、張家界、懷化和湘西的Malmquist指數(shù)卻小于1。結(jié)合湖南省行政區(qū)域地圖，把長沙、株洲、湘潭、衡陽、岳陽、益陽、郴州和婁底分為東部，常德、永州劃分為中部，邵陽、張家界、懷化和湘西分為西部，說明梯度效應(yīng)在湖南省是十分明顯的。其中，以長沙、湘潭和岳陽(年均Malmquist指數(shù)增長均大于4%)為代表的湖南東北角區(qū)域具有明顯的區(qū)位優(yōu)勢，這里屬于洞庭湖平原，土地肥沃，交通便利，且經(jīng)濟較發(fā)達，所以，這里的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長最高。以東北角為增長極，進而帶動湖南省東部的周邊幾個市如株洲、衡陽、益陽、郴州和婁底；中部的常德和永州由于離增長極較遠，沒有東部平原那種“文化信息長廊”和京廣京九等鐵路大動脈，所以增長速度不如東部地區(qū)；而西部地區(qū)山區(qū)較多，經(jīng)濟欠發(fā)達，農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長明顯不足。

表2 湖南省14個地市每年平均Malmquist指數(shù)值

從農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長成因來看，湖南省各市州主要還是通過農(nóng)業(yè)技術(shù)進步來保持增長。但是，張家界、懷化和湘西等西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率不高，主因并不是資源稟賦先天不足導致規(guī)模效率不足造成的。按照舒爾茨在《改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)》中所述，傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)并非無效的，相反它們還很可能是十分有效的，只是在一定的技術(shù)、知識、制度限制下，其效率只能是處于低均衡的有效[18]。湖南省西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率不高上面的結(jié)果證明了這種觀點，說明其主要還是技術(shù)進步(如農(nóng)業(yè)科學技術(shù)、人力資本、支農(nóng)制度等)不足造成的。

四、結(jié)論及其政策啟示

本文運用非參數(shù)Malmquist指數(shù)法，測算了1985—2008年湖南省各市(州)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率水平及其變動趨勢，得出以下結(jié)論：第一，1985—2008年期間湖南省平均農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長為1.4%，技術(shù)進步指數(shù)為1.015，農(nóng)業(yè)技術(shù)效率變化指數(shù)為0.999，說明湖南省農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長主要依靠農(nóng)業(yè)的技術(shù)進步，而整個農(nóng)業(yè)規(guī)模效率基本保持在一個較穩(wěn)定的常態(tài)；第二，湖南省14個地市每年平均Malmquist指數(shù)相差較大，結(jié)合湖南行政區(qū)域地圖，發(fā)現(xiàn)其呈現(xiàn)出嚴重的梯度效應(yīng)；第三，湖南省農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)波段性周期變化，當出現(xiàn)重大技術(shù)創(chuàng)新時，其技術(shù)效率往往不高，說明技術(shù)創(chuàng)新的配套體系建立尚不夠完善；第四，湖南省西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)尚屬傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)，生產(chǎn)效率問題并非造成其生產(chǎn)力低下的主因，關(guān)鍵的問題在于促進其農(nóng)業(yè)技術(shù)進步。

因此，筆者認為要加快湖南農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展，應(yīng)注重以下幾個方面：一是加大農(nóng)業(yè)科研投入的同時，進一步提高湖南省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的規(guī)模效率，特別是重視土地集約化經(jīng)營，加速土地改革和流轉(zhuǎn)進程，提高土地使用效率和農(nóng)業(yè)管理水平；二是科學、有效、迅速地推廣農(nóng)業(yè)技術(shù)，縮短農(nóng)業(yè)技術(shù)傳導至不發(fā)達地區(qū)的時間，同時因地制宜，重視區(qū)域性農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，發(fā)展適合湖南省中西部地區(qū)的小農(nóng)生產(chǎn)模式；三是重視農(nóng)業(yè)生產(chǎn)周期性變化，不斷完善農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新體系的應(yīng)用平臺；四是加強對湖南省西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力開發(fā)，依靠農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新、人力資本引入等手段突破其傳統(tǒng)農(nóng)村社會的“超穩(wěn)定結(jié)構(gòu)”。

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責任編輯：李東輝

Agricultural total factor productivity and its growth trend in Hunan province

LI Li-qing , ZHOU Xian-jun
（College of Economics, Hunan Agricultural University, Changsha 410128, China）

F327

A

1009-2013(2010)06-0022 -06

2010-11-02

湖南省教育廳重點項目(07A031)

李立清(1965—)，女，湖南湘潭人，博士、教授、碩士生導師。主要研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟管理、衛(wèi)生經(jīng)濟學、計量經(jīng)濟學等。