劉晗，王釗，曹崢林

（西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，重慶北碚，400715）

農(nóng)業(yè)要素配置效率及其地區(qū)收斂性研究
——基于省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

劉晗，王釗，曹崢林

（西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，重慶北碚，400715）

基于1990—2013年省級面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)分解和測算農(nóng)業(yè)要素配置效率，并對配置效率增長進(jìn)行收斂性分析。結(jié)果表明：農(nóng)業(yè)要素配置效率增長呈上升趨勢，增長主要源于以物質(zhì)資本投入代替勞動(dòng)力資源；農(nóng)業(yè)要素配置效率增長具有一定區(qū)域差異，中部地區(qū)農(nóng)業(yè)要素配置效率增長高于東、西部地區(qū)；各省份農(nóng)業(yè)要素配置效率先趨同于自身穩(wěn)定增速增長，最終所有省份效率增長趨于收斂。鑒于此，建議引導(dǎo)土地適度規(guī)模經(jīng)營，加大物質(zhì)資本的投入力度，繼續(xù)促進(jìn)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，加快農(nóng)業(yè)人力資本積累，以期進(jìn)一步優(yōu)化農(nóng)業(yè)要素配置效率。

農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化；農(nóng)業(yè)要素；配置效率；收斂性

一、引言

隨著我國經(jīng)濟(jì)逐漸步入新常態(tài)增長階段，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)計(jì)劃，實(shí)現(xiàn)要素集約利用，已成為未來經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)實(shí)取向。在這樣的宏觀背景下，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的外部環(huán)境條件和內(nèi)在增長動(dòng)因也發(fā)生了深刻的改變，迫切需要通過廣泛應(yīng)用農(nóng)業(yè)機(jī)械，完善基礎(chǔ)設(shè)施，高效推廣先進(jìn)技術(shù)等手段促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力水平不斷提高，朝著現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展方向演進(jìn)［1-2］。然而，現(xiàn)階段我國現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展卻還受到諸多因素掣肘，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化道路充滿艱辛和曲折，新常態(tài)下農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長仍然面臨挑戰(zhàn)［3-4］。在眾多影響因素中，比較突出的就是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程中的生產(chǎn)要素配置問題。如果要素資源配置富有效率，則可提升農(nóng)業(yè)集約化程度，增強(qiáng)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力；反之，則會(huì)扭曲要素資源的投入與使用，加劇資源環(huán)境壓力，阻礙農(nóng)業(yè)進(jìn)一步發(fā)展。

傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是一種低效率的均衡，要素資源已經(jīng)處于配置最優(yōu)狀態(tài)［5］。在向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變過程中，新生產(chǎn)要素的投入可能會(huì)打破原有配置的均衡，在實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力提升的同時(shí)使得要素資源低效率配置。發(fā)展中國家的經(jīng)驗(yàn)表明，把新的生產(chǎn)技術(shù)、機(jī)械裝備等生產(chǎn)要素投入到傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)中，一方面提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)出效率，另一方面也會(huì)降低要素資源的配置效率，使農(nóng)業(yè)要素資源在一個(gè)較高產(chǎn)出水平下非效率配置［6-7］。針對我國的現(xiàn)實(shí)情況而言，由于幅員遼闊，不同地區(qū)間農(nóng)業(yè)發(fā)展水平、資源稟賦、地理環(huán)境等差異明顯，更應(yīng)在推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化過程中重視和提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的配置效率。否則，農(nóng)業(yè)會(huì)長期囿于低效率發(fā)展困境，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程也將受到阻滯。因此，關(guān)注和聚焦農(nóng)業(yè)要素配置效率問題，其重要性不言而喻。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于農(nóng)業(yè)要素配置效率的研究，國外學(xué)者通過參數(shù)和非參數(shù)方法分解全要素生產(chǎn)率、測算要素邊際投入與產(chǎn)出之比等方法，考察了不同地區(qū)農(nóng)業(yè)要素配置效率，取得了豐碩成果，使該領(lǐng)域研究日益成熟。Farell［8］最先把配置效率和技術(shù)效率從經(jīng)濟(jì)效率中拆分開來，使學(xué)術(shù)界開始關(guān)注生產(chǎn)中的要素投入組合問題。Kumbhakar和Lovell［9］則建立隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)，把要素配置效率從全要素生產(chǎn)率中分解出來，并將其對產(chǎn)出增長的影響和要素投入規(guī)模對產(chǎn)出增長的影響進(jìn)行嚴(yán)格區(qū)分。Ali和Chaudry［10］、Tchale［11］、Samarajeewa等［12］、Adewale［13］運(yùn)用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)法分別對巴基斯坦、馬拉維、加拿大和尼日利亞等國家和地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的要素配置效率進(jìn)行估算和分析，發(fā)現(xiàn)在這些國家和地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，相比技術(shù)效率而言，要素配置效率較低，要素資源處于非有效配置狀態(tài)，成為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展的制約因素。除此之外，還有許多國外學(xué)者考察了不同國家和地區(qū)的農(nóng)業(yè)要素配置效率，大多數(shù)研究結(jié)果也支持要素資源配置不當(dāng)會(huì)阻礙農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展的論斷［14］。

國內(nèi)不少學(xué)者借鑒國外經(jīng)驗(yàn)，結(jié)合我國實(shí)際對農(nóng)業(yè)要素配置問題進(jìn)行了研究。石慧等［15］利用我國1985 —2005年省級面板數(shù)據(jù)，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率進(jìn)行測度，發(fā)現(xiàn)只有少部分地區(qū)的農(nóng)業(yè)要素配置效率呈現(xiàn)正增長，且配置效率波動(dòng)較大，影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的穩(wěn)定增長。朱喜等［16］基于2003—2007年全國農(nóng)戶的跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，利用面板模型分析了我國農(nóng)業(yè)要素配置效率，結(jié)果表明現(xiàn)階段農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中存在不同程度的要素配置扭曲，如果可以優(yōu)化配置效率，則農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力有望進(jìn)一步提高。張樂和曹靜［17］基于對我國1991—2010年農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率變化的分解，分析了要素配置效率對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果表明配置效率是農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的主要促進(jìn)因素。劉晗等［18］在對我國1990—2013年農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的分析中，測算了農(nóng)業(yè)要素配置效率，結(jié)果發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)要素配置效率經(jīng)歷了先下降后上升的變化過程，各個(gè)地區(qū)均有不同程度的改善，優(yōu)化資源配置在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的促進(jìn)作用逐漸凸顯。

相對國外研究而言，國內(nèi)對農(nóng)業(yè)要素配置效率的研究還有待進(jìn)一步加強(qiáng)。通過對國內(nèi)已有研究成果梳理后發(fā)現(xiàn)，首先，現(xiàn)有文獻(xiàn)中均未討論農(nóng)業(yè)資源配置效率的收斂性問題，沒有深入分析農(nóng)業(yè)資源配置效率增長變化趨勢。其次，有些文獻(xiàn)在構(gòu)造隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)，分解農(nóng)業(yè)要素配置效率的過程中常常會(huì)忽略土地要素，這樣就可能使結(jié)果產(chǎn)生偏誤。最后，在變量選取和指標(biāo)數(shù)據(jù)等方面，部分研究文獻(xiàn)往往采用近似替代的指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，難以反映真實(shí)現(xiàn)狀，還有待改進(jìn)。鑒于此，本文構(gòu)建包含土地、資本、勞動(dòng)力要素在內(nèi)的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型，從農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率中分解要素配置效率，根據(jù)隨機(jī)前沿函數(shù)的估計(jì)結(jié)果測算農(nóng)業(yè)要素配置效率指數(shù)，考察我國內(nèi)地1990 —2013年各省份農(nóng)業(yè)要素配置效率增長，進(jìn)而對其進(jìn)行收斂性檢驗(yàn)，力求客觀反映農(nóng)業(yè)要素配置現(xiàn)狀及趨勢，為決策部門的政策制定與實(shí)施提供參考依據(jù)。

三、模型設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)說明

(一) 理論模型：農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率分解

借鑒Kumbhakar和Lovell［9］的方法，分解農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長，建立隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)：

式（1）中：Y表示農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，X是各類農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素資源，f（X，t，λ）是生產(chǎn)函數(shù)中的確定性前沿產(chǎn)出部分，λ表示待估參數(shù)，t表示時(shí)間，u是一個(gè)技術(shù)無效率函數(shù)。

先對式（1）兩邊取對數(shù)，進(jìn)而求出時(shí)間t的一階導(dǎo)數(shù)，則有：

依據(jù)定義，全要素生產(chǎn)率（TFP）是總產(chǎn)量與投入量之比。假定農(nóng)業(yè)要素投入等于，是生產(chǎn)要素k的成本在總成本中所占的比重。設(shè)，Pk是獲取投入要素k的價(jià)格，則有：

對式（4）的兩邊取對數(shù)，再對時(shí)間t求一階導(dǎo)數(shù)，把農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的變化用ΔTFP來表示，得到：

式（5）中：ΔTFP等于農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長率超出要素投入增長率的部分。把式（3）帶入式（5）：

式（7）中：等式右邊前三項(xiàng)分別表示技術(shù)進(jìn)步、技術(shù)效率和規(guī)模效應(yīng)的變化，最后一項(xiàng)即為農(nóng)業(yè)要素配置效率的增長，通過農(nóng)業(yè)要素產(chǎn)出份額偏離其成本份額的程度來衡量：

(二) 實(shí)證模型：農(nóng)業(yè)要素配置效率測度使用Battese和Coelli［19］的方法實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)要素配置效率增長的測度，構(gòu)建一個(gè)包含時(shí)變技術(shù)無效率的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型：

針對式（9）隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型，在實(shí)證分析中需要先設(shè)定其具體函數(shù)形式。本文選擇超越對數(shù)型隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)，理由在于：一是該模型包含時(shí)間趨勢項(xiàng)，可以準(zhǔn)確反映要素資源投入彈性隨時(shí)間的變化，便于觀察技術(shù)進(jìn)步的效果；二是該模型可考察變量之間的交互作用，反映不同要素組合的投入產(chǎn)出彈性，突破傳統(tǒng)C-D生產(chǎn)函數(shù)的局限；三是該模型具有靈活性，在實(shí)證過程中可根據(jù)參數(shù)估計(jì)結(jié)果的顯著性對變量進(jìn)行相應(yīng)調(diào)整，根據(jù)模型形式檢驗(yàn)結(jié)果剔除不顯著的冗余變量，確保估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性。因此，本文構(gòu)建超越對數(shù)型隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型，包含土地（D）、資本（K）和勞動(dòng)力（L）等三種農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素，得到：

對式（10）的所有參數(shù)λ進(jìn)行估計(jì)，進(jìn)而計(jì)算各種投入資源的產(chǎn)出彈性：

根據(jù)式（11）的結(jié)果，再按照式（8）進(jìn)行測算，可以得到農(nóng)業(yè)要素配置效率的增長率，再分別以上一個(gè)年度為基期進(jìn)行換算，得到農(nóng)業(yè)要素配置效率指數(shù)，記為AE。若AE指數(shù)大于1，表明農(nóng)業(yè)要素配置效率增長，要素配置得以優(yōu)化；反之，若AE指數(shù)小于1，說明農(nóng)業(yè)要素配置效率降低。

(三) 指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)來源

本文測算農(nóng)業(yè)要素配置效率采用的指標(biāo)主要分為兩大類：一類是投入產(chǎn)出指標(biāo)。農(nóng)業(yè)產(chǎn)出指標(biāo)（Y）直接以狹義的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值來衡量，直觀反映農(nóng)業(yè)產(chǎn)出狀況，單位是萬元；土地投入（D）選擇農(nóng)作物播種面積來表示，可以較好反映農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中土地資源的使用情況，單位是萬畝；資本投入（K）沿用張樂和曹靜［17］、劉晗等［18］的做法，使用化肥施用量（折純量）來進(jìn)行衡量，單位是萬噸；理由是化肥作為主要的物質(zhì)投入要素，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中發(fā)揮著重要作用，且能夠適用于我國絕大部分地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，相比其他物質(zhì)投入更具有廣泛性；勞動(dòng)力投入（L）選取農(nóng)林牧漁從業(yè)人員數(shù)來衡量，單位是萬人，由于難以得到狹義的農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)據(jù)，考慮數(shù)據(jù)指標(biāo)的可獲取性，以農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人員數(shù)量來近似替代，這樣做也基本符合農(nóng)業(yè)從業(yè)人員在農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人員中占據(jù)絕大比重的經(jīng)驗(yàn)事實(shí)。另一類是價(jià)格指標(biāo)。土地價(jià)格通過土地單位面積的糧食作物產(chǎn)值來衡量，單位是元/畝，理由在于現(xiàn)階段我國土地流轉(zhuǎn)價(jià)格基本上是按照土地的糧食產(chǎn)量折價(jià)進(jìn)行計(jì)算，所以單位面積糧食產(chǎn)值近似等同于土地要素的價(jià)格；資產(chǎn)價(jià)格直接用化肥的單價(jià)進(jìn)行衡量，直觀反映要素價(jià)格，單位是元/噸；勞動(dòng)價(jià)格則以農(nóng)民的工資性收入來衡量，單位是元/人，理由是在當(dāng)前市場機(jī)制較為完善前提下，農(nóng)民可以獲得非農(nóng)部門的就業(yè)機(jī)會(huì)，他們從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)就要放棄從事其他行業(yè)工作可能獲得的收益，表現(xiàn)為一種機(jī)會(huì)成本，這種機(jī)會(huì)成本一定程度上就反映了勞動(dòng)力價(jià)格。

本文研究涉及1990—2013年中國內(nèi)地30個(gè)省級（重慶數(shù)據(jù)并入四川）的面板數(shù)據(jù)，大多數(shù)數(shù)據(jù)是直接從歷年《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《新中國農(nóng)業(yè)60年統(tǒng)計(jì)資料》中獲取。少數(shù)數(shù)據(jù)還需經(jīng)過換算和處理，土地價(jià)格是根據(jù)各個(gè)地區(qū)單位面積的糧食作物產(chǎn)量，按照當(dāng)年全國糧食作物產(chǎn)值產(chǎn)量之比換算得出。鑒于統(tǒng)計(jì)資料中均沒有完整的化肥單位價(jià)格數(shù)據(jù)，本文依據(jù)近三年各個(gè)地區(qū)化肥單價(jià)的平均值，通過歷年化肥價(jià)格指數(shù)進(jìn)行倒推計(jì)算，得出各個(gè)地區(qū)每年的化肥單位價(jià)格，化肥單價(jià)數(shù)據(jù)來源于中國化肥信息網(wǎng)，化肥價(jià)格指數(shù)則取自歷年《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。同時(shí)，為了避免通貨膨脹因素的影響，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值數(shù)據(jù)和全部價(jià)格數(shù)據(jù)都以1990年不變價(jià)格進(jìn)行重新計(jì)算。對于區(qū)域的劃分，本文依照國家統(tǒng)計(jì)局口徑，把全國劃分為東、中、西部，東部包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南；中部包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部包括四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西和內(nèi)蒙古。

四、農(nóng)業(yè)要素配置效率增長測算及分析

(一) 測算過程及檢驗(yàn)

在對式（10）進(jìn)行估計(jì)之前，需要先檢驗(yàn)前沿生產(chǎn)函數(shù)形式的正確性。包括三個(gè)假設(shè)檢驗(yàn)：H1的原假設(shè)是交互項(xiàng)系數(shù)都為0，如果H1成立，則表明變量間無交互作用，函數(shù)形式即為含有時(shí)間變量的C-D函數(shù)。H2的原假設(shè)是含時(shí)間趨勢變量的系數(shù)均為0，如果H2成立，則說明不存在技術(shù)進(jìn)步。H3的原假設(shè)是個(gè)別變量的系數(shù)為0，如果H3成立，則存在有冗余變量。

通過構(gòu)建似然比統(tǒng)計(jì)量LR來完成上述檢驗(yàn)。具體方法是：按照檢驗(yàn)要求分別進(jìn)行隨機(jī)前沿函數(shù)估計(jì)，根據(jù)LR=-2（LLFR-LLFUR）計(jì)算LR值，其中，LLFR和LLFUR分別是是原假設(shè)和備選假設(shè)下的對數(shù)似然函數(shù)值（log-likelihood function）。如果LR值大于的臨界值，則通過顯著性水平5%的檢驗(yàn)，拒絕原假設(shè)；反之，如果LR值小于的臨界值，則接受原假設(shè)。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示，H1和H2均被拒絕，說明超越對數(shù)的函數(shù)形式選擇是正確的，函數(shù)中存在有交互項(xiàng)，且存在含有時(shí)間趨勢的變量。H3的檢驗(yàn)結(jié)果是接受原假設(shè)，表明確實(shí)存在有個(gè)別冗余變量。

表1　隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)形式檢驗(yàn)結(jié)果

表2　隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)結(jié)果

(二) 總體趨勢分析

全國農(nóng)業(yè)要素配置效率指數(shù)（AE）的測算結(jié)果如圖1所示。從總體上看，農(nóng)業(yè)要素配置效率在1991—2013年間不斷提高，以算術(shù)平均數(shù)計(jì)算，平均增長率為0.34%，表明我國農(nóng)業(yè)要素配置正在逐漸優(yōu)化，農(nóng)業(yè)逐步實(shí)現(xiàn)集約化發(fā)展。從變化趨勢上看，大致分為三個(gè)階段。第一階段為1991—2001年，AE指數(shù)除1997年外均低于1，農(nóng)業(yè)要素配置效率呈負(fù)增長，年均遞減0.53%，說明該時(shí)段農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中資源存在不合理利用，降低了要素使用效率。第二階段為2002—2006年，AE指數(shù)平均值為1.006 5，農(nóng)業(yè)要素配置效率年均遞增0.65%，表明這個(gè)階段農(nóng)業(yè)要素投入趨于合理，配置效率得到改善。第三階段為2007—2013年，AE指數(shù)平均值達(dá)到1.014 6，農(nóng)業(yè)要素配置效率年均遞增1.47%，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源得到高效利用，要素配置大幅優(yōu)化。

圖1　1991—2013年農(nóng)業(yè)要素配置效率增長趨勢

縱觀AE指數(shù)的變化趨勢，農(nóng)業(yè)要素配置不斷優(yōu)化的原因可以歸結(jié)為以投入產(chǎn)出高效的物質(zhì)資本投入替代投入產(chǎn)出效率較低的勞動(dòng)力。具體來看：其一，物資資本產(chǎn)出高效，投入數(shù)量不斷加大。物質(zhì)資本在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的重要性在不斷強(qiáng)化，產(chǎn)出彈性則由0.194 6不斷提升至0.506 9。①物質(zhì)資本發(fā)揮越來越重要的作用，這是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化過程中的一個(gè)標(biāo)志，即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)逐漸趨向于資本化，同時(shí)物質(zhì)成本沒有顯著增加，按1990年不變價(jià)格計(jì)算，2013年化肥價(jià)格甚至低于1990年的水平。在此前提下，物質(zhì)資本投入量在考察內(nèi)提高了2.25倍，使得高效率、低成本的生產(chǎn)要素投入增加，通過要素替代優(yōu)化配置效率。其二，勞動(dòng)力成本上升，投入數(shù)量逐漸降低。以1990年不變價(jià)格計(jì)算，勞動(dòng)力成本在考察期內(nèi)增加了8.68倍，成為相對價(jià)格較高的生產(chǎn)資源，但其投入產(chǎn)出效率卻持續(xù)下滑，成為“不經(jīng)濟(jì)”的生產(chǎn)要素，需要適時(shí)減少勞動(dòng)力投入，2013年勞動(dòng)力數(shù)量比1990年降低了近7 500萬人，使勞動(dòng)力要素使用日趨合理。這也與國家加快新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程，促進(jìn)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，加大農(nóng)業(yè)物質(zhì)裝備投入，推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展的經(jīng)驗(yàn)事實(shí)相吻合。其三，土地資源產(chǎn)出效率和投入數(shù)量較為穩(wěn)定。土地資源在考察期內(nèi)的投入產(chǎn)出一直比較穩(wěn)定，土地產(chǎn)出彈性介于0.121 9至0.189 4之間，其成本份額維持在11.21%到17.38%。說明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的土地產(chǎn)出率一直維持在一個(gè)較為穩(wěn)定的水平，同時(shí)其價(jià)格變化也比較平穩(wěn)，土地資源基本能夠得到有效和合理的利用，既能保證產(chǎn)出的穩(wěn)定，又能控制成本。

(三) 區(qū)域差異比較

東、中、西部農(nóng)業(yè)要素配置效率指數(shù)（AE）的測算結(jié)果如表3所示。在1991—2013年的期間內(nèi)，農(nóng)業(yè)要素配置效率增長表現(xiàn)出一定的區(qū)域差異，中部農(nóng)業(yè)要素配置效率增長明顯高于東、西部，中部AE指數(shù)平均值達(dá)到1.008 2，而東、西部AE指數(shù)平均值分別只有1.001 0和1.002 2，表明中部地區(qū)農(nóng)業(yè)要素配置優(yōu)于東、西部地區(qū)，資源使用更為合理，農(nóng)業(yè)集約化水平較高。

區(qū)域差異產(chǎn)生可歸因?yàn)椋菏紫?，中部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實(shí)現(xiàn)了物質(zhì)資本對勞動(dòng)力的替代，促進(jìn)了資源配置效率提高。中部農(nóng)業(yè)要素配置效率呈波動(dòng)上升態(tài)勢，平均增長率為0.82%，主要得益于物質(zhì)資本投入替代勞動(dòng)力投入。中部地區(qū)農(nóng)業(yè)的資本產(chǎn)出彈性由0.184 7提高到0.492 7，成本保持相對穩(wěn)定，勞動(dòng)力產(chǎn)出彈性則從0.151 3下降到0.033 6，而價(jià)格卻上漲了15.97倍。考察期內(nèi)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中資本投入增加2.52倍，同時(shí)勞動(dòng)力投入數(shù)量降低20%，實(shí)現(xiàn)了以高效資源替代低效資源，從而能夠顯著提高農(nóng)業(yè)要素配置效率。其次，西部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中土地要素過度投入，導(dǎo)致其要素配置扭曲。農(nóng)業(yè)西部農(nóng)業(yè)要素配置效率增長同樣呈波動(dòng)態(tài)勢，年均遞增0.22%。西部地區(qū)土地資源的成本份額雖然維持在11.22%至16.23%之間，但其產(chǎn)出彈性則由0.196 6下降到0.129 8，而在此期間內(nèi)土地投入量卻增加了25.89%，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)不僅沒有減少土地這種產(chǎn)出效率降低的要素資源的投入數(shù)量，反而還加大土地資源的投入，違背了要素配置的基本規(guī)律。盡管西部土地資源豐富，但是過度投入使得土地成為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的低效率資源，依靠加大土地投入在提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的同時(shí)也扭曲了要素配置，這也就是西部農(nóng)業(yè)要素配置效率增長低于中部的原因。最后，東部地區(qū)土地要素投入不足，高效資源未得到合理使用，降低了農(nóng)業(yè)要素配置效率。東部農(nóng)業(yè)要素配置效率增長緩慢，平均增長率僅為0.1%。與西部情況相反，東部農(nóng)業(yè)要素配置失衡的原因在于土地資源投入不足。東部農(nóng)業(yè)的土地產(chǎn)出彈性平均值為0.231 8，高于中、西部地區(qū)，同時(shí)，土地資源的成本份額還從13.99%下降到9.27%，土地要素價(jià)格不斷降低，但是土地資源在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的投入?yún)s降低了近10%。由于東部經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)，土地機(jī)會(huì)成本高昂，第二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展擠占了大量土地，從而使得土地這種投入產(chǎn)出效率高的資源不能得到充分利用，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)要素配置效率難以有效改善。

表3　東、中、西部農(nóng)業(yè)要素配置效率增長差異比較

五、農(nóng)業(yè)要素配置效率增長收斂性分析

一般來說，效率收斂性可以分為絕對收斂和相對收斂兩類，絕對收斂是指每個(gè)單元的效率增長都會(huì)逐漸趨于穩(wěn)態(tài)，保持穩(wěn)定的增長水平，而相對收斂則是指每個(gè)單元的效率增長分別朝各自的穩(wěn)態(tài)發(fā)展，效率增長存在一定差異。絕對收斂有σ收斂和絕對β收斂，而相對收斂則有條件β收斂。本文將綜合運(yùn)用這三種方法對農(nóng)業(yè)要素配置效率增長收斂性進(jìn)行檢驗(yàn)。

(一) σ收斂檢驗(yàn)

本文參考韓海彬和趙麗芬［20］的做法，通過標(biāo)準(zhǔn)差來進(jìn)行σ收斂檢驗(yàn)，公式定義為：式（12）中：AEi，t是第i個(gè)省份在t時(shí)間上的農(nóng)業(yè)要素配置效率指數(shù)，是同時(shí)期區(qū)域內(nèi)農(nóng)業(yè)要素配置效率指數(shù)的平均值，N是考察區(qū)域內(nèi)省份的個(gè)數(shù)。若有σt＜σt-1，則說明農(nóng)業(yè)要素配置效率增長存在σ收斂。

圖2顯示了全國和東、中、西部地區(qū)AE指數(shù)的σ收斂情況。整體上看，無論是在全國層面還是分地區(qū)層面，AE指數(shù)的σ值都呈現(xiàn)出下降趨勢，表明存在σ收斂。不過，也注意到在考察期內(nèi)σ值表現(xiàn)出一定的波動(dòng)性特征，說明這種收斂趨勢并不十分穩(wěn)定，且個(gè)別年份還出現(xiàn)過發(fā)散趨勢。因此，還需要用量化程度更高的β收斂來進(jìn)一步檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)要素配置效率增長的收斂性。

(二) 絕對β收斂檢驗(yàn)

與σ收斂檢驗(yàn)不同單元之間的效率離差是否持續(xù)下降的原理相比，β收斂主要是檢驗(yàn)效率水平較低的單元能否表現(xiàn)出更快速度的增長，逐漸趨同于考察區(qū)域內(nèi)部平均值。絕對β收斂也稱之為無條件收斂，檢驗(yàn)每個(gè)單元的效率水平能否趨于一致，保持穩(wěn)定增長。

依據(jù)Barro和Sala-I-Martin［21］的做法，絕對β收斂檢驗(yàn)可以表示為：

式（13）中：AEi，t和AEi，0分別是考察期期末和期初第i個(gè)省份的AE指數(shù)，T為考察期的時(shí)間跨度，β0是常數(shù)項(xiàng)，εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)，βa為絕對收斂系數(shù)，如果βa＜0且通過顯著性檢驗(yàn)，則表明農(nóng)業(yè)要素配置效率增長存在絕對β收斂。運(yùn)用加權(quán)最小二乘法對式（13）進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表4所示。從調(diào)整后R2值和F值來看，全國及東、中、西部地區(qū)回歸整體效果較好，White檢驗(yàn)值表明不存在異方差性，估計(jì)結(jié)果準(zhǔn)確、有效。從βa估計(jì)值上看，均為負(fù)數(shù)且在5%顯著性水平下顯著，表明無論是全國還是東、中、西部地區(qū)，農(nóng)業(yè)要素配置效率增長都存在絕對β收斂。

圖2　σ收斂檢驗(yàn)結(jié)果

表4　絕對β收斂檢驗(yàn)結(jié)果

(三) 條件β收斂檢驗(yàn)

按照Miller和Upadhyay［22］的做法，采用Panel Data固定效應(yīng)估計(jì)方法進(jìn)行條件β收斂檢驗(yàn)。這樣做的目的在于考察時(shí)間和截面兩個(gè)維度的固定效應(yīng)，不僅考慮到每個(gè)單元各自不同的效率增長穩(wěn)態(tài)，還兼顧到這種自身穩(wěn)態(tài)隨時(shí)間推移而發(fā)生的改變。條件β收斂檢驗(yàn)表示為：

式（14）中；AEi，t和AEi，t-1分別是第i個(gè)省份在t時(shí)間和t-1時(shí)間的AE指數(shù)，βi是常數(shù)項(xiàng)，εi，t為隨機(jī)誤差項(xiàng)，βr為條件收斂系數(shù)，如果βr＜0且通過顯著性檢驗(yàn)，則表明農(nóng)業(yè)要素配置效率增長存在條件β收斂。運(yùn)用Panel Data固定效應(yīng)估計(jì)方法對式（14）進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表5所示。βr估計(jì)值均小于0，且都通過1%水平的顯著性檢驗(yàn)，說明全國及東、中、西部地區(qū)農(nóng)業(yè)要素配置效率增長都存在條件β收斂。

表5　條件β收斂檢驗(yàn)結(jié)果

(四) 結(jié)果討論與分析

綜合σ收斂、絕對β收斂和條件β收斂的檢驗(yàn)結(jié)果，發(fā)現(xiàn)我國農(nóng)業(yè)要素資源配置呈現(xiàn)明顯的收斂性特征。具體而言：首先，不同地區(qū)農(nóng)業(yè)要素配置效率增長收斂于自身穩(wěn)態(tài)。從條件β收斂檢驗(yàn)結(jié)果來看，在1991—2013年的考察期間內(nèi)，各個(gè)省份農(nóng)業(yè)要素配置效率增長趨同于自身穩(wěn)態(tài)，不同省份間農(nóng)業(yè)要素配置增長表現(xiàn)出一定差異，其原因是我國地域廣袤，不同地區(qū)之間農(nóng)業(yè)資源稟賦條件具有差別，導(dǎo)致要素資源配置表現(xiàn)出差異化特征，而同一區(qū)域內(nèi)省份的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)又具有一定相似性，使得這些地區(qū)內(nèi)的各個(gè)省份農(nóng)業(yè)要素配置效率增長表現(xiàn)出收斂于自身穩(wěn)態(tài)的趨勢。其次，農(nóng)業(yè)要素配置效率增長最終趨于一致。結(jié)合σ收斂和絕對β收斂的檢驗(yàn)結(jié)果，從長期來看，所有省份農(nóng)業(yè)要素配置效率增長差異逐漸縮小，最終趨于收斂。雖然每個(gè)省份初始稟賦條件不同，但隨著市場化進(jìn)程的不斷加快，城鄉(xiāng)壁壘逐漸破除，區(qū)域間要素流動(dòng)日益頻繁，為農(nóng)業(yè)資源的合理配置創(chuàng)造出良好條件，所以，全國所有省份農(nóng)業(yè)要素配置效率在基于自身穩(wěn)態(tài)增長的前提下最終也逐步趨于一致，增長差距逐漸縮小，效率增長呈現(xiàn)絕對收斂趨勢。

六、研究結(jié)論與政策啟示

本文基于1990—2013年省級面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)分解和測算農(nóng)業(yè)要素配置效率，并對配置效率增長進(jìn)行收斂性分析。結(jié)果表明：第一，農(nóng)業(yè)要素配置效率增長呈上升趨勢，增長主要源于以物質(zhì)資本投入代替勞動(dòng)力資源。在考察期內(nèi)，AE指數(shù)分三個(gè)階段變化，除1991—2001年農(nóng)業(yè)要素配置效率為負(fù)增長外，2002—2006年和2007—2013年兩個(gè)階段農(nóng)業(yè)要素配置效率年均增長0.65%和1.47%，農(nóng)業(yè)要素配置效率正在逐漸得到改善，主要得益于增加投入產(chǎn)出高效的物質(zhì)資本的同時(shí)減少了成本費(fèi)用高昂的勞動(dòng)力投入。第二，農(nóng)業(yè)要素配置效率增長具有一定區(qū)域差異，中部地區(qū)農(nóng)業(yè)要素配置效率增長高于東、西部地區(qū)。在1991—2013年間，中部地區(qū)農(nóng)業(yè)要素配置效率平均增長率為0.82%，而東、西部地區(qū)分別為0.22% 和0.1%，原因在于作為農(nóng)業(yè)主產(chǎn)區(qū)的中部地區(qū)實(shí)現(xiàn)了以農(nóng)業(yè)物質(zhì)裝備投入替代勞動(dòng)力資源投入，農(nóng)業(yè)要素配置得以不斷優(yōu)化，而西部地區(qū)存在土地低效利用、土地資源過度投入的問題，東部地區(qū)則是受困于第二、三產(chǎn)業(yè)對土地資源的擠占，致使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中土地投入不足，制約農(nóng)業(yè)要素配置效率的提高。第三，各省份農(nóng)業(yè)要素配置效率先趨同于自身穩(wěn)態(tài)增長，最終所有省份效率增長趨于收斂。無論是全國還是東、中、西部地區(qū)，條件β收斂檢驗(yàn)結(jié)果均表明各個(gè)省份農(nóng)業(yè)要素配置效率增長表現(xiàn)出收斂于自身穩(wěn)態(tài)的趨勢，而σ收斂和絕對β收斂的檢驗(yàn)結(jié)果顯示所有省份農(nóng)業(yè)要素配置效率在基于自身穩(wěn)態(tài)增長的前提下最終也逐步趨于收斂。

根據(jù)上述結(jié)論，本文的政策啟示是應(yīng)進(jìn)一步重視和優(yōu)化農(nóng)業(yè)要素配置效率，兼顧不同地區(qū)的實(shí)際制定實(shí)施多元化措施，提高農(nóng)業(yè)集約化水平，推動(dòng)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展。具體而言，一是要引導(dǎo)土地適度規(guī)模經(jīng)營。土地資源投入應(yīng)把握好分寸，過度和不足的投入都會(huì)影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，農(nóng)業(yè)主產(chǎn)區(qū)條件較為優(yōu)越，可以采取大規(guī)模土地經(jīng)營方式，而針對其他條件較差地區(qū)則不宜大幅度擴(kuò)大土地經(jīng)營規(guī)模，城鎮(zhèn)化和工業(yè)化進(jìn)程較快地區(qū)應(yīng)注意避免對農(nóng)業(yè)土地資源的擠占，為農(nóng)業(yè)發(fā)展創(chuàng)造條件。二是要加大物質(zhì)資本的投入力度。農(nóng)業(yè)資源配置效率穩(wěn)定增長得益于物質(zhì)資本的不斷投入，未來還應(yīng)該繼續(xù)增加這種產(chǎn)出高效資源的投入力度，對于土地大規(guī)模集中經(jīng)營的農(nóng)業(yè)主產(chǎn)區(qū)，增加大型農(nóng)業(yè)機(jī)械裝備的使用，而針對其他地區(qū)應(yīng)加強(qiáng)化肥等物質(zhì)資本的投入，憑借化學(xué)化來提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，節(jié)約使用資源。三是要繼續(xù)促進(jìn)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的勞動(dòng)力依然存在過剩，投入產(chǎn)出效率不高，造成農(nóng)業(yè)資源低效利用，應(yīng)進(jìn)一步依靠新型城鎮(zhèn)化帶動(dòng)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，一方面能夠優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的要素配置，另一方面也有利于提高農(nóng)民的收入水平。四是加快農(nóng)業(yè)人力資本積累。農(nóng)民是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的主體，其自身素質(zhì)的高低直接決定了對農(nóng)業(yè)資源的配置能力，因而需要增強(qiáng)對農(nóng)民特別是專業(yè)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)大戶的培訓(xùn)力度，增加對農(nóng)業(yè)科技、教育的財(cái)政資金投入力度，培養(yǎng)一批懂生產(chǎn)、懂技術(shù)、懂經(jīng)營的高素質(zhì)農(nóng)業(yè)經(jīng)營者，加速農(nóng)村人力資本積累。

注釋：

① 本文分析中所有涉及土地、資本、勞動(dòng)力資源的產(chǎn)出彈性、產(chǎn)出份額、成本份額、價(jià)格、投入量等的相關(guān)數(shù)據(jù)均是根據(jù)表2估計(jì)結(jié)果，結(jié)合式（11）進(jìn)行計(jì)算以及對原始數(shù)據(jù)的整理得出，限于整理后的數(shù)據(jù)篇幅過大，故未完全列出。

［1］ 宋洪遠(yuǎn). 轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)發(fā)展方式 加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化［J］. 中國發(fā)展觀察，2015（2）： 7-10.

［2］ 張紅宇，張海陽，李偉毅，等. 中國特色農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化： 目標(biāo)定位與改革創(chuàng)新［J］. 中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2015（1）： 4-13.

［3］ 黃傳武，唐任伍. 我國現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的困境和出路 ［J］. 中南大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2006（5）： 563-566.

［4］ 劉奇. 中國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程中的十大困境［J］. 中國發(fā)展觀察，2015（1）： 83-86.

［5］ Schultz T W. Transforming traditional agriculture ［M］. New Haven： Yale University Press，1964.

［6］ Mellor J W. The Economics of agricultural development ［M］. Ithaca N Y： Cornell University Press，1966.

［7］ Hayami Y，Ruttan V W. Agricultural development： Aninternational perspective ［M］. Baltimore，Md/London： The Johns Hopkins Press，1971.

［8］ Farrell M. The measurement of productivity efficiency ［J］. Journal of the Royal Statistical Society，1957，120（3）： 253-290.

［9］ Kumbhakar S C，Lovell C A K. Stochastic frontier analysis ［M］. Cambridge： Cambridge University Press，2000.

［10］ Ali M，F(xiàn)linn J C. Inter-regional farm efficiency in Pakistan's Punjab： A frontier production function study ［J］. Journal of Agricultural Economics，1990，41（4）： 62-74.

［11］ Tchale H. The efficiency of smallholder agriculture in malawi ［J］. African Journal of Agriculture and Resource Economics，2009，3（2）： 101-121.

［12］ Samarajeewa S，Hailu G，Jeffrey S R，et al. Analysis of production efficiency of beef Cow/Calf farms in alberta ［J］. Applied Economics，2012，44（3）： 313-322.

［13］ Adewale A A. Economic efficiency of organic and peri-urban fadama agriculture in southwestern，nigeria： A stochastic frontier approach ［J］. Research Journal of Agriculture and Environmental Management，2014，3（2）： 82-88.

［14］ 劉晗，王釗. 農(nóng)業(yè)要素配置效率研究的文獻(xiàn)綜述［J］. 經(jīng)濟(jì)體制改革，2015（2）： 103-109.

［15］ 石慧，孟令杰，王懷明. 中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的地區(qū)差距及波動(dòng)性研究—— 基于隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)的分析［J］. 經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2008（3）： 20-33.

［16］ 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.

［17］ 張樂，曹靜. 中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長： 配置效率變化的引入——基于隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)法的實(shí)證分析［J］. 中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2013（3）： 4-15.

［18］ 劉晗，王釗，姜松. 基于隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長研究［J］. 經(jīng)濟(jì)問題探索，2015（11）： 35-42.

［19］ Battese G E，Coelli T J. Frontier production functions，technical efficiency and panel data： With application to paddy farmers in india ［J］. Journal of Productivity Analysis，1992，3（12）：153-169.

［20］ 韓海彬，趙麗芬. 環(huán)境約束下中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長及收斂分析［J］. 中國人口·資源與環(huán)境，2013（3）： 70-76.

［21］ Barro J，Sala-i-Martin X. Economic growth ［M］. New York：McGraw，1995.

［22］ Miller S，Upadhyay M. Total factor productivity and the convergence hypothesis ［J］. Journal of Macroeconomics，2002（24）： 267-286.

［編輯： 譚曉萍］

On allocation efficiency and its regional convergence of agricultural resources: Based on empirical analysis of provincial panel data

LIU Han，WANG Zhao，CAO Zhengling
（College of Economics and Management，Southwest University，Chongqing 400715，China）

Based on Chinese provincial panel data from 1990 to 2013，the present study attempts to build stochastic frontier production functions to decompose and measure the allocation efficiency of agricultural resources，and to analysize its convergence. And three results are obvious. Firstly，allocation efficiency of agricultural resources presents an uprising tendency，which is caused by substitution of material capital for human power. Secondly，regional differences in allocation efficiency of agricultural resources exist，the growth of which is higher in central districts than that in western and eastern districts. Last but not the least，allocation efficiency of the agricultural resources in each province increases steadily towards an average level for a period of time，and eventually，the efficiency growth of all provinces as a whole tends to be convergent. Accordingly，conclusions are made that in order to further optimize the allocation efficiency of agricultural resources and to propel agricultural modernization，farmers' behaviors in moderate scale management of land should be guided，the investment of physical capital needs to be increased，the transfer of rural surplus labor force remains to be promoted，and accumulation of human resource ought to be accelerated.

agriculture modernization； agricultural resources； allocation efficiency； convergence

F323.21

A

1672-3104（2016）04-0070-09

2016- 03-31；

2016-05-08

國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“農(nóng)業(yè)經(jīng)營新模式對增進(jìn)與分享規(guī)模經(jīng)濟(jì)的作用機(jī)理研究”（71473205）；教育部青年基金項(xiàng)目“農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營與金融服務(wù)共生演化機(jī)理及模式研究——基于農(nóng)業(yè)價(jià)值鏈視角”（15XJC790003）；西南大學(xué)中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專項(xiàng)資金項(xiàng)目“農(nóng)戶生產(chǎn)環(huán)節(jié)分工影響機(jī)理研究”（SWU1609241）

劉晗（1989-），男，云南個(gè)舊人，西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士研究生，主要研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策，產(chǎn)業(yè)組織理論；王釗（1957-），男，四川敘永人，西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，主要研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)，產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)；曹崢林（1988-），男，江西贛州人，西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士研究生，主要研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理