浙江省农业生产技术效率及地区差异研究

汤家忆　陶宝山

摘要：基于随机前沿模型研究浙江省区域农业生产技术效率并分析影响效率的因素。结果表明：浙江省农业生产存在较显著的效率损失，生产技术随时间的推移而缓慢上升且技术效率较高，平均为0.891，浙西地区的农业发展比浙东地区好，浙东的衢州地区农业生产技术水平最低，仅有0.693，农业生产技术效率存在明显的区域差异；种植指数和有效灌溉率是正向影响浙江省农业生产技术效率的主因，而人均国内生产总值对农业生产技术效率有一定的负向影响。

关键词：农业生产；技术效率；地区差异；随机前沿模型

一、背景

中国是一个传统的农业大国，农业人口众多，人均耕地甚少但又是其赖以生存的基础产业。从1978年实施农村改革发展农业，至20世纪90年代党的十四届五中全会提出“积极推进经济增长方式从‘粗放型到‘集约型的转变”，我国农业的基础软实力日益提高，农村市场整体体系不断完善。为满足日益增长的农业需要，农业发展更多的依靠科学技术而不局限于普通的劳作。2007年党中央一号文件提出发展现代化农业是建设我国新农村，实现社会主义农村经济又好又快发展的必由之路，也是提高农业综合竞争力、效益及提升农业科技含量的有力举措。“十二五”期间，我国严格坚持“三农”的指导方针，坚持不断加大对农业农村经济的投入。通过不断转变改革我国农业生产发展的方式，充分实现现代化农业的可持续发展建设。并通过转变城镇化的改革方式，加快促进城市农村共同发展，缩小城乡差距，从而为我国全面建成小康社会，实现全国人民共同富裕的目标打下坚实的基础。“十二五”时期党中央提出农业农村发展的奋斗目标和基本的指导思路，日益改善和提高农业基础建设和生产技术条件，使全国农业设施机械化、全面信息化水平大幅度提高，农业农作物经营的组织化、一体化程度得到进一步提升，资源可持续利用率、农用土地收货率和劳动生产率不断提升，完成现代化农业产业体系全面改革完善的目标，农作物农具防风抗险能力和农业的可持续发展能力日渐提高，农业生产的综合实力进一步改善，为社会及全国的农作物和粮食需求及食品安全提供优质保障。国务院还提出需要创新农业发展的经营方式，实现和完善农村土地承包制度，不断扩大土地经营的规模，尽快完成能全面涉及且效率高、方便快捷的新型农业服务体系，拓宽农业服务所涉及的规模，提高农业一体化经营的程度。要全面高效地促进农村经济的发展，改善农民的基本收入水平，创建一个能长期投入的农业机制，从各方面完备公共农用设施管理体制。加快推动新型农业的科技创新，增强农业科技支撑能力对整个社会的影响，促进农业发展模式的改变。因此，准确而深入地讨论区域农业生产的技术效率问题，在当前农业技术水平制约农业发展的背景下，对于进一步促进发展现代化农业，实现我国农村经济可持续发展和社会主义新农村具有重要的实际意义和价值。

国内学术界的不少学者在农业生产技术效率领域已经做了不同程度的研究和探索，代表性的文献主要有：王志刚（2013）等采用甘肃省马铃薯生产数据，对其马铃薯生产效率及影响因素进行分析和研究，發现农业劳动密集型生产使其技术效率在大规模地块相比于小规模地块受到更多的限制；陈新建（2011）等对我国柑橘生产的技术效率进行了测算和分析，得到柑橘生产技术效率随时间波动较大且地区差异明显等结论；曹跃群（2011）等对中国地区农业生产绩效的动态表现与地区差异进行研究，发现农业技术效率区域差异是农业经济地区差异形成的最重要原因。从研究成果来看，理论上的概述较为全面，但大多采用定性的分析方法，定量分析中多是从时间维度或者不同地域进行计量分析，针对浙江省地区农业生产技术效率的研究相对缺乏，也缺少对技术效率之间关系和地区差异性比较的讨论。鉴于此，本文以浙江省11个地区农业生产为例，运用随机前沿模型对浙江省农业生产技术效率及其影响因素进行探索和分析，并采用系统聚类方法对各地区农业生产技术效率的区域差异进行归类和分析，最后提出具体的政治建议。

二、农业生产技术效率测定的理论模型

农业生产技术效率是指技术效率在农业方面的实际运用。技术效率是由英国经济学家Farrell在1957年第一次从生产投入的视角提出，他提出的技术效率是在生产投入要素不变的环境下，按既定的比例投入要素，实际生产产出与在相同假设和相同投入情况下的最大可能的产出比值；技术无效率即为生产的最大产出与实际生产过程中的产出的差距与最大产出的比率。技术效率所表示的即为某个生产单位在给定一定量的生产投入条件下获得最大产出的本领。若某个物体其实际条件下的农业生产函数与其技术前沿曲线之间的距离越靠近，则表明该经济体的生产效率越高。

利用顾乃华等人提出的分析框架，A和B省的农业劳动生产率的变化可以表示如下：

YB-YA=（YA′-YA）+（YAB-YA′）+（YB-YAB）=（TEA-TEB）+ΔYK+ΔTP（1）

其中，（TEA-TEB）表示A、B省的技术效率差距；（YAB-YA′）=ΔYK，表示资本密集度差异对应的农业劳动生产率差距；（YB′-YAB）=ΔTP，表示技术前沿差异对应的农业劳动生产率差距。

若A、B两省的农业劳动生产率差距主要由ΔYK引起，则判断B省农业生产率较A省高的关键原因是B省实行“依靠大量农业投入保求增长”的粗放型发展模式，按照Wu（2003），这种模式生产的劳动生产率往往不能持久。若A、B两省的农业劳动生产率差距主要源于ΔTP和（TEA-TEB），则说明B省的农业生产比A省更有效率，该原因引起的差异有较强较持久的农业可持续性。

本文根据研究的取向和需求，以Battese和Coelli提出的随机前沿函数为标准（1995年）。该模型最大的优点在于能将农业生产前沿函数和技术无效率函数的参数同时进行估计。模型表达：

yit=f（xit）exp（θit-μit）（2）

（2）式中，i和t分别表示地区和时间，y是农业产出，x是农业投入。在实际应用中，随机变量θ服从均值为零，方差为σ的正态分布，即为θit～N（0，σ），μit反映在t时期仅仅影响i省的随机因素，假定其服从均值为Mit，方差为σ的半正态分布。endprint

模型（2）式中，Mit=zitc即为农业生产的效率损失函数，zit是对各地区技术效率水平产生影响的变量，c为对应的待估参数，反映各个变量对农业生产技术效率的影响，若其为正值则说明该变量对农业生产技术效率有负向的影响。

令σ2=σ+σ，γ=（0≤γ≤1），可以采用统计量γ检验该模型是否合理。若γ值越接近于1，则说明估计测量的误差主要由可控因素引起，表示采用该随机前沿模型越合适。

三、数据说明和模型设定

（一） 变量选择和数据说明

本研究将农业生产总产出和生产投入作为变量来建立生产函数，各个主要变量的定义见下：1.农业产出。本文的农业总产出以2000年不变价格的农林牧渔副总产值表示。2.农业投入。农业投入变量包括农业投资额、农用化肥、土地、农业机械动力和劳动等。投资额用农业资本存量表示；化肥投入用当年农业使用化肥的总施用量表示，包括氮肥、磷肥、钾肥和复合肥等；土地投入用农作物播种面积表示，能更加实际的表明土地投入量；农业机械动力投入量用农业机械运用总动力表示；劳动投入用农林牧渔副业的各从业人数表示。

根据实际的农业生产，本文从以下几个因素来考察影响农业生产技术的效率：1.农业人均播种面积（lmit），即农作物播种面积/农林牧渔副业从业人数；2.农业人均化肥施用量（lfit），即农用化肥总施用量/农林牧渔副业从业人数；3.农业人均机械总动力（ljit），即农业机械总动力/农林牧渔副业从业人数；4.种植指数（zsit），即农作物播种面积/耕地面积，反映农业耕地利用的程度大小；5.人均国内生产总值（gdpit），反映地区经济的总体发展水平；6.有效灌溉率（ygit），即农业有效灌溉面积/耕地面积，反映基础设施条件在农业劳动生产方面的比重；7.政府变量（I），表示政府对农业生产方面的干涉和影响，本文以每个“五年计划”为标志，2000年政府变量取值为0，2001～2005年（即“十五计划”）取为1，2006～2010年取为2，2011年取为3；8.时间趋势（N），表示其他因素对农业生产技术效率的趋势性影响。我们引入时间虚拟变量N（2000）、N（2001）……N（2010），比如2000年，则N（2000）=1，否则M（2000）=0，其他虚拟变量依此类推。

对于农业资本存量数据，本文采用格德史密斯（Goldsmith，1951）开创的“永续盘存法”估算浙江省各地区的资本存量，其资本投入量的估算公式为：K（t）=K（t-1）+I（t）-K（t-1）δ。其中K（t），K（t-1）分别表示第t年，第t-1年的资本存量，I（t）表示本期新增投资，δ表示第t年的折旧率。本研究以2000年不变价格对2000～2011年浙江省各地区资本存量进行换算。关于折旧率δ，参照张军（2004）求得的各省固定资本形成总额的折旧率为9.6%。

本文采用浙江省11个地区2000～2011年的平行数据，农林牧渔副业总产值、农业投资额、农用化肥施用量、农作物播种面积、农业机械总动力、农林牧渔副业从业人员、人均国内生产总值等数据都来自2001～2012年《浙江省统计年鉴》，农业人均播种面积、农业人均化肥施用量、种植指数等数据均根据《浙江省统计年鉴》相关数据进行计算得到。

（二）计量模型设定

在构建实际的经济计量模型时，需要首先考虑生产函数的形式，并对其进行假设和选定。本文选用形式较为活跃的超越对数函数形式的随机前沿生产函数模型，该模型的具体形式为：

lnyit=β00+β01lnTit+β02lnFit+β03lnMit+β04lnJit+β05lnLit+β12lnTitlnFit+β13lnTitlnMit+β14lnTitlnJit+β15lnTitlnLit+β23lnFitlnMit+β24lnFitlnJit+β25lnFitlnLit+β34lnMitlnJit+β35lnMitlnLit+β45lnJitlnLit+β11（lnTit）2+β22（lnFit）2+β33（lnMit）2+β44（lnJit）2+β55（lnLit）2+β06I+ρ1N（2000）+ρ2N（2001）+ρ3N（2002）+ρ4N（2003）+ρ5N（2004）+ρ6N（2005）+ρ7N（2006）+ρ8N（2007）+ρ9N（2008）+ρ10N（2009）+ρ11N（2010）+（θit-μit） （3）

式中，i和t表示地區和时间，y表示农业总产出（亿元），T表示农业投资额（万元），F表示农用化肥总施用量（吨），M表示农作物播种面积（千公顷），J表示农业机械总动力（万千瓦），L表示农林牧渔副业从业人员（万人），I为政府变量，表示各地区间的条件差异，N为时间趋势，反应技术的进步对农业生产效率的作用。

效率损失函数为：

Mit=?0+?1lmit+?2lfit+?3ljit+?4zsit+?5gdpit+?6ygit+?7I+?8N（4）

四、模型估计结果

本文采用随机前沿分析软件Frontier4.1对求解模型（3）式得，γ=0.9995统计检验在1%检验水平下显著不为0。表明影响浙江省农业随机前沿生产函数的生产技术效率损失确实存在，其中的误差项主要来自技术效率损失μ，占99.95%，而只有不到1%来自随机误差θ的变异作用。同时对数似然比函数值也表明选择建立该随机前沿生产函数是合理正确的。

从随机前沿生产函数的估计结果来看，农用化肥总施用量（F）、农业机械总动力（J）、农林牧渔业从业人员（L）与农业总产出y显著相关。其中，农业化肥总施用量与农业总产出正相关，也就是说农业化肥施用量的增加，对农业总产出增加的影响是高度显著的；农业机械总动力与农业总产出正相关，这一方面说明机械动力的投入在农业生产过程中表现出越来越重要的地位，在以后的农业劳作中人们将机械动力代替手工劳作，加快生产速度，从提高生产效率的角度来看，则可以看出机械总动力的投入增加将是农业生产的另一个增长点；农林牧渔业从业人员与农业总产出负相关，这说明从业人员的增加对农业总产出无推动作用，这主要是因为农业生产劳动中大多的青年劳动力选择外出打工劳动，从而大量农村人选择进行非农业劳作，而农业总产出主要依靠机械总动力的投入。模型中lnTit，lnMit，lnTit*lnFit，（lnJit）2等二次变量不显著，一方面的原因可能是模型是变量间的替换和补充关系所影响，另一方面可能是统计采集和数据处理过程中存在误差。endprint

所有的时间趋势虚拟变化的系数在1%的显著水平下均不为0，表明浙江省农业生产技术水平随时间的变化而缓慢上升。政府变量也高度显著，这说明政府对农业方面的政策改革有助于农业总产出的增加，“十一五”期间浙江省各个地区认真贯彻和落实科学发展观，出台一系列政策落实和发展农业生产，从而进一步推进了浙江省农业生产总值的增加和农业技术生产水平的提高。

对效率函数（4）式求解发现，解释变量人均国内生产总值gdpit为正值，且统计上显著，种植指数zs、有效灌溉率ygit为负值，且统计上显著。其他解释变量均不显著。人均国内生产总值gdpit为正值，且统计上显著，表示该地区的经济发展几乎不对农业生产造成影响，不能促进农业可持续生产。由于现实中经济的飞速发展给农业生产带来一定的负面作用，例如工商业的发展促使农村大量劳动人力从事非农业产业，进而在一定程度上抑制了农业生产技术效率的提高和农业经济的发展；但另一方面，工商业的快速发展最终带来城市化的，社会经济的进一步快速发展为农业生产的提高提供了广大的市场和空间，从而影响系数偏小，符合假设。种植指数zs为负值，统计上显著，说明在农业生产过程中的种植指数对农业生产效率有着较大的负面影响。种植指数表示农业生产作物耕种面积与耕地面积的比值，在一定程度上反映耕地利用的多少，表示对相同耕地的耕作频率越高，土地的利用程度越高，则对农业生产中农民的生产技术和效率提供更好更有利的条件，也更利于有效的利用农业的自然条件。符合本文假设。有效灌溉率ygit为负值，统计显著，说明有效灌溉率高的地区农业生产效率也较高。有效灌溉率即为农业有效灌溉面积与土地耕地面积的比值，反映农业生产技术水平的基础条件，表明有效的灌溉比率高的地区，农业生产的基础设施较好，其农业利用的专业化程度也较高，进而该地区农业生产的效率也较高。自改革开放以来，浙江省的排水灌溉浇灌设备在一定程度上得到较大的改善和改进，为农业生产技术效率的提高和实现农业经济可持续发展提供保障。这与现实相符。

根据历史的划分，以钱塘江为分界线将浙江分为浙东和浙西两部分。浙西包括杭州、嘉兴、湖州这三个地区，浙东包括宁波、绍兴、舟山等其他地区。计算得浙江省农业的平均生产技术效率水平为0.8906，这表明按当前的农业生产条件和技术，若消除其在农业生产技术效率水平上的损失，则浙江省农业总产值能提高10.94%，还有较大的上升空间和能力。从数据看到浙西地区的农业生产技术水平较浙东地区高14.19%，说明浙西地区的农业发展较好，有一定的前景。浙东的衢州地区农业生产技术水平最低，仅有0.6927，而浙西三地区的农业生产技术水平均高于浙东任一地区，均高于0.99。

再采用系统聚类，通过观察数据特征，将浙江省分为三类较为合适，对各地区农业技术效率的平均值依据Ward聚类方法进行聚类分析，聚类结果显示：浙江省被分为三类，第一类以宁波、杭州等7个地区为代表，农业生产技术效率较高，平均为0.9760，占浙江省的63.64%；第二类以温州、金华2个地区作为代表，农业技术效率位于中等水平，平均为0.7798，占浙江省的18.18%；第三类以衢州、丽水2个地区作为代表，农业生产技术效率较低，平均为0.7025，占浙江省的18.18%。这说明浙江省农业生产技术效率和当地总体的经济发展程度及其所处的地理位置有一定的关联，经济高速发展地区的农业生产技术效率高于经济水平相对落后的地区。

五、结语

本文利用2000～2011年浙江省11个地区的面板数据，将随机前沿生产函数运用于浙江省农业生产的研究中，探究了浙江省农业生产技术效率的变动以及各地区生产条件和因素的差异，同时分析对浙江省农业生产效率起到影响的关键因素。

1. 浙江省农业生产存在较为明显的效率损失，其中随机前沿生产函数中二次项的差异主要由农业技术效率的损失所引起。浙江省平均农业生产技术随着时间的推移而缓慢上升。

2. 浙江省农业生产技术效率较高，平均为0.891，但还有10.94%的上升空间。浙西地区的农业发展比浙东地区好，浙西三个地区的农業生产技术水平均高于0.99，而浙东的衢州地区农业生产技术水平最低，仅有0.693。浙江省农业生产技术效率还存在一定的区域差异，农业生产技术效率水平和当地的经济发展程度及其地理因素有一定的关联，可知经济快速发展地区的农业生产技术效率相较于经济落后地区的程度高。

3. 在影响农业生产技术效率的主要因素中，农业种植指数和有效灌溉率是主要正向影响浙江省农业生产技术效率的原因，而人均国内生产总值对农业生产技术效率有一定的负向影响。因此，提高种植指数和有效灌溉率是有效发展浙江省农业生产技术效率水平的最为可取有效的办法，而进一步增加农用化肥总施用量和农业机械总动力等对农业总产出有也一定的积极作用。

参考文献：

[1]王志刚，李腾飞，黄圣男，等.基于随机前沿模型的农业生产技术效率研究——来自甘肃省定西市马铃薯生产的数据[J].华中农业大学学报：社会科学版， 2013（05）.

[2]陈新建，曾继吾，金燕，等.基于随机前沿生产函数的柑橘生产技术效率分析[J].浙江农业学报，2011（05）.

[3]曹跃群，蒋为，张卫国.中国农业科技利用效率和地区差异——基于随机前沿模型的实证研究[J].科技与经济，2011（01）.

[4]顾乃华，李江帆.中国服务业技术效率区域差异的实证分析[J].经济研究，2006（01）.

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[6]雷贵荣，胡震云，韩刚.基于 SFA的农业用水技术效率和节水潜力研究[J].水利经济，2010（01）.

[7]张军，吴桂英，张吉鹏.中国省际物质资本存量估算：1952～2000[J].经济研究， 2004（10）.

（作者单位：浙江农林大学经济管理学院）endprint