我国近海捕捞业技术效率与全要素生产率实证分析

刘栋

摘 要：利用随机前沿分析的Malmquist指数方法，对我国近海捕捞业1988—2018年沿海11省市的技术效率与全要素生产率进行了测算，对技术效率的时空差异性进行了分析。分析表明，在近海资源不断衰退的背景下，我国近海捕捞业全要素生产率不断增长，但增长速度具有明显的波动性，并逐年降低，技术进步效应远超技术效率带来的影响，但是这种效应逐年降低，技术效率变化影响比重增大并且全要素生产率、技术进步、技术效率具有明显的地域差异性。

关键词：随机前沿分析;Malmquist指数;技术效率;技术进步

文章编号：1004-7026（2020）05-0014-03         中国图书分类号：F224;F276.44         文献标志码：A

1  研究背景

近海捕捞业是海洋经济传统的支柱性行业。中国是海洋捕捞大国，海洋捕捞总量多年居世界第一。建国以来，我国近海捕捞业经历了将近30年的恢复、调整、停滞，从1978年开始，我国近海捕捞业得以大规模发展，经济收益的增加使得盲目增船增网的现象出现，造成近海资源严重衰减。那么，中国近海捕捞量的增长是源于近海捕捞技术进步还是技术效率水平的提高？中国近海捕捞业的技术效率在不同区域不同阶段有着怎样的动态变化？通过测算，定量分析我国近海捕捞业中技术效率的时空演进特征。

2  模型的建立及数据选择

选取全国及沿海11省市的近海捕捞产量（t）作为产出指标，选择近海捕捞机动渔船的数量（艘）、总吨位（t）和总功率（kW）作为资本投入的替代投入指标，选择近海捕捞专业从业人员（人）作为劳动力投入指标。选取1988—2018年共31年的相应数据，相关数据来源于《中国渔业统计年鉴》《中国渔业年鉴》、国家渔业统计数据网[1-3]。

根据Aigner等（1977）和Meeusen 等（1977）的方法，研究建立了超越对数形式的随机前沿距离函数模型，其表达形式如下。

（1）

式（1）中：分别为各省市k（k=1，2，…，12）第t（t=1，2，…，31）的产出与第n个投入变量，vk，t-uk，t为复合扰动项，其中vk，t表示随机统计误差，假定服从正态分布，即，t表示技术非效率项，被假定独立于vk，t，并且服从于在非负处截断的截断正态分布，即。

（2）

η为考虑时变性的待估参数，反映了单位时间技术效率改变的比率。用代替和式中γ代表随机扰动项中技术无效率所占的比例，且γ的取值范围为[0，1]。

根据Malmquist生产率变化指数，技术效率可以用技术非效率时实际产出的期望值与其同期完全技术有效时产出的期望值之间的比率来确定，技术效率定义为下式。

（3）

从时期t到时期t+1第i个DMU技术效率的变化可以按如下公式计算。

（4）

从时期t到时期t+1的技术变化，可通过估计的参数求时期t偏导数而计算出来。相邻时期t和t+1的技术变化值应采用几何平均值，即有下式。

（5）

根据Malmquist生产率变化指数的分解式，全要素生产率的变化表示为：

（6）

3  模型的检验与估计结果

3.1  模型设定的检验

设定的超越对数函数随机前沿模型是否合适，需要进行4步假设检验。检验结果如表1。4步检验都是采取广义似然比（LR）检验，具体表现为：LR=-2×[LnL（H0）-LnL（H1）]，其中LnL0和LnL1分别表示在零假设（H0）和备择假设（H1）下的对数似然函数值。如果零假设成立，那么检验统计量LR服从混合卡方分布，即LR～χ2 （k），其中k表示自由度即为约束条件的个数[4]。给定检验水平α，检验临界值为k个自由度混合卡方分布上的α分位数，表示为。如果，则拒绝零假设;否则，接受零假设。

所有零假设均被拒绝，表明采用的超越对数随机前沿生产函数模型较好地拟合了样本数据。

3.2  估计结果

利用Frontier4.1计量软件，估计结果如表2所示。可以看出，模型中主要指标系数在5%及1%的统计水平上都通过了t检验。技术非效率项所占比例γ=0.987在1%的水平上具有統计显著性，这表明误差主要来自于技术的非效率。技术效率趋势项η=-6.8%，数值为负且统计显著，表明在该时期内，全国沿海省市近海捕捞业的技术效率是不断下降的[5]。

3.3  实证结果

1988—2018年，我国近海捕捞业全要素生产率的年均增长为5.47%;技术表现为正增长，年均增长率为5.94%;技术效率表现为负增长，年均增长率为-0.44%。图1展示了中国近海捕捞业TFP及其分解指数的变化，可以看出，我国近海捕捞业全要素生产率均大于1，而且近海捕捞技术进步有力的推动了全要素生产率的增长，我国近海捕捞业全要素生产率的增长属于技术导向型增长[6]。

根据图2（将1989/1988年全要素生产率看作1），将1988—2008年分为3个阶段，通过表3对3个阶段进行实证分析。

一阶段为1988—1999年，波动式增长。在该阶段，近海捕捞业的全要素生产率增加速度始终在1以下大幅度波动变化，没有突破1。其中，大部分沿海省市全要素生产率都稳步增加，只有上海市出现了全要素生产率下降的状况，上海市并没有出现技术退步的状况，但是技术效率却大幅下降，从而影响了全要素生产率的增长。

二阶段为2000—2005年，突破式增长。在该阶段，近海捕捞业的全要素生产率增加速度在2002年突破1。其中，天津、上海、广西3省市出现了全要素生产率下降的情况，同时也出现了技术退步和技术效率轻微下降的趋势。

三阶段为2006—2018年，稳定式增长。在该阶段，近海捕捞业的全要素生产率增长速度于2005年落回到1以下，回落之后再次趋于稳定，在1以下徘徊。除了天津其他沿海省市的技术进步指数都大于1，说明导致全要素生产率下降的主要是技术效率不断下降，但是从全国来看我国近海捕捞业全要素生产率属于技术导向型，说明技术效率的地域差異明显。

4  结论

通过对我国近海捕捞业的省级面板数据进行基于超越对数生产函数随机前沿分析的Malmquist指数的计算，测算出我国1988—2018年11个沿海省市近海捕捞业的全要素生产率变化指数、技术进步指数、技术效率变化指数，可以得出以下结论。

（1）我国近海捕捞业全要素生产率不断增长，但增长速度具有明显的波动性，并逐年降低。说明我国近海捕捞业除了受投入要素的影响外，技术进步和技术效率带来的影响也不可忽视。

（2）我国近海捕捞业技术进步效应远超技术效率带来的影响，但是这种效应逐年降低，技术效率变化影响比重增大。我国近海捕捞业技术水平不断提高，但增长速率不断降低，导致了近海捕捞业全要素生产率随逐年递增但增长速度连年降低，技术效率水平不断下降，进一步拉低了全要素生产率的增长，并且拉低效应越来越大[4]。

（3）我国近海捕捞业全要素生产率、技术进步水平、技术效率水平具有明显的地域差异性。受近海资源存量的约束，国家限制近海捕捞的政策影响，我国各省市的近海捕捞业全要素生产率的地域差异性逐渐凸显出来。

作者简介：刘  栋（1993—），男，汉族，山东日照人，硕士研究生，研究方向：海洋产业经济。

参考文献：

[1]Aigner D， Lovell C A K， Schmidt P. Formulation and estimation of stochastic frontier production function models [J]. Journal of econometrics，1977，6（1）：21-37.

[2]Hannesson R. Bioeconomic production function in fisheries： Theoretical and empirical analysis[J]. Canadian Journal of Fisheries and Aquatic Sciences，1983，40（7）：968-982.

[3]Meeusen W， van Den Broeck J. Efficiency estimation from Cobb-Douglas production functions with composed error [J]. International economic review，1977：435-444.

[4]张成，张伟华，高志平.我国水产养殖业技术效率和全要素生产率研究[J].农业技术经济，2014（6）：38-45.

（编辑：周宏燕）

作者简介：刘  栋（1993—），男，汉族，山东日照人，硕士研究生，研究方向：海洋产业经济。