技术进步、技术效率与中国农业生产率增长——基于DEA的实证分析，本文主要内容关键词为：生产率论文,实证论文,中国农业论文,技术进步论文,效率论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号 F323.3 文献标识码 A
引言
党的十七届三中全会通过了《中共中央关于推进农村改革发展若干重大问题的决定》，文件指出：“发展现代农业，必须按照高产、优质、高效、生态、安全的要求，加快转变农业发展方式，推进农业科技进步和创新，加强农业物质技术装备，健全农业产业体系，提高土地产出率、资源利用率、劳动生产率，增强农业抗风险能力、国际竞争能力、可持续发展能力”。由此可见，发展现代农业关键在于转变农业增长方式。农业产出的增长一是农业投入带来的增长；二是农业全要素生产率带来的增长。转变农业增长方式就是农业增长由主要依靠投入增长推动转向主要依靠全要素生产率推动。为此，客观评价和分析我国农业全要素生产率的变化具有重要实际意义。
改革开放以来，中国农业生产率的演变引起了许多经济学家的关注。McMillan等(1989)发现，1978～1984年中国农业生产率增长的78%可以用家庭联产承包责任制的采用来解释，22%归功于农产品价格上升所致。Fan(1991)估计，制度变迁解释了中国农业生产率增长的63%，技术进步解释了剩下的37%。林毅夫(1994)发现，中国农村集体化的解体促进了中国农业全要素生产率的增长，并解释了1978～1984年中国农业产出增长的48.64%，国家牌价调整对农业产出增长也有重要作用。然而，其他市场导向性改革措施对农业产出和生产率增长贡献甚小。Fleisher等(1992)发现，中国农村家庭小块土地的整合能够对中国农业生产率有显著影响。Wang等(1996)构建了一个影子价格——利润前沿模型，检验中国农村家庭农业生产效率，发现农户家庭资源禀赋与教育水平是影响中国农户配置效率的重要因素，市场扭曲程度的降低能够促进农业技术效率和配置效率。Rozelle和黄季焜(2005)使用标准的狄威西亚指数(Divisia Index)计算，发现中国主要粮食的全要素生产率以每年2%的速率增长。他们认为，虽然投入增长是过去20多年里中国农业产出增长的重要原因，但未来中国农业的发展不能再依赖于投入，由于肥料和农药的大量使用意味着产出的增长不可能得以持续，而且其他因素，如环境意识和资源的约束也要求减少投入。因此，未来中国农业的发展出路在于农业全要素生产率的增长和对产出贡献的增加。陈卫平(2006)运用非参数的曼奎斯特指数(Malmqusit Index)，研究了1990～2003年间中国农业全要素生产率的增长及其构成的时序成长和空间分布特征。从1990～2003年的13年，中国农业全要素生产率平均每年增长2.59%。从构成上看，农业生产率的增长主要是由技术进步导致的，而不是来自技术效率的改善。1990～2003年，中国农业技术进步指数年均增长5.48%，农业技术效率指数反而年均下降2.78%。李静和孟令杰(2006)使用非参数的HMB生产率指数方法，考察了中国改革开放以来1978～2004年农业全要素生产率的变化趋势。发现中国农业全要素生产率总体上保持了健康的增长速度，年均增长2.2%左右。从生产率增长变化的分解来看，技术进步是惟一促进中国农业全要素生产率保持增长的决定力量，年均增长3.3%，技术效率的下滑则使得农业全要素生产率年均下降1.4%左右，规模效应和投入产出混合效应几乎没有什么影响。
现有文献肯定了1978～1984年间中国农村制度变革对中国农业产出和全要素生产率增长的影响。同时，现有文献认为，1990年以来中国农业产出增长和全要素生产率增进主要来自中国农业技术进步，而不是制度变革所带来的技术效率改进。
本文主要运用面板数据对中国农业的全要素生产率进行实证研究，试图从以下几个方面对现有文献进行拓展：①利用曼奎斯特指数(Malmqusit Index)系统地研究改革开放至今的中国农业全要素生产率的演进。之前的研究从时间维度看主要集中在1952～1995年，本文把研究集中在1978～2005年。②本文集中考察政府政策变革对农业全要素生产率及其构成的影响。中国农业的高速增长始于农村改革，新世纪伊始中国农业、农村和农民问题又成为政府关注的核心，因此，关注政府政策对农业全要素生产率的影响意义重大。
一、研究方法与数据处理
1.全要素生产率测算的基本思想
对经济增长源泉的研究一直是经济学研究的核心问题之一。古典经济学家斯密的奠基之作——《国民财富的性质与原因研究》的核心问题实际就是经济增长。斯密认为，分工是效率的惟一源泉，分工受到市场规模的限制，而市场规模又是由分工决定的，这就是著名的斯密定理。斯密强调了分工与专业化对经济增长的重要作用。但是，经济学研究的重心随着“边际革命”由动态经济增长问题转向静态资源配置问题。直到二战结束，经济增长问题才重新引起经济学家的关注。哈罗德—多马模型强调了资本积累对经济增长的重要作用。而索洛从新古典生产函数出发，对经济增长的源泉进行了估算，试图揭示决定经济增长过程的各种因素。在进行经济增长核算过程中，“索洛残差”被发现，也即不能被现有经济增长因素解释的部分索洛把它归结为科学技术进步的贡献，后来的研究证实了索洛的研究结果。由此可见，决定经济增长的因素除了各种生产要素投入外，还有科学技术对要素投入效率的重要影响。这种研究思路建立在传统生产理论的基本假设基础上，其认为，企业在生产时总是具有完全效率，也即企业产出增长包括两个部分：一是沿着生产函数运动，即投入增加所致；二是生产函数的转变，即科学技术进步导致的技术效率提高。这样，科学技术进步所导致的效率提高就可以利用产出的增长与所有要素投入增长的加权平均数的差来表示，也即全要素生产率。
图1 产出增长的源泉：投入、技术进步与技术效率
但是，假设所有企业都处在效率边界上是非常不实际的。企业的现实产出水平与潜在产出水平的不同
同
等(1978)一样，我们利用一种增强的曼奎斯特生产率指数分解方法来分析中国29个省份农业产出的生产率增长。在此，我们把技术效率增进分成两个部分：纯效率增进和规模改变带来的效率增进。
这里，EFFCH表示规模报酬不变条件下计算的技术效率增进。
3.数据来源及其处理
本文所使用的数据是中国大陆31个省、市、自治区1978～2005年农业投入和产出的数据。在实际测算过程中，我们把海南并入广东、重庆并入四川进行计算，实际是29个省、直辖市和自治区数据。研究中所有数据来自《中国统计年鉴》和《新中国五十年统计资料汇编》。本研究所使用的农业产出和投入变量定义如下：
(1)农业产出变量。农业产出是以1978年不变价格计算的GDP中第一产业产值。根据《中国统计年鉴》统计指标解释，这里第一产业是指农、林、牧、渔业。这与很多研究中国农业生产率的相关文献不同，它们采用的是农、林、牧、渔总产值作为农业产出的度量指标，而采用GDP中第一产业产值避免了总产值中所包含的农业投入价值。
(2)农业投入变量。农业投入包括土地、劳动力、机械、化肥和役畜等五种投入。①土地投入：以农作物总播种面积而不是可耕地面积计算，因为耕地存在复种指数的差别，同时还存在抛荒和半抛荒等现象，因此，可耕地不是反映农业土地投入的一个好指标。②劳动投入：以乡村年底农、林、牧、渔从业人员数计算，其中乡村工业和服务业就业人员不包括在内。1978年和1984年乡村年底农、林、牧、渔从业人员数采用的是《新中国五十年统计资料汇编》中各省第一产业从业人员数。天津1984年和1978年第一产业从业人员数空缺，在实际计算中，笔者按照1985年第一产业从业人数占总从业人数的比乘以1978年和1984年天津总从业人员作为1978年和1984年从业人员值。广西1978年数据空缺，在实际计算中，笔者按照1980年第一产业从业人员在总从业人员中的比乘以1978年广西总从业人员作为1978年值。甘肃1978年数据空缺，在实际计算中，笔者按照1983年第一产业从业人员在总从业人员中的比乘以1978年甘肃总从业人员作为1978年值。③机械动力投入：主要用于农、林、牧、渔业的各种动力机械的动力总和。包括耕作机械、排灌机械、收获机械、农用运输机械、植物保护机械、牧业机械、林业机械、渔业机械和其他农业机械（内燃机按引擎马力折成瓦计算、电动机按功率折成瓦计算）。不包括专门用于乡、镇、村、组办工业、基本建设、非农业运输、科学试验和教学等非农业生产方面用的动力机械与作业机械。这个指标的统计数据主要来源于农机部门。由于1984年和1997年西藏农业机械总动力没有统计，在实际计算中，笔者利用各年前后两年的平均值作为西藏农业机械总动力值；西藏1978年农业机械总动力均没有统计，在实际计算过程中，笔者采用了1981年农业机械值作为替代。④化肥投入：指本年内实际用于农业生产的化肥数量，包括氮肥、磷肥、钾肥和复合肥。化肥施用量要求按折纯量计算数量。折纯量是指把氮肥、磷肥、钾肥分别按含氮、含五氧化二磷、含氧化钾的百分之百成分进行折算后的数量。复合肥按其所含主要成分折算。公式为：
折纯量＝实物量×某种化肥有效成分含量的百分比
其中，有些省、直辖市和自治区化肥施用量1978年和1984年数据空缺，在实际计算中，分别做如下处理：西藏1978年和1984年数据均空缺，由于西藏化肥施用量较低，笔者用1990年数据代替；湖北、广西和新疆化肥施用量1978年数据空缺，用1979年数据代替；辽宁1978年数据空缺，用1980年数据代替。⑤役畜投入：主要用于农业生产和农业运输。在《中国统计年鉴》中，役畜投入是以“农村居民家庭平均每百户拥有主要固定资产数量（年底数）”统计的，由于各个省份统计标准相同，在实际计算中，笔者没有再作处理。但是，上海2001年之后数据空缺，我们使用以前各年的役畜数量的算术平均数代替。
二、估算结果与分析
1.全国整体农业要素生产率增长及其构成
为反映出全国总体层次上的农业全要素生产率的增长及其构成的变化，我们运用几何平均法对各年度全国所有省、自治区、直辖市的农业曼奎斯特生产率指数值、农业技术进步指数值、农业技术效率增进指数值、纯效率增进指数值和规模效率增进指数值分别进行处理，得到各年度全国相应的值。如果是分析跨时期的情况，我们首先计算出该时期各省、自治区、直辖市的农业全要素生产率及其构成的指数值，然后再进行几何平均。
从表1可以看出，中国农业全要素生产率在1978～2005共27年间，年均增长率为3.3%。而同期中国农业年均增长率为6.44%，表明中国农业年均增长率的51.24%是中国农业全要素生产率增长贡献的。由此可见，中国农业发展的主要推动力来源于全要素生产率的进步。而在农业全要素生产率3.3个百分点中技术进步贡献了1.7个百分点，对中国农业年均增长率的贡献是26.4%；技术效率增进贡献了1.6个百分点，对中国农业年均增长率的贡献是24.84%。而在农业技术效率增进中，纯技术效率增进指数年均增长1%，而规模效率指数年均增长0.6%，表明中国农业适度规模经营在缓慢地推行。
然而，中国农业全要素生产率增长具有明显的波动性。1978～1984年，中国农村开始改革，家庭联产承包责任制从萌芽到全面铺开。家庭联产承包责任制的实施改变了中国农民的激励结构，导致农民采用新技术的动机增强，推动中国农业生产前沿面的外移①，使农业生产率在这6年中增长迅速，全要素生产率年均增长达到6%。随家庭联产承包责任制在中国的全面铺开，中国改革的重点由农村向城市转移，惠农政策逐渐减少，如农产品收购价格的提高等，导致中国农业全要素生产率在1984～1989年间迅速下降，年均增长率仅为0.4%。但是，由于1978～1984年的高速增长，1978～1989年间中国农业全要素生产率保持了3.9%的稳健迅速增长。1984～1989年中国农业生产率增长的减速，导致1990年代前半期中国农产品供不应求，特别是1993年底粮食价格迅速上升。为了保证粮食价格供应，中央政府采取了如下措施：①提高政府合同定购粮的收购价格，1994年收购价比上年提高了46.6%，1995年比上年提高了29%，1996年又比上年提高了5.8%；②允许地方政府根据实际情况对定购粮的收购价格给予价格补贴（吴敬琏，2004）。这些政策措施大大提高了农民种粮积极性，因此，1989～1995年中国农业全要素生产率保持了3.3%的年均增长率。而1990年代后半期，中国农业前半期的粮食丰收导致的“卖粮难”及农业结构性矛盾致使农民增产不增收问题严重，影响了农民生产积极性，并防碍了农民对农业的投资和农业新技术的采用，导致这一阶段中国农业全要素生产率的迅速降低，1995～2000年中国农业全要素生产率年均增长仅0.2%。进入新世纪，“三农”问题成为中国政府面对的最大挑战，为此，一系列惠农政策相继出台，如减免农业税、增加农业补贴等，这些政策的实施重新提高了农民的生产积极性，中国农业全要素生产率再次迅速上升，2000～2005年中国农业全要素生产率年均增长3.8%，远远高于1989～2000年的年均2%。
中国农业全要素生产率增长在不同阶段的源泉不同。1978～1984年，中国农业全要素生产率指数的增长源泉在于技术进步，技术进步指数年均增长7.5%，而技术效率增进指数年均降低1.3%。可能的原因在于，改革以后农业新技术推广速度加快，如杂交水稻的推广，导致农业生产前沿面的外移，而同期家庭联产承包责任制还在逐步推广，还没有在全国完全实行，农业对生产前沿追赶的积极性还没有充分发挥。1984～1989年农业全要素生产率增长主要源泉在于农业技术效率增进，年均增长13.6%，而技术进步指数年均降低11.6%，正是技术效率增进有效地弥补了中国农业技术创新的不足。可能原因在于，家庭联产责任制导致农民生产积极性的提高，从而对生产前沿面的追赶加速，导致技术效率迅速提高。但是，同期新技术的推广因农村集体作用的弱化而下降，同时像杂交水稻这样的重大创新不再。1989～2005年中国农业全要素生产率的增长主要动力在于技术创新带来的效率提高，在此期间，中国农业技术进步指数年均增长3.1%，而技术效率变化指数年均降低1%，所以，中国农业全要素生产率1989～2005年的年均增长率仅为2%，远远落后于1978～1989年。中国农业技术进步和农业技术效率退化现象并存，表明中国对现有农业技术的推广和扩散是不成功的（陈卫平，2006）。可能的主要原因在于，随中国第二、三产业的发展，经营农业的比较利益降低，致使农村人力资本存量水平下降和农民经营农业的积极性降低，二者共同导致农业技术效率的退化。但是，如果我们把考察时间放在整个改革开放时期（1978～2005年），中国农业并不存在技术进步与技术效率退化并存的现象，这种现象主要在20世纪90年代出现，整个20世纪90年代有6年农业技术效率退化，而到新世纪，中国农业技术效率增进指数为0.8%，并不存在技术效率退化现象。
2.各省、直辖市和自治区农业全要素生产率及其构成
表2给出了1978～2005年中国各省、直辖市、自治区，和按东、中、西划分的区域农业全要素生产率的增长及其构成变化的计算结果。从1978～2005年，测算的中国29个省、直辖市和自治区的农业全要素生产率仅云南和贵州两省出现了负增长，其他27个省、直辖市和自治区都实现了正增长。如果按照东、中、西三个区域看，三个区域的农业全要素生产率都实现了正增长，其中东部地区增长最快，年均增长4.9%，西部地区次之，年均增长2.6%，中部地区表现最差，年均增长2.4%。但是，如果把1978～2005年分为三个阶段：1978～1989年、1989～2000年和2000～2005年，其中西部仅在1978～1989年增长速度快于中部地区，其他两个阶段都低于中部地区。从全要素生产率增长速度看，各省、直辖市和自治区之间增长速度差异很大，增长最快的前十名有7个在东部地区，其余都在西部地区。最快的北京市年均增长6.8%，增长最慢的是云南省，年均增长-1%。从农业全要素生产率增长的区域特征可以看出，作为中国粮油棉的主产区的中部地区农业全要素生产率增长却最为缓慢，这必将影响到中国的粮食安全和粮油棉等居民基本必需品的供给。同时，从农业也可以看出中部地区的“塌陷”。
如果仍然以东、中、西三个地区作为分析单位，1978～1989年、1989～2000年和2000～2005年三个时期的农业全要素生产率增长在三个地区都呈现“U”型演进轨迹。但是，如果从各个省、直辖市和自治区的单独演进看，这种规律并不明显。其中，三阶段持续上升的省份有：黑龙江、河北、四川和浙江；三阶段持续降低的有：辽宁、上海、福建、广东、贵州和甘肃；先升后降呈倒“U”型的有：吉林、江西、云南和西藏。由此可见，中国农业全要素生产率的演进规律在各省、直辖市和自治区之间呈现多元化。
最后，从农业全要素生产率的构成看，在1978～2005年整个改革开放期间，并没有发现农业技术退化现象，农业技术进步和农业技术效率增进对全要素生产率增长的贡献基本是平分秋色。在整个改革开放期间，出现农业技术退化的省、直辖市和自治区仅仅有黑龙江、安徽和云南三省。从东、中、西三个区域来看，出现普遍的农业技术退化现象仅仅出现在1989～2000年。
三、结论
本文运用非参数的曼奎斯特生产率指数方法，测算了中国1978～2005年间农业全要素生产率的时序演进和空间分布的基本特征，得到如下主要结论：
第一，改革开放以来，中国农业全要素生产率保持了快速和健康地增长，在1978～2005年间年均增长3.3%，贡献了中国农业年均增长率的51.24%。由此可见，中国农业发展的主要推动力来源于全要素生产率的进步。如果把1978～2005年分成1978～1989年、1989～2000年和2000～2005年三个阶段，中国农业全要素生产率呈现“U”型演进轨迹。1978～1989年间增长最快，年均增长率3.9%；1989～2000年的整个20世纪90年代增长速度放慢，年均增长率仅仅2%，有的年份甚至负增长，如1992、1993、1997和2000年。新世纪开始，增长再度开始加速，年均增长达到3.8%。纵观本研究和相关研究结果，基本认为改革开放以来中国农业全要素生产率总体上保持了一个健康的增长速度。但是，由于所选研究时段、研究方法等的不同，导致了中国农业全要素生产率的估算结果的不一致。例如，李静和孟令杰(2006)认为，在1978～2004年间中国农业全要素生产率年均增长2.2%，与我们的结果相差约1个百分点。可能的原因有：①两种研究采用的方法不同，李静和孟令杰采用的是HMB生产率指数，而我们采用的是曼奎斯特生产率指数；②李静和孟令杰文包含了有效灌溉面积，而我们没有。之所以在投入要素中没有包括有效灌溉面积，是因为农作物总播种面积中已经包括了有效灌溉部分，同时，机械动力也已经在一定程度上包括了灌溉投入。为此，单独把有效灌溉面积作为一种投入导致了投入的重复计算，从而使全要素生产率被低估。
第二，从农业全要素生产率的构成看，农业技术进步和技术效率增进对其增长的贡献基本平分秋色，在1978～2005年间，中国农业全要素生产率年均增长3.3%，其中农业技术进步年均增长1.7%，而农业技术效率增进年均增长1.6%。但是，如果分1978～1989年、1989～2000年和2000～2005年三个时段看，农业技术进步和技术效率增进在不同时段对农业全要素生产率增长的影响是不同的。1978～1989年农业全要素生产率增长的主要源泉是农业技术效率增进，而1989～2000年间主要来源是农业技术进步，2000～2005年间主要来源是农业技术进步，但是，农业技术效率也有年均0.8%的增长。这也是我们的结论与李静和孟令杰(2006)及陈卫平(2006)的不同之处。与陈卫平的不同可能源于所选研究时段的不同，他的研究时段是1990～2003年，而我们是1978～2005年。从我们的研究看，1989～2000年间确实存在技术退化和技术进步并存现象，但是，如果研究时段是1978～2005年，这种现象是不存在的。而李静和孟令杰的研究认为，在1978～2004年间，技术效率的下滑使得TFP年均下降1.4%左右，这与我们的研究结论相反。除了上述两个原因之外，还可能因为他们把全要素生产率增长分解成技术进步、技术效率、规模变化和投入产出混合效应四个部分，而我们的研究则把其分解成技术进步和技术效率两个部分，而技术效率又分解为纯技术效率与规模效应。根据李静和孟令杰的研究，尽管很小，但是规模变化和投入产出混合效应在1978～2004年间还是实现了年均0.3%的增长，如果把这二者纳入到技术效率的话，可以缩小我们的研究与李静和孟令杰的研究的差异。
第三，从区域看，中国农业全要素生产率的增长存在区域不均衡现象，东部地区增长最快，西部地区次之，而中部地区增长最慢。但是，从1978～2005年，测算的中国29个省、直辖市和自治区的农业全要素生产率仅仅有云南和贵州两省出现了负增长，其他27个省、直辖市和自治区都实现了正增长。同时，中国各个省、直辖市和自治区的农业全要素生产率演进规律呈现多元化。
从中国农业全要素生产率的时序演进和空间分布特征可以看出，中国农业TFP的变化与政府政策严格相关。政府政策对农业的支持力度加强的时候，也是中国农业TFP迅速增长的时候；而政府政策对农业的支持力度减弱、甚至忽视农业的时候，也必然是中国农业TFP迅速衰退的时候，而政府政策对农业技术效率的影响更加明显。因此，加强政府支农、惠农政策是提高农业全要素生产率、转变农业增长方式的关键所在。
注释：
①1978～1984年中国农业生产前沿面外移的原因，除了家庭联产承包责任制的采用导致农民激励机制变化外，另一重要原因在于：中国农业科学技术的进步和毛泽东时代发动全民兴修水利工程带来的农业基础设施的提升。
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