农业生产率差异及收敛性分析范文

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一、我国农业生产率的区域差异

笔者在前期的研究工作中,利用1994年Fare提出的基于DEA的Malmquist生产率指数分析框架和1998年Loren.W.Tauer的改进DEA模型,测算得到了1981—2002年全国、东、中、西部地区和28个省(市、区)逐年的定基农业生产率指数(1981=1)*。结果表明我国农业生产率存在显著的地区差异。为了更明确地说明这种差异,本文在不同的区域口径下,测算了农业生产率指数的标准差。总体上看,我国农业生产率增长的地区差异不仅从研究期间的初始时刻就显著存在,而且呈现出持续上升趋势。全国生产率指数的标准差从相当于1981年生产率水平的26.11%,经过20多年的积累,已经增长到93.85%,并且整个过程呈一路扩大的趋势。从区域比较来看,区域间表现出了清晰的梯级特征,这说明我国农业生产率增长存在非均衡性。表2显示了北京和东、中、西部的农业生产率增长情况,其中梯级变化清晰可见。尽管中西部的差异不很明显,但从1995年以来,两者却出现了相向变化,中部显示出上升态势,西部处于徘徊和下降之中。例如,2002年经济社会发展水平居于全国领先地位的北京和上海农业生产率指数已经达到4.437和4.102,农业生产率的年均增长速度为7.35%和6.95%,大大高于其他省市,比如东部的江苏、中部的安徽和西部的宁夏农业生产率指数只有2.346、1.192和1.067,年均增长速度只有4.14%、0.84%和0.3%。由此可见,我国农业生产率增长不但地区差异日益显著,而且分化为以京、沪等为代表的中国社会经济最发达地区、东部沿海省份、中部和西部地区4个典型区域,区域之间梯级差异十分显著。进一步从区域内部看,各地区内部农业生产率增长也存在显著差异。尽管这种差异程度低于全国农业生产率的差异水平,但也经历了不断扩大的过程,并且未来走势不同。表1报告了不同区域口径下的农业生产率指数的标准差,其中资源和经济条件相对一致的区域内部农业生产率增长的差异要小一些。而值得注意的是,如果从东部和全国口径下剔除京、津、沪3市,东部和全国农业生产率指数的差异程度将大大降低,可以推断,发达城市农业生产效率提高速度远远高于其他省份是造成全国和东部农业生产率增长速度差异的主要原因。此外,尽管东部农业生产率指数的标准差扩大趋势明显,但东部6省1997年之后农业生产率指数的标准差明显地下降了,同期中部也出现了下降,只有西部地区还在扩大之中。分析标准差是新古典增长理论中检验δ收敛的常用方法。所谓的δ收敛是解释截面上的离差的,如果某经济变量的离差随时间而衰减则存在δ收敛,其经济意义是各经济主体该项指标的离散程度缩小,也即直观上差距的减小。据此,我们可以对我国农业生产率增长做如下结论:(1)1981—2002年我国农业生产率变化中不存在δ收敛,省际之间的农业生产率的增长速度持续地变得差距更大,即农业技术进步的差距越来越大。(2)1997年后东部各省和中部地区农业生产率指数存在δ收敛,即这两个区域各省的农业技术进步速度变得越来越接近了。

二、农业生产率β收敛的存在性检验

收敛性是经济增长理论中一个重要而有意义的问题,它意味着在要素边际报酬递减规律的制约下,长期内不发达地区将会赶上发达地区。在增长理论中,收敛被具体化为3个相互联系的概念:δ收敛、绝对β收敛和条件β收敛。δ收敛指直观上地区差异程度的缩小;绝对β收敛则指在趋近于稳态过程中,落后经济比发达经济增长得更快;条件β收敛却指经济主体的增长速度和其相对于自身稳态的距离成正比,也即初始水平越低增长速度越快。在我国农业生产率存在地区差异的前提下,自然引起笔者关心的一个问题就是生产率落后地区能否以较快的速度提高效率?也就是落后地区能否比先进地区实现较快的农业技术进步?如果能则意味着落后地区有可能赶超先进地区。因此,本文试图通过检验农业生产率增长的β收敛来回答这个问题。

(一)方法与数据

本文利用28个省份的截面数据检验我国农业生产率的β收敛。具体方法是应用普通最小二乘法估计如下的模型:(1/T)ln(Ait/Ai0)=α+λjDij+bln(Ai0)+ei(1)其中,A为全要素生产率,用Malmquist生产率指数来测度,下标0代表基期,t代表报告期,i代表不同的经济主体;T是检验所跨的年份,从而方程左端的经济含义为生产率的年均增长率;ei是随机干扰项;Dij是地区虚拟变量,按东、中、西部地区的划分,j=1,2,3。之所以加入虚拟变量,是因为前文的研究结果表明,东、中、西部地区农业的生产效率和技术进步状况差异明显,无疑这与东、中、西部地区经济的差异有很大关系,而且地区内部或多或少地具有某些共同的特征,因此,这里加入地区虚拟变量实际表明本文认为收敛可能是有条件的。根据严格的收敛定义推导可知,收敛系数β的估计值可以用如下的公式获得:β=-ln(1+bT)/T(2)那么,根据模型(1)的估计结果,就可以对收敛的存在性做出判断。如果b的估计值显著,则可获得显著的β估计值。如果β为正数而且显著,则接受收敛假设。如果β为负数且显著则拒绝收敛假设。当收敛系数不显著时,收敛和发散都被拒绝。如果模型(1)中的虚拟变量被省略,则该模型就可以用来估计绝对β收敛,其判断方法相同。本文对模型(1)的估计,选择1985年作为基期,使用的全部数据仍是来源于笔者前期的测算工作。

(二)检验结果分析

依据中国农业生产率的时序变化特征,本文对1985—2002年、1985—1991年、1992—2002年、1992—1996年、1997—2002年5个阶段生产率的增长作β收敛检验。因为有的研究期间回归方程不显著,不能做出有效判断,我们没有报告这类情况。我们首先估计了不包括地区虚拟变量时绝对β收敛的情况,结果在1985—2002年、1985—1991年和1992—2002年3个阶段得到了显著的回归方程和b的显著估计结果。计算得到的3个收敛系数分别为,-0.0305、-0.0562和-0.0191。据此,可以做出如下判断,即在1985—2002年中国农业生产率均不存在绝对β收敛,而是出现了显著的发散过程。这意味着在整个研究期间,原来生产效率和农业技术水平较高的地区较起初落后的地区生产效率提高和技术进步速度更快。表3报告了加入地区虚拟变量后中国农业生产率增长的条件收敛的检验结果,从收敛系数的符号和显著性,我们可以作出判断:(1)1985—1991年中国农业生产率不存在条件收敛现象。(2)因为1992—2002年、1992—1996年、1997—2002年收敛系数为正且显著,所以该期间中国农业生产率存在条件收敛,也就是说,东、中、西部经济和社会发展的差异是造成农业生产率差异的显著影响因素,如果能够提供相似的条件,农业生产效率会有接近的增长速度。具体看来,1992—2002年回归结果中东部虚拟变量达到95%显著,而且系数值最大,中西部的系数则不显著,这说明东部具有较好的社会经济条件是造成农业生产率增长差异的重要原因。西部虚拟变量的系数在1992—1996年为负值,而1997—2002年西部虚拟变量虽不显著,却已经变为正值,这说明西部较落后的经济条件是造成1992—1996年西部农业生产率增长缓慢的重要原因;而1997年之后西部虽然还不具备显著促进农业生产率增长的条件,但至少其经济和社会状况已有所改观,不再对农业生产率增长起明显的反作用了。此外,比较收敛系数的大小和显著性可见,1992年市场化改革之初农业生产率增长的收敛速度明显大于1997年之后的阶段,说明前一阶段的社会经济条件有利于促进农业生产率增长差异的缩小,而后一阶段社会经济条件的变化使促进收敛的力量弱化了。

三、农业生产率收敛条件的初步探讨

无论如何,中国农业生产率增长存在条件收敛都是一个值得欣喜的结果,因为这意味着如果能够提供相应的条件,落后地区农业生产效率将会增长得更快,有可能首先在增长速度上赶超先进地区,进而最终在效率水平上实现赶超。因此,探索造成农业生产率收敛的条件就是很有实践价值的工作。

(一)方法与数据

关于农业生产率的收敛,首先一个疑问是为什么条件收敛出现于1992年之后?本文认为这并非偶然,而是1992年开始的市场化改革,尤其是市场化向中西部地区的推进,使中西部拥有了原来只属于东部的一些制度因素,放松了对农业技术进步的约束,从而促进了农业生产率的收敛。制度因素只在于它的非约束性,如果要提高农业生产效率还必须具备一定的社会经济条件。通常认为农村人力资本、农业基础设施和农村非农产业发展与农业生产效率提高是密切相关的。因此,本文从这3个角度探索形成农业生产率收敛的条件。本文利用1992—2002年28个省份的数据资料,在巴罗回归的框架下展开实证研究。具体的计量模型如下:ln(AitAit-1)=α+β1ln(Ai0)+β2ln(HK)+Σφkxik+Σ3j=1λjDij+ε(3)其中,A为Malmquist生产率指数;HK为人力资本存量,用农村居民的平均受教育年限指标表示;另外,将农村工农业中的产品销售收入与农村服务业收入相加后除以农村经济总收入,构造出反映农村市场化程度的指标X1;为了避免与X1产生共线性,用农村劳动力的非农从业率(X2)代表农村非农产业的发展;用耕地灌溉率(X3)和农村用电量(X4)两个指标代表农业基础设施情况。本文的估计过程采用了28个省份1992—2002年的面板数据,全部数据来源于《中国农村统计年鉴》或经折算得到。

(二)检验结果与讨论

是模型(3)根据1993—2002年、1993—1997年和1998—2002年的数据得到的3个回归方程,其中农业生产率初始水平的状态变量用1992年的农业生产率代表;方程(1)和方程(2)中的人力资本存量用1993年的农村居民平均受教育年限表示,方程(3)中的人力资本存量用1997年的农村居民平均受教育年限表示。尽管方程的拟合优度不是很高,R2分别为0.323、0.433和0.266,但是,方程和解释变量的检验基本上都是显著的。首先,在控制了一些解释变量之后,初始的农业生产率水平的系数为负,这再次证明了前文中存在条件收敛的判断,而方程(2)中初始生产率的系数和显著性高于方程(3),说明随着时间的推移,生产率初始水平对农业生产率增长的作用渐小。其次,3个回归方程中反映市场化程度的指标系数均为正而且显著,这充分证明市场化程度是农业生产率增长的促进力量。从方程(1)可见,如果农村市场化程度提高1%,它对农业生产率增长的贡献将达到0.181%,而且回归系数已经达到95%显著。如果分别与其他控制变量的回归系数比较,它高于耕地灌溉率系数,说明其在促进生产率增长的因素中作用是最大的;它也高于初始生产率系数的绝对值,这说明,即使在具有较高的初始生产率水平的地区,市场化程度的积极作用也可以抵消初始状态对生产率增长的消极作用;它还高于西部地区虚拟变量系数的绝对值,这说明,尽管西部地区存在很强的阻碍生产率提高的力量,但通过提高市场化程度依然足以抵消这种不利条件的影响。因而本文的实证结果有力地说明农村市场化程度的深化是农业生产率提高的主要推动力量。

然而,比较市场化程度在方程(2)中和方程(3)中的系数值和显著性,前者均高于后者,这说明市场化对农业生产率提高的作用在不断弱化。这可能是因为旧体制下虽然也积累了一些促进收敛的条件,但因为制度或政策约束不能发挥作用,市场化改革解除了旧体制的约束作用,使农业生产率得以迅速提高,后一阶段市场化的作用则变得比较小了。此外,方程(2)和方程(3)中,市场化程度指标的回归系数与其他因素相比,已经不再处于优势地位。这说明,尽管长期来看通过发展市场经济促进农业生产率的提高是正确而有力的选择,但是要在短期内实现有效的生产率增长必须要重视其他因素的作用,而且也许后者的短期效果更加显著。方程(1)的结果还表明,提高农村人力资本水平和加强农村水利基础设施建设,对提高农业生产率具有显著的促进作用。而且从方程(2)和方程(3)可见,短期内改善农业灌溉条件对生产率提高的作用要高于市场化的作用*。方程(1)和方程(2)中代表非农产业发展的农村劳动力的非农从业率也与农业生产率的增长成负相关。工业化与农业生产率增长之间的相互影响是非常复杂的。乡村第二、三产业的发展虽然是农民致富和农村经济发展的重要途径,可也与农业争夺着劳动力和资金等资源,所以其发展实际上削弱了农业生产率。方程(3)中,其系数已经变为正号,说明其阻碍作用正在转化为促进力量。原因可能是农业和农村经济的发展以及农业产业化的不断深化,农村第二、三产业与农业联系越来越紧密,服务于农业和反哺农业的力量逐步壮大,所以正逐步成为提高农业生产率的促进力量。

四、结论与政策含义

通过对我国1985—2002年农业生产率地区差异的实证研究,我们可以得出这样的结论:中国农业生产率的地区差异在不断加剧并形成了4个典型区域;市场化程度、农村教育和农业基础设施是影响农业生产率地区差距的显著因素;但是长期内深化农村经济的市场化程度对农业生产率提高作用更大,短期内提高农村居民的教育水平、改善耕地灌溉条件可能效果更显著。因此,提高农业生产效率,促进我国农业技术进步平衡发展,未来要继续深化农村市场化改革,改善农业基础设施和农村居民的教育状况,尤其要为中西部地区农业生产率提高创造良好的社会经济环境。