農業生產率差異及收斂性分析范文
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筆者在前期的研究工作中,利用1994年Fare提出的基于DEA的Malmquist生產率指數分析框架和1998年Loren.W.Tauer的改進DEA模型,測算得到了1981—2002年全國、東、中、西部地區和28個省(市、區)逐年的定基農業生產率指數(1981=1)*。結果表明我國農業生產率存在顯著的地區差異。為了更明確地說明這種差異,本文在不同的區域口徑下,測算了農業生產率指數的標準差。總體上看,我國農業生產率增長的地區差異不僅從研究期間的初始時刻就顯著存在,而且呈現出持續上升趨勢。全國生產率指數的標準差從相當于1981年生產率水平的26.11%,經過20多年的積累,已經增長到93.85%,并且整個過程呈一路擴大的趨勢。從區域比較來看,區域間表現出了清晰的梯級特征,這說明我國農業生產率增長存在非均衡性。表2顯示了北京和東、中、西部的農業生產率增長情況,其中梯級變化清晰可見。盡管中西部的差異不很明顯,但從1995年以來,兩者卻出現了相向變化,中部顯示出上升態勢,西部處于徘徊和下降之中。例如,2002年經濟社會發展水平居于全國領先地位的北京和上海農業生產率指數已經達到4.437和4.102,農業生產率的年均增長速度為7.35%和6.95%,大大高于其他省市,比如東部的江蘇、中部的安徽和西部的寧夏農業生產率指數只有2.346、1.192和1.067,年均增長速度只有4.14%、0.84%和0.3%。由此可見,我國農業生產率增長不但地區差異日益顯著,而且分化為以京、滬等為代表的中國社會經濟最發達地區、東部沿海省份、中部和西部地區4個典型區域,區域之間梯級差異十分顯著。進一步從區域內部看,各地區內部農業生產率增長也存在顯著差異。盡管這種差異程度低于全國農業生產率的差異水平,但也經歷了不斷擴大的過程,并且未來走勢不同。表1報告了不同區域口徑下的農業生產率指數的標準差,其中資源和經濟條件相對一致的區域內部農業生產率增長的差異要小一些。而值得注意的是,如果從東部和全國口徑下剔除京、津、滬3市,東部和全國農業生產率指數的差異程度將大大降低,可以推斷,發達城市農業生產效率提高速度遠遠高于其他省份是造成全國和東部農業生產率增長速度差異的主要原因。此外,盡管東部農業生產率指數的標準差擴大趨勢明顯,但東部6省1997年之后農業生產率指數的標準差明顯地下降了,同期中部也出現了下降,只有西部地區還在擴大之中。分析標準差是新古典增長理論中檢驗δ收斂的常用方法。所謂的δ收斂是解釋截面上的離差的,如果某經濟變量的離差隨時間而衰減則存在δ收斂,其經濟意義是各經濟主體該項指標的離散程度縮小,也即直觀上差距的減小。據此,我們可以對我國農業生產率增長做如下結論:(1)1981—2002年我國農業生產率變化中不存在δ收斂,省際之間的農業生產率的增長速度持續地變得差距更大,即農業技術進步的差距越來越大。(2)1997年后東部各省和中部地區農業生產率指數存在δ收斂,即這兩個區域各省的農業技術進步速度變得越來越接近了。
二、農業生產率β收斂的存在性檢驗
收斂性是經濟增長理論中一個重要而有意義的問題,它意味著在要素邊際報酬遞減規律的制約下,長期內不發達地區將會趕上發達地區。在增長理論中,收斂被具體化為3個相互聯系的概念:δ收斂、絕對β收斂和條件β收斂。δ收斂指直觀上地區差異程度的縮小;絕對β收斂則指在趨近于穩態過程中,落后經濟比發達經濟增長得更快;條件β收斂卻指經濟主體的增長速度和其相對于自身穩態的距離成正比,也即初始水平越低增長速度越快。在我國農業生產率存在地區差異的前提下,自然引起筆者關心的一個問題就是生產率落后地區能否以較快的速度提高效率?也就是落后地區能否比先進地區實現較快的農業技術進步?如果能則意味著落后地區有可能趕超先進地區。因此,本文試圖通過檢驗農業生產率增長的β收斂來回答這個問題。
(一)方法與數據
本文利用28個省份的截面數據檢驗我國農業生產率的β收斂。具體方法是應用普通最小二乘法估計如下的模型:(1/T)ln(Ait/Ai0)=α+λjDij+bln(Ai0)+ei(1)其中,A為全要素生產率,用Malmquist生產率指數來測度,下標0代表基期,t代表報告期,i代表不同的經濟主體;T是檢驗所跨的年份,從而方程左端的經濟含義為生產率的年均增長率;ei是隨機干擾項;Dij是地區虛擬變量,按東、中、西部地區的劃分,j=1,2,3。之所以加入虛擬變量,是因為前文的研究結果表明,東、中、西部地區農業的生產效率和技術進步狀況差異明顯,無疑這與東、中、西部地區經濟的差異有很大關系,而且地區內部或多或少地具有某些共同的特征,因此,這里加入地區虛擬變量實際表明本文認為收斂可能是有條件的。根據嚴格的收斂定義推導可知,收斂系數β的估計值可以用如下的公式獲得:β=-ln(1+bT)/T(2)那么,根據模型(1)的估計結果,就可以對收斂的存在性做出判斷。如果b的估計值顯著,則可獲得顯著的β估計值。如果β為正數而且顯著,則接受收斂假設。如果β為負數且顯著則拒絕收斂假設。當收斂系數不顯著時,收斂和發散都被拒絕。如果模型(1)中的虛擬變量被省略,則該模型就可以用來估計絕對β收斂,其判斷方法相同。本文對模型(1)的估計,選擇1985年作為基期,使用的全部數據仍是來源于筆者前期的測算工作。
(二)檢驗結果分析
依據中國農業生產率的時序變化特征,本文對1985—2002年、1985—1991年、1992—2002年、1992—1996年、1997—2002年5個階段生產率的增長作β收斂檢驗。因為有的研究期間回歸方程不顯著,不能做出有效判斷,我們沒有報告這類情況。我們首先估計了不包括地區虛擬變量時絕對β收斂的情況,結果在1985—2002年、1985—1991年和1992—2002年3個階段得到了顯著的回歸方程和b的顯著估計結果。計算得到的3個收斂系數分別為,-0.0305、-0.0562和-0.0191。據此,可以做出如下判斷,即在1985—2002年中國農業生產率均不存在絕對β收斂,而是出現了顯著的發散過程。這意味著在整個研究期間,原來生產效率和農業技術水平較高的地區較起初落后的地區生產效率提高和技術進步速度更快。表3報告了加入地區虛擬變量后中國農業生產率增長的條件收斂的檢驗結果,從收斂系數的符號和顯著性,我們可以作出判斷:(1)1985—1991年中國農業生產率不存在條件收斂現象。(2)因為1992—2002年、1992—1996年、1997—2002年收斂系數為正且顯著,所以該期間中國農業生產率存在條件收斂,也就是說,東、中、西部經濟和社會發展的差異是造成農業生產率差異的顯著影響因素,如果能夠提供相似的條件,農業生產效率會有接近的增長速度。具體看來,1992—2002年回歸結果中東部虛擬變量達到95%顯著,而且系數值最大,中西部的系數則不顯著,這說明東部具有較好的社會經濟條件是造成農業生產率增長差異的重要原因。西部虛擬變量的系數在1992—1996年為負值,而1997—2002年西部虛擬變量雖不顯著,卻已經變為正值,這說明西部較落后的經濟條件是造成1992—1996年西部農業生產率增長緩慢的重要原因;而1997年之后西部雖然還不具備顯著促進農業生產率增長的條件,但至少其經濟和社會狀況已有所改觀,不再對農業生產率增長起明顯的反作用了。此外,比較收斂系數的大小和顯著性可見,1992年市場化改革之初農業生產率增長的收斂速度明顯大于1997年之后的階段,說明前一階段的社會經濟條件有利于促進農業生產率增長差異的縮小,而后一階段社會經濟條件的變化使促進收斂的力量弱化了。
三、農業生產率收斂條件的初步探討
無論如何,中國農業生產率增長存在條件收斂都是一個值得欣喜的結果,因為這意味著如果能夠提供相應的條件,落后地區農業生產效率將會增長得更快,有可能首先在增長速度上趕超先進地區,進而最終在效率水平上實現趕超。因此,探索造成農業生產率收斂的條件就是很有實踐價值的工作。
(一)方法與數據
關于農業生產率的收斂,首先一個疑問是為什么條件收斂出現于1992年之后?本文認為這并非偶然,而是1992年開始的市場化改革,尤其是市場化向中西部地區的推進,使中西部擁有了原來只屬于東部的一些制度因素,放松了對農業技術進步的約束,從而促進了農業生產率的收斂。制度因素只在于它的非約束性,如果要提高農業生產效率還必須具備一定的社會經濟條件。通常認為農村人力資本、農業基礎設施和農村非農產業發展與農業生產效率提高是密切相關的。因此,本文從這3個角度探索形成農業生產率收斂的條件。本文利用1992—2002年28個省份的數據資料,在巴羅回歸的框架下展開實證研究。具體的計量模型如下:ln(AitAit-1)=α+β1ln(Ai0)+β2ln(HK)+Σφkxik+Σ3j=1λjDij+ε(3)其中,A為Malmquist生產率指數;HK為人力資本存量,用農村居民的平均受教育年限指標表示;另外,將農村工農業中的產品銷售收入與農村服務業收入相加后除以農村經濟總收入,構造出反映農村市場化程度的指標X1;為了避免與X1產生共線性,用農村勞動力的非農從業率(X2)代表農村非農產業的發展;用耕地灌溉率(X3)和農村用電量(X4)兩個指標代表農業基礎設施情況。本文的估計過程采用了28個省份1992—2002年的面板數據,全部數據來源于《中國農村統計年鑒》或經折算得到。
(二)檢驗結果與討論
是模型(3)根據1993—2002年、1993—1997年和1998—2002年的數據得到的3個回歸方程,其中農業生產率初始水平的狀態變量用1992年的農業生產率代表;方程(1)和方程(2)中的人力資本存量用1993年的農村居民平均受教育年限表示,方程(3)中的人力資本存量用1997年的農村居民平均受教育年限表示。盡管方程的擬合優度不是很高,R2分別為0.323、0.433和0.266,但是,方程和解釋變量的檢驗基本上都是顯著的。首先,在控制了一些解釋變量之后,初始的農業生產率水平的系數為負,這再次證明了前文中存在條件收斂的判斷,而方程(2)中初始生產率的系數和顯著性高于方程(3),說明隨著時間的推移,生產率初始水平對農業生產率增長的作用漸小。其次,3個回歸方程中反映市場化程度的指標系數均為正而且顯著,這充分證明市場化程度是農業生產率增長的促進力量。從方程(1)可見,如果農村市場化程度提高1%,它對農業生產率增長的貢獻將達到0.181%,而且回歸系數已經達到95%顯著。如果分別與其他控制變量的回歸系數比較,它高于耕地灌溉率系數,說明其在促進生產率增長的因素中作用是最大的;它也高于初始生產率系數的絕對值,這說明,即使在具有較高的初始生產率水平的地區,市場化程度的積極作用也可以抵消初始狀態對生產率增長的消極作用;它還高于西部地區虛擬變量系數的絕對值,這說明,盡管西部地區存在很強的阻礙生產率提高的力量,但通過提高市場化程度依然足以抵消這種不利條件的影響。因而本文的實證結果有力地說明農村市場化程度的深化是農業生產率提高的主要推動力量。
然而,比較市場化程度在方程(2)中和方程(3)中的系數值和顯著性,前者均高于后者,這說明市場化對農業生產率提高的作用在不斷弱化。這可能是因為舊體制下雖然也積累了一些促進收斂的條件,但因為制度或政策約束不能發揮作用,市場化改革解除了舊體制的約束作用,使農業生產率得以迅速提高,后一階段市場化的作用則變得比較小了。此外,方程(2)和方程(3)中,市場化程度指標的回歸系數與其他因素相比,已經不再處于優勢地位。這說明,盡管長期來看通過發展市場經濟促進農業生產率的提高是正確而有力的選擇,但是要在短期內實現有效的生產率增長必須要重視其他因素的作用,而且也許后者的短期效果更加顯著。方程(1)的結果還表明,提高農村人力資本水平和加強農村水利基礎設施建設,對提高農業生產率具有顯著的促進作用。而且從方程(2)和方程(3)可見,短期內改善農業灌溉條件對生產率提高的作用要高于市場化的作用*。方程(1)和方程(2)中代表非農產業發展的農村勞動力的非農從業率也與農業生產率的增長成負相關。工業化與農業生產率增長之間的相互影響是非常復雜的。鄉村第二、三產業的發展雖然是農民致富和農村經濟發展的重要途徑,可也與農業爭奪著勞動力和資金等資源,所以其發展實際上削弱了農業生產率。方程(3)中,其系數已經變為正號,說明其阻礙作用正在轉化為促進力量。原因可能是農業和農村經濟的發展以及農業產業化的不斷深化,農村第二、三產業與農業聯系越來越緊密,服務于農業和反哺農業的力量逐步壯大,所以正逐步成為提高農業生產率的促進力量。
四、結論與政策含義
通過對我國1985—2002年農業生產率地區差異的實證研究,我們可以得出這樣的結論:中國農業生產率的地區差異在不斷加劇并形成了4個典型區域;市場化程度、農村教育和農業基礎設施是影響農業生產率地區差距的顯著因素;但是長期內深化農村經濟的市場化程度對農業生產率提高作用更大,短期內提高農村居民的教育水平、改善耕地灌溉條件可能效果更顯著。因此,提高農業生產效率,促進我國農業技術進步平衡發展,未來要繼續深化農村市場化改革,改善農業基礎設施和農村居民的教育狀況,尤其要為中西部地區農業生產率提高創造良好的社會經濟環境。
