戰(zhàn)炤磊 王 凱

中國(guó)食品行業(yè)全要素生產(chǎn)率變化及其收斂性研究*——以植物油產(chǎn)業(yè)為例

戰(zhàn)炤磊 王 凱

頻頻發(fā)生的食品安全事件使食品行業(yè)面臨嚴(yán)重危機(jī)，而克服危機(jī)的根本路徑在于加快轉(zhuǎn)變發(fā)展方式，依靠科技進(jìn)步和全要素生產(chǎn)率提高驅(qū)動(dòng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。以植物油產(chǎn)業(yè)為例的全要素生產(chǎn)率測(cè)算結(jié)果顯示，整個(gè)樣本期間中國(guó)植物油產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率呈增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，年均增長(zhǎng)1.9%，而增長(zhǎng)動(dòng)力主要來(lái)自技術(shù)效率特別是規(guī)模效率變化。中國(guó)植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)總體上不存在σ收斂；在全國(guó)層面存在絕對(duì)β收斂，但四大區(qū)域均不存在絕對(duì)β收斂；條件β收斂不僅在全國(guó)層面存在，在東部、西部、中部三大區(qū)域也存在。因此，應(yīng)針對(duì)植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率變化的基本特征，積極探索相關(guān)優(yōu)化對(duì)策。

食品行業(yè)；植物油產(chǎn)業(yè)；全要素生產(chǎn)率；轉(zhuǎn)變發(fā)展方式

食品行業(yè)是與人們生活息息相關(guān)的重要產(chǎn)業(yè)門類，在國(guó)民經(jīng)經(jīng)濟(jì)中占有舉足輕重的地位。然而，近年來(lái)，頻頻發(fā)生的食品安全事件卻使中國(guó)食品行業(yè)面臨嚴(yán)峻危機(jī)，特別是食用植物油產(chǎn)業(yè)飽受地溝油、轉(zhuǎn)基因食用油和外資控制的困擾，同時(shí)面臨著質(zhì)量安全危機(jī)和產(chǎn)業(yè)安全危機(jī)，整個(gè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展和市場(chǎng)供給受到嚴(yán)重威脅。中國(guó)食品行業(yè)多重危機(jī)的深層根源在于主要依靠要素投入的粗放的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，未來(lái)的根本出路在于加快轉(zhuǎn)變發(fā)展方式，主要依靠科技進(jìn)步和全要素生產(chǎn)率提高驅(qū)動(dòng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。①然而，由于只有“提高全要素生產(chǎn)率才能真正轉(zhuǎn)變發(fā)展方式”②，因此，我們必須對(duì)中國(guó)食品行業(yè)的全要素生產(chǎn)率變化情況進(jìn)行準(zhǔn)確計(jì)量和深入剖析，探討提高全要素生產(chǎn)率的路徑選擇。食品行業(yè)是一個(gè)包含多種產(chǎn)業(yè)門類的綜合體系，本文重點(diǎn)以植物油產(chǎn)業(yè)為例，運(yùn)用基于DEA的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法，以總產(chǎn)值為產(chǎn)出變量，以固定資產(chǎn)、存貨、從業(yè)人員為投入變量，測(cè)算全國(guó)29個(gè)省區(qū)2003-2011年植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率變化情況，并進(jìn)行收斂性檢驗(yàn)。

一、研究方法、變量選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

縱觀國(guó)內(nèi)不斷涌現(xiàn)的關(guān)于全要素生產(chǎn)率的研究成果，根據(jù)其研究對(duì)象的差異主要可以歸結(jié)為兩大類：一是區(qū)域視角的研究，主要是運(yùn)用各種方法對(duì)整個(gè)國(guó)家或不同地區(qū)的生產(chǎn)率變化情況進(jìn)行測(cè)算和比較。二是產(chǎn)業(yè)視角的研究，主要是運(yùn)用各種方法對(duì)工業(yè)、農(nóng)業(yè)、服務(wù)業(yè)等不同產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)率變化情況進(jìn)行測(cè)算和比較。然而，由于數(shù)據(jù)獲取較為困難，當(dāng)前國(guó)內(nèi)還沒(méi)有專門測(cè)算植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的文獻(xiàn)，本文嘗試填補(bǔ)這一空白。

當(dāng)前，測(cè)算全要素生產(chǎn)率的主流方法有三種：一是索羅余值法；二是隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)法；三是非參數(shù)的生產(chǎn)率指數(shù)法。本文選擇Fare等人(1994)提出的基于DEA的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法③，其優(yōu)點(diǎn)在于：可以把生產(chǎn)率的變化原因分為技術(shù)變化與效率變化；不需要價(jià)格資料，從而可以避免價(jià)格信息不對(duì)稱所引起的問(wèn)題；可以處理多種投入與產(chǎn)出變量；不需要成本最小化和利潤(rùn)最大化等約束條件。

基于DEA的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法的顯著優(yōu)勢(shì)是能夠處理多種產(chǎn)出變量和多種投入變量，但是這種優(yōu)勢(shì)反過(guò)來(lái)也帶來(lái)了一個(gè)嚴(yán)峻問(wèn)題，即變量選擇的隨意性問(wèn)題。已有文獻(xiàn)中五花八門的變量選擇便說(shuō)明了這個(gè)問(wèn)題，而且這將進(jìn)一步導(dǎo)致不同研究結(jié)論缺乏可比性。針對(duì)這個(gè)問(wèn)題，多數(shù)研究文獻(xiàn)的做法是主要沿用生產(chǎn)函數(shù)法的基本變量，結(jié)合具體研究需要對(duì)關(guān)鍵變量進(jìn)行補(bǔ)充或調(diào)整。為了規(guī)避變量選取的隨意性問(wèn)題，本文遵照多數(shù)研究的習(xí)慣沿用生產(chǎn)函數(shù)法的基本變量，用總產(chǎn)值代表產(chǎn)出變量，用固定資產(chǎn)和從業(yè)人數(shù)分別代表資本和勞動(dòng)力兩大基本投入變量，同時(shí)，考慮到植物油產(chǎn)業(yè)對(duì)于原材料具有超強(qiáng)依賴，將反映原材料投入的存貨投資納入投入變量。

本文使用的植物油產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)來(lái)自“中國(guó)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)應(yīng)用支持系統(tǒng)”公布的三位數(shù)行業(yè)數(shù)據(jù)?！爸袊?guó)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)應(yīng)用支持系統(tǒng)”的數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，并獲得統(tǒng)計(jì)局書(shū)面授權(quán)，具有權(quán)威性。我國(guó)內(nèi)地共有31個(gè)省級(jí)行政區(qū)，剔除統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)不全的西藏和海南，得到29個(gè)省區(qū)的數(shù)據(jù)。

二、植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率變化：總體態(tài)勢(shì)與區(qū)域差異

本文基于投入導(dǎo)向的規(guī)模報(bào)酬不變(CRS)模型，根據(jù)2003-2011年29個(gè)省區(qū)植物油產(chǎn)業(yè)的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析計(jì)量軟件DEAP2.1，測(cè)算了中國(guó)植物油產(chǎn)業(yè)的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)。

1.2003-2011年中國(guó)植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的總體態(tài)勢(shì)

其一，總體而言，2003-2011年中國(guó)植物油產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率呈增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，年均增長(zhǎng)1.9%。進(jìn)一步從Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)的分解指標(biāo)來(lái)看，2003-2011年植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿?lái)自技術(shù)效率變化，特別是規(guī)模效率變化做出了突出貢獻(xiàn)，而技術(shù)變化則對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)產(chǎn)生了制約作用，純效率的下降也拖累了全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。

其二，不同年份的全要素生產(chǎn)率變化情況呈現(xiàn)明顯波動(dòng)性，有四個(gè)時(shí)期全要素生產(chǎn)率下降，有四個(gè)時(shí)期全要素生產(chǎn)率提高，而且部分時(shí)期的波動(dòng)非常劇烈，2007-2008年下降幅度高達(dá)22.6%，而2009-2010年的增長(zhǎng)幅度又高達(dá)30.6%。同時(shí)，不同時(shí)期全要素生產(chǎn)率變化的動(dòng)力源泉也存在顯著差異，在全要素生產(chǎn)率提高的四個(gè)時(shí)期中，技術(shù)變化和技術(shù)效率變化分別在兩個(gè)時(shí)期貢獻(xiàn)了主要力量，其中全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)比較快的兩個(gè)時(shí)期，主要依靠技術(shù)進(jìn)步的拉動(dòng)；在全要素生產(chǎn)率下降的四個(gè)時(shí)期中，技術(shù)變化的取值均小于1，其中下降幅度最大的2007-2008年技術(shù)效率變化和技術(shù)變化雙雙下降，但技術(shù)效率變化的下降幅度更大。

其三，從2003-2011年29省區(qū)植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的變化情況來(lái)看，15個(gè)省區(qū)的植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率呈增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，占樣本總數(shù)的52%，14個(gè)省區(qū)的全要素生產(chǎn)率變化取值小于1，占樣本總數(shù)的48%；另外，14個(gè)省區(qū)的全要素生產(chǎn)率變化取值大于全國(guó)平均水平(1.019)，占樣本總數(shù)的48%。其中，全要素生產(chǎn)率呈增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)的15個(gè)省區(qū)中，大部分省區(qū)的增長(zhǎng)動(dòng)力來(lái)自于技術(shù)效率變化，特別是規(guī)模效率變化，有14個(gè)省區(qū)的技術(shù)效率變化和規(guī)模效率變化取值大于1。在全要素生產(chǎn)率呈下降態(tài)勢(shì)的14個(gè)省區(qū)中，大部分省區(qū)的下降動(dòng)因來(lái)自技術(shù)效率變化下降。總體而言，在植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的省區(qū)，增長(zhǎng)動(dòng)力主要來(lái)自技術(shù)效率和規(guī)模效率的提升；在植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率下降的省區(qū)，下降動(dòng)因主要來(lái)自技術(shù)效率和規(guī)模效率的惡化，而技術(shù)進(jìn)步和純效率的提升則對(duì)全要素生產(chǎn)率的下降起了一定程度的延緩作用。

表1 2003-2011年中國(guó)植物油產(chǎn)業(yè)Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)

2.中國(guó)植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的區(qū)域差異

其一，與經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平的顯著區(qū)域差異相對(duì)應(yīng)，中國(guó)植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的區(qū)域差異也非常明顯。2003-2011年全要素生產(chǎn)率平均增長(zhǎng)速度最快的是重慶，下降速度最快的是寧夏，重慶全要素生產(chǎn)率變化取值比寧夏高出近50%。造成這種差距的直接動(dòng)因在于重慶在技術(shù)效率變化、技術(shù)變化、規(guī)模效率變化等指標(biāo)上相對(duì)于寧夏分別擁有28%、17%、18%的優(yōu)勢(shì)，而兩個(gè)地區(qū)的純效率變化取值則相差無(wú)幾。具體到某個(gè)時(shí)期來(lái)看，不同區(qū)域全要素生產(chǎn)率變化的差距更大，全要素生產(chǎn)率變化的極大值往往是極小值的數(shù)倍至數(shù)十倍，2003-2004年極大值吉林是極小值云南的22.5倍，2010-2011年極大值云南是極小值福建的31.3倍，即便差別最小的2007-2008年極大值吉林也是極小值山西的5.6倍。

其二，從不同時(shí)期的變化趨勢(shì)來(lái)看，各省區(qū)全要素生產(chǎn)率均呈現(xiàn)較大波動(dòng)，并且波動(dòng)的隨機(jī)性較大，唯一具有規(guī)律性的特點(diǎn)就是大幅度增長(zhǎng)與大幅度下降相伴而生，大幅度增長(zhǎng)之后往往會(huì)出現(xiàn)大幅度下降，而大幅度下降之后往往會(huì)出現(xiàn)大幅度增長(zhǎng)。從樣本期間各地區(qū)全要素生產(chǎn)率變化取值的波峰與波谷之比來(lái)看，48%的地區(qū)峰谷值之比在10倍以上，其中福建的峰谷值之比接近27倍，另外重慶、廣西、四川3個(gè)地區(qū)峰谷值之比也接近10倍，僅有寧夏、內(nèi)蒙古、浙江3個(gè)地區(qū)峰谷值之比低于5倍，僅占樣本總量的10%，而實(shí)際上峰谷值之比最低的寧夏也超過(guò)了3倍。全要素生產(chǎn)率變化指標(biāo)取值波動(dòng)如此劇烈，除了有指標(biāo)本身偏重反映變化速度、具有慣性平滑特點(diǎn)等原因之外，也在相當(dāng)程度上反映了我國(guó)植物油產(chǎn)業(yè)本身的劇烈波動(dòng)。

其三，從四大區(qū)域來(lái)看，中國(guó)植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率變化情況區(qū)域間差異并不顯著，反而區(qū)域內(nèi)部差異較大。2003-2011年四大區(qū)域植物油產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率均呈現(xiàn)增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，其中東北地區(qū)增長(zhǎng)速度最快，年均增幅高達(dá)11%，比全國(guó)平均水平高9.1個(gè)百分點(diǎn)，其次是東部和西部，年均增幅分別為2.01%和1.41%，中部增長(zhǎng)最為緩慢，年均增幅僅為0.05%，比全國(guó)平均水平低1.85個(gè)百分點(diǎn)。可見(jiàn)，四大區(qū)域植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的具體增長(zhǎng)速度與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平并不完全吻合。原材料優(yōu)勢(shì)最為顯著的東北地區(qū)表現(xiàn)最好，3個(gè)省區(qū)植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率均保持增長(zhǎng)；東部地區(qū)和西部地區(qū)分別憑借得天獨(dú)厚的區(qū)位優(yōu)勢(shì)和差異化的資源優(yōu)勢(shì)保持了較為穩(wěn)定的增長(zhǎng)，不過(guò)東部地區(qū)55.6%的省區(qū)植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率保持了增長(zhǎng)，而西部地區(qū)63.63%的省區(qū)植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率出現(xiàn)了下降；中部地區(qū)則由于區(qū)位優(yōu)勢(shì)和資源優(yōu)勢(shì)均不明顯而增長(zhǎng)極為緩慢，并且處于增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)的省區(qū)和處于下降態(tài)勢(shì)的省區(qū)各占一半。從四大區(qū)域全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的動(dòng)因來(lái)看，東北地區(qū)和中部地區(qū)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿?lái)自技術(shù)效率變化特別是規(guī)模效率變化，技術(shù)變化和純效率變化對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)起了制約作用；東部地區(qū)和西部地區(qū)的技術(shù)效率變化和技術(shù)變化均對(duì)促進(jìn)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)做出了貢獻(xiàn)，但是技術(shù)效率變化的貢獻(xiàn)更大，并且純效率變化也促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，只是貢獻(xiàn)的力量要小于規(guī)模效率變化。

從植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的區(qū)域內(nèi)部差異來(lái)看，東北地區(qū)內(nèi)部差異最小，最高的遼寧僅比最低的黑龍江高出4.29%，三個(gè)省區(qū)均呈現(xiàn)增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)；西部地區(qū)內(nèi)部差異最大，全國(guó)增幅最大的省區(qū)和降幅最大的省區(qū)均分布在西部，最高的重慶比最低的寧夏高出49.82%，有7個(gè)省區(qū)處于下降態(tài)勢(shì)，所占比重高達(dá)63.63%；東部和中部地區(qū)內(nèi)部差異居中，東部最高的浙江比最低的福建高出27.76%，中部最高的江西比最低的河南高出21.44%，并且兩個(gè)地區(qū)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的省區(qū)與下降的省區(qū)數(shù)量基本持平。

三、植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率變化的收斂性檢驗(yàn)

為了更為準(zhǔn)確地把握中國(guó)植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的區(qū)域差異及其變化趨勢(shì)，探究全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的區(qū)域差異對(duì)于產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的影響，本文借鑒新古典增長(zhǎng)理論中的收斂理論，進(jìn)行收斂性檢驗(yàn)。按照新古典增長(zhǎng)模型的推論，收斂理論的基本機(jī)理源于資本邊際報(bào)酬遞減導(dǎo)致的資本收斂機(jī)制，隨著唯資本邏輯的式微，與技術(shù)擴(kuò)散相聯(lián)系的技術(shù)收斂機(jī)制和與生產(chǎn)要素優(yōu)化配置相聯(lián)系的勞動(dòng)生產(chǎn)率收斂機(jī)制也成為收斂理論的重要微觀機(jī)制。④按照歷程和目標(biāo)的不同，收斂可分為σ收斂和β收斂，σ收斂是指不同區(qū)域植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增速的離散程度隨著時(shí)間的推移而逐漸降低；β收斂是指基礎(chǔ)較差的區(qū)域比基礎(chǔ)較好的區(qū)域增長(zhǎng)更快，從而共同到達(dá)某種穩(wěn)態(tài)水平，反映了后發(fā)區(qū)域?qū)ο劝l(fā)區(qū)域的動(dòng)態(tài)趕超過(guò)程。按照穩(wěn)態(tài)水平的差異，β收斂又可分為絕對(duì)β收斂和條件β收斂，絕對(duì)β收斂是每個(gè)區(qū)域的植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)都能達(dá)到相同的穩(wěn)態(tài)水平，而條件β收斂是每個(gè)區(qū)域的植物油產(chǎn)業(yè)全要素增長(zhǎng)趨向各自不同的穩(wěn)態(tài)水平。⑤

1.σ收斂檢驗(yàn)

σ收斂檢驗(yàn)主要借助標(biāo)準(zhǔn)差和變異系數(shù)等指標(biāo)來(lái)觀測(cè)植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的區(qū)域差異變化情況，如果標(biāo)準(zhǔn)差和變異系數(shù)逐漸下降則表示存在σ收斂，如果逐漸增加則表示不存在σ收斂。本文的測(cè)算結(jié)果顯示，在全國(guó)層面，整個(gè)樣本期間的標(biāo)準(zhǔn)差和變異系數(shù)波動(dòng)特征比較明顯，并不存在σ收斂；在四大區(qū)域?qū)用?，?biāo)準(zhǔn)差和變異系數(shù)的波動(dòng)特征更為復(fù)雜，而且區(qū)域差異非常明顯，也很難判定是否存在σ收斂。

為了彌補(bǔ)上述直觀判斷的誤差，本文借助如下回歸模型對(duì)σ收斂做進(jìn)一步檢驗(yàn)：

σit=c+λt+εit

cvit=c+ηt+εit

其中，σit為全要素生產(chǎn)率的標(biāo)準(zhǔn)差，cvit為全要素生產(chǎn)率的變異系數(shù)，c為截距項(xiàng)，t為時(shí)間趨勢(shì)，λ、η為待定系數(shù)，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。若λ、η小于零，并且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，則說(shuō)明全要素生產(chǎn)率差異逐年縮小，存在σ收斂；若λ、η大于零，并且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，則說(shuō)明全要素生產(chǎn)率差異逐年擴(kuò)大，存在σ發(fā)散；若λ、η等于零，則說(shuō)明全要素生產(chǎn)率差異維持不變。

從表2來(lái)看，以標(biāo)準(zhǔn)差為獨(dú)立變量進(jìn)行檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，全國(guó)、東北地區(qū)、中部地區(qū)出現(xiàn)收斂符號(hào)，而東部地區(qū)和西部地區(qū)出現(xiàn)發(fā)散符號(hào)，但是由于所有系數(shù)均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，并且判定系數(shù)擬合優(yōu)度極低，因此無(wú)法判定是否存在σ收斂或發(fā)散；以變異系數(shù)為獨(dú)立變量進(jìn)行檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，僅有中部地區(qū)出現(xiàn)收斂符號(hào)，而全國(guó)、東北地區(qū)、東部地區(qū)、西部地區(qū)均出現(xiàn)發(fā)散符號(hào)，但是同樣由于所有系數(shù)均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，并且判定系數(shù)擬合優(yōu)度極低，因此無(wú)法判定是否存在σ收斂或發(fā)散。這說(shuō)明，各地區(qū)植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的差異隨著時(shí)間變化并不會(huì)出現(xiàn)穩(wěn)定的變化趨勢(shì)，可能的主要原因在于，影響植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的因素很多，不同變量的綜合影響會(huì)使全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)方向經(jīng)常發(fā)生轉(zhuǎn)變。

表2 σ收斂檢驗(yàn)的回歸結(jié)果

2.絕對(duì)β收斂檢驗(yàn)

借鑒Barro & Sala-I-Martin(1992)的β收斂檢驗(yàn)經(jīng)典模型⑥，本文采用如下模型對(duì)中國(guó)植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率變化進(jìn)行絕對(duì)β收斂檢驗(yàn)：

其中，T表示時(shí)間跨度，ln表示取自然對(duì)數(shù)，TFPchi,0和TFPchi,t分別表示i地區(qū)基期和末期的植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率變化值，α為截距項(xiàng)，β為待估系數(shù)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。若β小于0，并且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，則說(shuō)明存在絕對(duì)β收斂；若β大于0，并且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，則說(shuō)明存在絕對(duì)β發(fā)散。

表3 絕對(duì)β收斂檢驗(yàn)回歸結(jié)果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著，下同。

從表3的回歸結(jié)果來(lái)看，在全國(guó)范圍內(nèi)β系數(shù)小于0，并且通過(guò)1%水平下的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明在全國(guó)層面植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率存在絕對(duì)β收斂。這說(shuō)明，在全國(guó)層面上，落后地區(qū)植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率會(huì)有比較高的變化速度，最終趕上發(fā)達(dá)地區(qū)，并接近全國(guó)平均水平。具體到四大區(qū)域而言，β系數(shù)都小于0，但是均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明四大區(qū)域植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率均不存在絕對(duì)β收斂?？紤]到樣本數(shù)量可能影響回歸系數(shù)，本文進(jìn)一步將東北和東部合并為廣義東部，將中部和西部合并為中西部，以便進(jìn)一步擴(kuò)大樣本數(shù)量?；貧w結(jié)果顯示，廣義東部地區(qū)和中西部地區(qū)的回歸系數(shù)均在5%的水平下顯著為負(fù)，這兩大區(qū)域內(nèi)部存在絕對(duì)β收斂，而這實(shí)際上屬于“俱樂(lè)部收斂”。植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)速度在四大區(qū)域不存在絕對(duì)β收斂，而全國(guó)或更大區(qū)域?qū)用鎱s存在絕對(duì)β收斂，這可能與植物油產(chǎn)業(yè)對(duì)區(qū)域資源稟賦條件的依賴有關(guān)。通常，植物油產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)當(dāng)?shù)氐闹参镉土仙a(chǎn)條件有超強(qiáng)依賴，而與植物油料生產(chǎn)密切相關(guān)的土地、氣候、地理等稟賦條件很難改變，因此，在比較小的區(qū)域范圍內(nèi)，油料品種和市場(chǎng)需求相似度較高，落后地區(qū)的植物油產(chǎn)業(yè)往往被低端鎖定，很難獲得更好的發(fā)展機(jī)會(huì)，因而也無(wú)法實(shí)現(xiàn)更高的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)速度。然而，在較大區(qū)域乃至全國(guó)范圍，稟賦條件和市場(chǎng)條件的差異化程度較高，落后地區(qū)可以發(fā)揮比較優(yōu)勢(shì)和后發(fā)優(yōu)勢(shì)，進(jìn)行差異化市場(chǎng)定位，實(shí)現(xiàn)較高的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)速度，進(jìn)而逐漸趕上全國(guó)平均水平。

3.條件β收斂檢驗(yàn)

借鑒Miller & Upadhyay(2002)的做法，用基于面板數(shù)據(jù)的雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行條件β收斂檢驗(yàn)。⑦其優(yōu)勢(shì)在于，無(wú)需新增加解釋變量，可以避免遺漏關(guān)鍵變量以及變量選擇時(shí)的主觀隨意性問(wèn)題；可以同時(shí)考慮不同個(gè)體的穩(wěn)態(tài)值及其隨時(shí)間發(fā)生的動(dòng)態(tài)變化趨勢(shì)；不僅能夠克服解釋變量之間的多重共線性問(wèn)題，而且能夠克服隨機(jī)誤差項(xiàng)與解釋變量之間的相關(guān)性問(wèn)題；對(duì)數(shù)據(jù)數(shù)量要求低，降低了數(shù)據(jù)獲取難度。⑧本文采用如下模型對(duì)中國(guó)植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率變化進(jìn)行條件β收斂檢驗(yàn)：

其中，TFPchi，t和TFPchi，t-1分別表示i地區(qū)t時(shí)期和t-1時(shí)期的植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率變化取值，α為截距項(xiàng)，β為待估系數(shù)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。若β小于0，并且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，則說(shuō)明存在條件β收斂；若β大于0，并且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，則說(shuō)明存在條件β發(fā)散。為平滑植物油產(chǎn)業(yè)面臨的周期波動(dòng)和外部因素影響，本文以2年為一個(gè)時(shí)期對(duì)2004-2011年進(jìn)行分段，最終得到4個(gè)時(shí)期，以2年平均值作為相應(yīng)時(shí)期的全要素生產(chǎn)率變化指標(biāo)。

從表4的回歸結(jié)果來(lái)看，在全國(guó)范圍內(nèi)β系數(shù)小于0，并且通過(guò)1%水平下的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明在全國(guó)層面植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率存在條件β收斂。具體到四大區(qū)域來(lái)看，β系數(shù)都小于0，并且除了東北地區(qū)之外，其他三個(gè)地區(qū)均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明東部、西部、中部三大區(qū)域植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率均存在條件β收斂，而東北地區(qū)并不存在條件β收斂。同樣，考慮到樣本數(shù)量可能影響回歸系數(shù)，本文進(jìn)一步將東北和東部合并為廣義東部，將中部和西部合并為中西部，以便進(jìn)一步擴(kuò)大樣本數(shù)量?；貧w結(jié)果顯示，廣義東部地區(qū)和中西部地區(qū)的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著為負(fù)，顯著性水平比合并前有了明顯提高，這說(shuō)明廣義的東部地區(qū)和中西部地區(qū)內(nèi)部存在更為明顯的條件β收斂。全國(guó)和區(qū)域?qū)用嫫毡榇嬖跅l件β收斂，說(shuō)明各地區(qū)植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率正不斷趨近各自的穩(wěn)態(tài)，其可能的重要原因仍在于植物油料和市場(chǎng)需求條件存在顯著的區(qū)域差異，各地區(qū)的植物油產(chǎn)業(yè)主要沿著既定的市場(chǎng)定位前進(jìn)，開(kāi)發(fā)新品種的空間較小，主攻方向是產(chǎn)業(yè)鏈深化和加工環(huán)節(jié)精細(xì)化，主導(dǎo)戰(zhàn)略是在既定的技術(shù)前沿面上擴(kuò)大規(guī)模，因而其全要素生產(chǎn)率也主要在規(guī)模效率的驅(qū)動(dòng)下呈現(xiàn)自我累積的增長(zhǎng)。

表4 條件β收斂檢驗(yàn)回歸結(jié)果

四、結(jié)論與政策啟示

本文測(cè)算了2003-2011年29個(gè)省區(qū)植物油產(chǎn)業(yè)的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)，結(jié)果顯示，整個(gè)樣本期間中國(guó)植物油產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率呈增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，年均增長(zhǎng)1.9%，而增長(zhǎng)動(dòng)力主要來(lái)自技術(shù)效率變化，特別是規(guī)模效率變化做出了突出貢獻(xiàn)，而技術(shù)變化則對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)產(chǎn)生了制約作用。關(guān)于總體處于增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)的結(jié)論同大多數(shù)文獻(xiàn)的判斷基本一致，但是關(guān)于增長(zhǎng)動(dòng)力主要來(lái)自技術(shù)效率特別是規(guī)模效率的結(jié)論，同多數(shù)文獻(xiàn)認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步為主要增長(zhǎng)動(dòng)力存在顯著差異，這種差異的主要原因可能來(lái)自于產(chǎn)業(yè)對(duì)象本身的差異?？傮w而言，植物油產(chǎn)業(yè)屬于以油料為加工對(duì)象的初級(jí)工業(yè)，對(duì)于生產(chǎn)技術(shù)的依賴程度要低于對(duì)于原料的依賴，加上壓榨、精煉等植物油生產(chǎn)加工技術(shù)和裝備的進(jìn)入門檻較低，植物油生產(chǎn)企業(yè)的技術(shù)水平差異不大。因此，對(duì)于油料市場(chǎng)和植物油市場(chǎng)擁有更強(qiáng)控制力的大規(guī)模企業(yè)，可能更容易通過(guò)不斷提高規(guī)模效率而提高全要素生產(chǎn)率。

收斂性檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，中國(guó)植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率變化總體上不存在σ收斂；在全國(guó)層面植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率存在絕對(duì)β收斂，但四大區(qū)域均不存在絕對(duì)β收斂，而調(diào)整樣本范圍之后，廣義的東部地區(qū)和中西部地區(qū)內(nèi)部出現(xiàn)了絕對(duì)β收斂；條件β收斂不僅在全國(guó)層面存在，在東部、西部、中部三大區(qū)域也存在，但東北地區(qū)并不存在條件β收斂，而調(diào)整樣本范圍之后，廣義的東部地區(qū)和中西部地區(qū)內(nèi)部存在更為明顯的條件β收斂。

基于上述結(jié)論，我們認(rèn)為，要不斷提升中國(guó)植物油產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率，加快實(shí)現(xiàn)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，應(yīng)注意把握如下幾個(gè)著力點(diǎn)：一是深刻認(rèn)識(shí)植物油產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)特征，協(xié)調(diào)技術(shù)優(yōu)勢(shì)與規(guī)模優(yōu)勢(shì)的關(guān)系，既要通過(guò)加強(qiáng)自主創(chuàng)新提升植物油產(chǎn)業(yè)整體技術(shù)水平，特別是提高精煉和深加工相關(guān)技術(shù)，依靠技術(shù)進(jìn)步推動(dòng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，又要打破區(qū)域分割，加強(qiáng)資源整合，培育龍頭企業(yè)，走規(guī)?；?jīng)營(yíng)道路，提升規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，強(qiáng)化對(duì)原料市場(chǎng)和產(chǎn)品市場(chǎng)的駕馭能力；二是牢牢把握植物油料供給這一生命線，自主生產(chǎn)與市場(chǎng)購(gòu)買相結(jié)合，千方百計(jì)保障油料資源穩(wěn)定供給，提升品牌影響力，強(qiáng)化對(duì)周期波動(dòng)和宏觀環(huán)境的應(yīng)對(duì)能力；三是辯證認(rèn)識(shí)植物油產(chǎn)業(yè)的區(qū)域差異，找準(zhǔn)區(qū)域比較優(yōu)勢(shì)，實(shí)施差異化發(fā)展戰(zhàn)略，培育特色化的植物油產(chǎn)業(yè)集群，延伸植物油產(chǎn)業(yè)鏈條，提升植物油產(chǎn)業(yè)整體競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。

注：

①方建中、周建波：《轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式：取向與路徑視角的考察》，《江海學(xué)刊》2008年第1期。

②江小涓：《用改革的辦法破解發(fā)展難題》，《人民日?qǐng)?bào)》2009年4月1日。

③Fare, R., S. Grosskopf, M. Norris, Z. Zhang，“Productivity Growth, Technical Progress and Efficiency Changes in Industrialized Countries”，AmericanEconomicReview, 1994，84(1), pp.66-83.

④趙偉、馬瑞永：《中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性的再認(rèn)識(shí)——基于增長(zhǎng)收斂微觀機(jī)制的分析》，《管理世界》2005年第11期。

⑤Barron，R., X. Sala-I-Martin,“Convergence Across States and Regions”,BrookingsPapersonEconomicActivity, 1991, (1), pp.107-182.

⑥Barro, R. and Sala- I- Martin, X, “Convergence”,JournalofPoliticalEconomy, 1992，100(2) , pp.223-251.

⑦M(jìn)iller, S., M., Upadhyay, “Total Factor Productivity and the Convergence Hypothesis”,JournalofMacroeconomics,2002,24, pp.267-286.

⑧李谷成：《中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長(zhǎng)的地區(qū)差距與收斂性分析》，《產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究》2009年第2期；趙蕾、王懷明：《中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的增長(zhǎng)及收斂性分析》，《農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)》2007年第2期。

〔責(zé)任編輯：清菡〕

OnTotalFactorProductivityChangeofFoodIndustryinChinaandItsConvergence：TakePlantOilIndustryasanExample

ZhanZhaolei&WangKai

The frequent food safety events make food industry facing a series of serious crisis, and the fundamental path of overcoming the crisis is to transform the pattern of development quickly, so as to drive industry development relying on scientific and technological progress and improvement of total factor productivity(TFP). With plant oil industry as the example calculating TFP, the results show, the TFP of China industrial plant oil has shown a rising trend in the whole sample period, the average annual growth is 1.9%, while the growth impetus mainly came from the technical efficiency especially scale efficiency change. TFP change of plant oil industry in China does not exist σ convergence in general; there is absolute β convergence in whole country, but which does not exist in four large areas; the conditional β convergence exists not only in whole country, but also in the eastern, western, and central region. Therefore, we should based on the essential characteristics of plant oil industry’s total factor productivity changes explore the countermeasures actively.

food industry; plant oil industry; TFP; the transformation of development mode

*本文是國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“豬肉產(chǎn)業(yè)鏈系統(tǒng)競(jìng)爭(zhēng)力形成機(jī)制與影響因素的實(shí)證研究”(71273136)的階段性成果。

戰(zhàn)炤磊，南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士生、江蘇省社會(huì)科學(xué)院副研究員 南京 210095；王凱，南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授、博導(dǎo) 南京 210095

F768.2

A

1001-8263(2014)11-0017-07