姚 柳 楊

(西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院/應(yīng)用經(jīng)濟研究中心,陜西 楊凌 712100)

納入環(huán)境外部性的糧食生產(chǎn)率測算及增長分析

姚 柳 楊

(西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院/應(yīng)用經(jīng)濟研究中心,陜西 楊凌 712100)

忽略面源污染外部性的生產(chǎn)率分析影響了研究結(jié)果的政策指導(dǎo)價值,而從非期望產(chǎn)出角度構(gòu)造的生產(chǎn)率分析難以用于冬小麥生產(chǎn)。本文在方向距離函數(shù)的基礎(chǔ)上,構(gòu)造了投入產(chǎn)出雙視角Malmquist-Luenberge(DML)指數(shù),將環(huán)境影響納入到生產(chǎn)率中,通過分析帶來環(huán)境污染投入的效率可以獲得技術(shù)效率與環(huán)境效率。使用DML指數(shù)方法,以11個冬小麥主產(chǎn)區(qū)2004-2011年投入產(chǎn)出的面板數(shù)據(jù)進行實證研究,結(jié)果表明,整個時期全要素生產(chǎn)率(TFP)僅增長了4.41%,其中技術(shù)效率提高了3.20%,技術(shù)進步為1.17%,環(huán)境效率為2.45%;南北方TFP均有所提高,但北方表現(xiàn)為技術(shù)和環(huán)境效率的下降,南方則存在輕微的技術(shù)退步。

環(huán)境;效率;生產(chǎn)率;DML指數(shù);冬小麥

引 言

技術(shù)進步和體制改革是我國近代提高糧食生產(chǎn)率的兩個重要途徑[1,2]。然而,無論是近代的農(nóng)業(yè)科技進步還是我國的農(nóng)地制度改革,都未能改變微觀經(jīng)營者在糧食生產(chǎn)中大量甚至是過量地使用化肥、農(nóng)藥等投入。由此造成的農(nóng)業(yè)面源污染、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境惡化和農(nóng)產(chǎn)品供給質(zhì)量安全程度降低等問題已成為政府和學(xué)者們關(guān)注的熱點。生產(chǎn)率分析是對區(qū)域糧食生產(chǎn)績效進行評估的主要經(jīng)濟學(xué)手段,傳統(tǒng)的生產(chǎn)率分析僅反映了農(nóng)業(yè)投入的有效利用程度,并未將環(huán)境納入生產(chǎn)研究視野,不能反映全社會視角下糧食的真實投入,也不能反映農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展程度,并可能誤導(dǎo)相關(guān)決策。

目前國內(nèi)外文獻關(guān)于環(huán)境因素納入生產(chǎn)率的研究主要包括三個方面。一是將生產(chǎn)結(jié)果的非意愿產(chǎn)出(如工業(yè)“三廢”)作為外生變量[3,4],計算一定環(huán)境污染水平下的生產(chǎn)率;二是將生產(chǎn)結(jié)果的非意愿產(chǎn)出作為投入變量——環(huán)境投入,在此基礎(chǔ)上衡量了生產(chǎn)率的變化[5,6];三是將生產(chǎn)結(jié)果的非意愿產(chǎn)出作為產(chǎn)出,運用Chung等[7]提出的Malmquist-Luenberge(縮寫為ML)生產(chǎn)率指數(shù),測度生產(chǎn)率的變化[8]。楊俊、陳怡[9]和李谷成等[10]通過使用污染強度系數(shù)計算了不同省份面源污染物的產(chǎn)生數(shù)量,進而對包含環(huán)境影響的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率進行了測算。但由于農(nóng)業(yè)面源污染具有不確定性以及識別成本過高的困難[11],對不同省份使用相同的污染強度系數(shù),忽略了區(qū)域差異,極易造成對使用化肥農(nóng)藥替代技術(shù)省份生產(chǎn)效率的低估。同時將環(huán)境變量作為外生或是內(nèi)生變量都有悖于物質(zhì)平衡理論[12],造成估計上的偏誤。

由于我國農(nóng)業(yè)的發(fā)展仍然需要依靠生產(chǎn)力的提高,而將環(huán)境影響納入到中國農(nóng)業(yè)效率分析的研究較少[8],因此本文的研究是在現(xiàn)有文獻的基礎(chǔ)上,構(gòu)造適用于中國糧食生產(chǎn)現(xiàn)狀的指數(shù),通過對帶來環(huán)境污染的投入變量間接研究非意愿產(chǎn)出。

一、理論框架:包含環(huán)境因素的生產(chǎn)率

(一)納入環(huán)境效率的距離函數(shù)

糧食生產(chǎn)的過程中,將投入變量分為兩類:決定環(huán)境污染水平的投入變量,如化肥、農(nóng)藥,將其定義為投入Z;其他投入變量,將其定義為投入X[13]。對于K個決策單元,考慮投入X=(x1,…,xn)和Z=(z1,…,zw)來生產(chǎn)Y=(y1,…,ym)。當(dāng)滿足投入的邊際產(chǎn)品均為正時,生產(chǎn)可能性曲線(以下簡寫為PPC)為一個遞增、擬凹的曲面,對應(yīng)的技術(shù)集合記為S。以單個X,單個Z,單產(chǎn)出為例圖示這一過程,如圖1所示。決策單元R的觀測為(XR,ZR,YR),OXRRFZR為對應(yīng)的PPC,B為R沿(-X,-Z,0)徑向收縮在PPC上的投影,C為R沿(0,-Z,0)徑向收縮在PPC上的投影,ZF為C在Z軸上的投影。傳統(tǒng)的技術(shù)效率表示為式1[14];以產(chǎn)出水平和X水平不變的情況下Z的最低使用水平定義的環(huán)境效率[13]表示為式2。

TER=sup{φ:F(XR,ZR)≥φYR}-1=|OYF|/|OYR|

(1)

EER=inf{θ:F(XR,θZR)≥YR}=|OZF|/|OZR|

(2)

圖1 單傳統(tǒng)投入、單環(huán)境投入、單產(chǎn)出的生產(chǎn)可能性曲線

(二)納入環(huán)境效率的方向距離函數(shù)

然而中國的冬小麥生產(chǎn)過程中普遍存在著農(nóng)戶過量使用化肥[15]、超標(biāo)準(zhǔn)使用農(nóng)藥[16,17]的情況,在導(dǎo)致嚴(yán)重的環(huán)境問題的同時造成了土地的生產(chǎn)率水平下降,即農(nóng)藥和化肥的過度投入引起了負(fù)的邊際產(chǎn)出。因此我們對上述PPC進行分析,在Z增加并超出作物生長所需投入閾值時,其對應(yīng)的PPC出現(xiàn)了正的斜率,對應(yīng)的技術(shù)集合記為S’,圖2為S’在平面YOZ上的投影。根據(jù)中國的糧食生產(chǎn)的現(xiàn)狀,論文假定:

1.生產(chǎn)中不變的規(guī)模報酬:許慶等[18]對糧食主產(chǎn)區(qū)的1 049個農(nóng)戶調(diào)查的基礎(chǔ)上得出主要糧食作物的規(guī)模報酬系數(shù)僅為1.049,在統(tǒng)計意義上無差異于1。

2.X及產(chǎn)出的強可處置公理[19],Z的弱可處置性:投入擁塞放松了投入的強可處置性[20]。

3.Z與產(chǎn)出的零結(jié)合公理:盡管對于個體綠色農(nóng)業(yè)經(jīng)營來說,這是一個相當(dāng)嚴(yán)格的假定;但以大范圍(如以省為單位)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)的研究可以近似認(rèn)為農(nóng)戶對Z的依賴造成土地肥力的下降和害蟲耐藥性的增強,在投入Z為零時,產(chǎn)出水平同樣為零。

圖2 納入環(huán)境外部性的方向距離分析

根據(jù)以上假定,決策單元R將沿(0,-Z,Y)(即圖2的OR’方向,R’為R關(guān)于Y軸的對稱點)收縮至PPC上的點RF,RF為R在PPC上的效率點,這一過程以方向距離函數(shù)表示為式(3),其中g(shù)為方向向量。Farrell技術(shù)效率(DTE)為式(4);同時將這一過程中Z的最小使用比例定義為環(huán)境效率(DEE),即式(5)。

=sup{θ:(XR,ZR,YR)+θ*(0,-ZR,YR)∈S'}

=sup{θ:(XR,(1-θ)ZR,(1+θ)YR)∈S'}

=|RRF|/|OR'|

(3)

ZR,YR)+1]-1

(4)

ZR,YR)

(5)

(三)納入環(huán)境效率的全要素增長率模型

(6)

(7)

(8)

λk≥0,k=1,…,K

DEER=1-θ;DTER=(1+θ)-1

(9)

(10)

二、實證研究

(一)數(shù)據(jù)來源與指標(biāo)選取

(1)與距離函數(shù)類似,方向距離函數(shù)對離群值非常敏感,因此依照《中國小麥品質(zhì)區(qū)劃方案(試行)》*《中國小麥品質(zhì)區(qū)劃方案》依據(jù)生態(tài)環(huán)境因子，土壤類型、質(zhì)地和肥力水平，小麥的消費習(xí)慣、市場需求和商品率將小麥區(qū)域規(guī)劃為北方強筋、中筋冬麥區(qū)，南方中筋、弱筋冬麥區(qū)、中筋、強筋春麥區(qū)三大區(qū)。資本投入為每畝直接與間接物質(zhì)費用、服務(wù)費用中扣除掉化肥、種子、農(nóng)藥的費用后得到的數(shù)據(jù)。的劃分標(biāo)準(zhǔn)，選取11個冬小麥主產(chǎn)區(qū)進行分析。(2)選取《全國農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編》相關(guān)的成本收益數(shù)據(jù),并查閱《中國統(tǒng)計年鑒》的“農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格分類指數(shù)”對相應(yīng)數(shù)據(jù)進行調(diào)整。(3)以數(shù)據(jù)的可得性和可行性角度出發(fā)確定樣本和數(shù)據(jù)。由于2004年國家開始在全國范圍內(nèi)對糧食生產(chǎn)實行直補政策,且《全國農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編》從2004年開始實施新的指標(biāo)核算體系,因此以2004年為基期,選取河北、山東、河南、山西、陜西、甘肅、江蘇、安徽、湖北、四川、云南等11個省份為樣本,對2004-2011年的冬小麥生產(chǎn)進行效率測算。本文選取的指標(biāo)有:Y為冬小麥畝產(chǎn)(公斤);X為每畝用工數(shù)量(包括家庭用工和雇工)、種子用量(公斤)、資本投入(元);Z為每畝化肥用量(公斤)、農(nóng)藥投入(元)。

(二)實證研究結(jié)果

運用上述指標(biāo),使用LINGO11.0軟件編寫程序,對納入環(huán)境外部性的冬小麥生產(chǎn)效率進行了測算,結(jié)果見表1;基于DML的2004-2011年全要素生產(chǎn)率及其分解的變化結(jié)果見表2。

從表1可以得出以下結(jié)論:(1)2004-2011年技術(shù)效率與環(huán)境效率值為1的省份所占百分比在45.6%～63.6%之間,且技術(shù)效率均在0.75以上,整體表現(xiàn)出了較高的技術(shù)效率。山東、河南、安徽在整個時期內(nèi)都表現(xiàn)得既有技術(shù)效率又有環(huán)境效率;云南、甘肅則既沒有技術(shù)效率也沒有環(huán)境效率;山西、陜西僅在個別年份表現(xiàn)的相對有效率;所有省份在所有時期環(huán)境效率均不大于技術(shù)效率;湖北從2006年開始表現(xiàn)出技術(shù)效率和環(huán)境效率;省份間技術(shù)效率和環(huán)境效率的差異(以截面樣本的標(biāo)準(zhǔn)差衡量)在2004—2006年經(jīng)過短暫的下降后,又有了進一步的擴大的趨勢。(2)整體上中部和東部地區(qū)糧食生產(chǎn)率水平高于西部地區(qū),糧食主產(chǎn)區(qū)的生產(chǎn)率水平高于非主產(chǎn)區(qū),以非糧食主產(chǎn)區(qū)的西部省份云南省為例,2011年可以在減少7.18%的化肥、農(nóng)藥投入的同時增加單產(chǎn)7.73%;糧食生產(chǎn)技術(shù)率的提高是以損害環(huán)境為代價的,同時環(huán)境效率與技術(shù)效率差異的絕對值增加的趨勢說明農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境惡化問題依然嚴(yán)峻;省份間效率差異隨時間的進一步擴大暗示著在技術(shù)水平較低的省份,農(nóng)戶種糧積極性并未得到可持續(xù)的提高。

表1 基于DML指數(shù)的11個省份技術(shù)效率、環(huán)境效率測算

注:參照《中國小麥品質(zhì)區(qū)劃方案(試行)》的區(qū)域劃分標(biāo)準(zhǔn),北方包括河北、山東、河南、山西、陜西、甘肅6個省份;南方包括江蘇、安徽、湖北、四川、云南5個省份;各時期效率值為對應(yīng)樣本的幾何平均

從表2可以得出以下結(jié)論:(1)從全國層面上看,生產(chǎn)率水平在2005-2006年得到了很大的提高,而不是我們預(yù)期的2004-2005年,原因是2004年的糧食直補政策的貫徹實施對農(nóng)戶種糧積極性的影響方面有一年的時滯。2007-2008年相對于2005-2006年有更大幅度的提高,技術(shù)進步效應(yīng)表現(xiàn)也非常明顯,這是因為,一方面來自于2006年全面取消農(nóng)業(yè)稅的政策時滯,另一方面來自于全球金融危機使得勞動力(特別是青年勞動力)能夠更加用心的照料土地。2008-2010年期間,生產(chǎn)率水平出現(xiàn)了大幅度的下滑,一方面是受2009年和2010年的罕見旱情和低溫天氣影響,另一方面源于國家糧食政策的持續(xù)性不足。通過進一步研究發(fā)現(xiàn),樣本省份所在地區(qū)大多數(shù)是按面積進行的補貼,這與按照交易量進行補貼的標(biāo)準(zhǔn)相比,很難激發(fā)農(nóng)民提高單位土地產(chǎn)量水平。2010-2011年生產(chǎn)率水平又開始有了小幅度的提升。(2)南、北方冬小麥生產(chǎn)率在各時期的變動基本一致。北方TFP的波動比南方更大,并與技術(shù)的變動情況相一致,南方TFP的變動與技術(shù)效率和環(huán)境效率基本一致。說明北方冬小麥生產(chǎn)通過非投入層面上的因素,如增強作物抗逆性、技術(shù)推廣等措施實現(xiàn)了生產(chǎn)力水平的提高;而南方提高冬小麥生產(chǎn)率的關(guān)鍵在于較少的使用了化肥、農(nóng)藥投入。(3)由于DML指數(shù)的非傳遞性,文章計算了以2004年為基期,2011年為現(xiàn)期的DML及其分解,在整個研究時期全國各指標(biāo)雖然都處于進步狀態(tài),但增長緩慢。整個研究時期內(nèi),技術(shù)效率增長了3.20%,技術(shù)進步了1.17%,環(huán)境效率提高了2.45%北方的TFP增長來源于技術(shù)進步,在整個時期技術(shù)效率和環(huán)境效率都有所下降,這與北方大量使用化肥、農(nóng)藥投入相關(guān);南方的TFP增長則主要來源于技術(shù)效率和環(huán)境效率的改善,存在輕微技術(shù)退步,這與南方種植結(jié)構(gòu)相關(guān),用于冬小麥種植的土地較少。

三、研究結(jié)論

本文在傳統(tǒng)距離函數(shù)基礎(chǔ)上,對其加以改造構(gòu)建了DML指數(shù),將環(huán)境效率納入到生產(chǎn)效率分析中,并估計了2004-2011年中國冬小麥生產(chǎn)中的包含環(huán)境外部性的全要素生產(chǎn)率。研究主要得到以下主要結(jié)論:(1)糧食生產(chǎn)可以在減少環(huán)境破壞的同時增加單產(chǎn)水平,西部地區(qū)冬小麥生產(chǎn)率水平低于中部和東部地區(qū)。以2011年為例,整體上(幾何平均)冬小麥生產(chǎn)可以在減少帶來環(huán)境破壞2.37%的同時實現(xiàn)單產(chǎn)提高2.61%。(2)北方技術(shù)效率的增長快于南方,南方提高糧食單產(chǎn)水平依賴于環(huán)境效率的降低。(3)宏觀糧食政策對農(nóng)民種糧積極性的影響有一定時滯,且不具有很強的持續(xù)性。與糧食產(chǎn)量或銷售量掛鉤的激勵措施可能對農(nóng)戶種糧積極性更有激勵作用。

[1] Mao W,Koo W W.Productivity Growth,Technological Progress and Efficiency Change in Chinese Agriculture After Rural Economic Reforms:A DEA Approach [J].China Economic Review,1997,8(2):157-174.

[2] Lin J Y.Rural Reforms and Agricultural Growth in China [J].The American Economic Review,1992:34-51.

[3] F?re R,Grosskopf S.Productivity and Intermediate Products:A Frontier Approach[J].Economics Letters,1996,50(1):65-70.

[4] Reinhard S,Knox Lovell C A,Thijssen G J.Environmental Efficiency With Multiple Environmentally Detrimental Variables,Estimated With SFA and DEA [J].European Journal of Operational Research,2000,121(2):287-303.

[5] Ball V E,Lovell C A K,Luu H,et al.Incorporating Environmental Impacts in the Measurement of Agricultural Productivity Growth[J].Journal of Agricultural and Resource Economics,2004: 436-460.

[6] 陳詩一.能源消耗,二氧化碳排放與中國工業(yè)的可持續(xù)發(fā)展[J].經(jīng)濟研究,2009(4):41-55.

[7] Chung Y H,F?re R,Grosskopf S.Productivity and Undesirable Outputs:A Directional Distance Function Approach [J].Journal of Environmental Management,1997,51(3):229-240.

[8] 王兵,吳延瑞,顏鵬飛.中國區(qū)域環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長[J].經(jīng)濟研究,2010(5):95-109.

[9] 楊俊,陳怡.基于環(huán)境因素的中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長研究[J].中國人口·資源與環(huán)境,2011(6):153-157.

[10] 李谷成,陳寧陸,閔銳.環(huán)境規(guī)制條件下中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長與分解[J].中國人口·資源與環(huán)境,2011,21(11):53-160.

[11] 張宏艷.發(fā)達地區(qū)農(nóng)村面源污染的經(jīng)濟學(xué)研究[D].復(fù)旦大學(xué)博士學(xué)位論文,2004.

[12] Coelli T,Lauwers L,Van Huylenbroeck G.Environmental Efficiency Measurement and the Materials Balance Condition [J].Journal of Productivity Analysis,2007,28(1-2):3-12.

[13] Reinhard S,Lovell C A K,Thijssen G.Econometric Estimation of Technical and Environmental Efficiency:An Application to Dutch Dairy Farms[J].American Journal of Agricultural Economics,1999,81(1): 44-60.

[14] Farrell M J.The Measurement of Productive Efficiency[J].Journal of the Royal Statistical Society.Series a (General),1957,120(3):253-290.

[15] Zhang H,Wang B,Xu M.Effects of Inorganic Fertilizer Inputs on Grain Yields and Soil Properties in a Long-term Wheat-corn Cropping System in South China[J].Communications in Soil Science and Plant Analysis,2008,39(11-12):1 583-1 599.

[16] Huang J,Hu R,Rozelle S,et al.Insect-resistant GM Rice in Farmers’ Fields:Assessing Productivity and Health Effects in China[J].Science,2005,308:688-690.

[17] 林玉鎖.農(nóng)藥與生態(tài)環(huán)境保護[M].北京: 化學(xué)工業(yè)出版社,2000.

[18] 許慶,尹榮梁,章輝.規(guī)模經(jīng)濟,規(guī)模報酬與農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營——基于我國糧食生產(chǎn)的實證研究[J].經(jīng)濟研究,2011(3):59-71.

[19] F?re R,Primont D.Multi-output Production and Duality:Theory and Applications[M].Kluwer Academic Pub,1995.

[20] Fare R,Grosskopf S,Lovell C A K.Production Frontiers [M].Cambridge:Cambridge University Press,1994.

Incorporating Environmental Externality Into Agricultural Productivity and Growth Analysis

YAO Liu-yang

(CollegeofEconomicsandManagement/AppliedEconomicCenter,NorthwestA&FUniversity,Yangling,Shaanxi712100,China)

Productivity analysis without considering non-point source pollution decreased the guidance value of policy making.Considering the difficulty of using undesirable output oriented productivity indexes in agriculture,a new index,Double Oriented Malmquist-Luenberge(DML)index,has been proposed for estimating agriculture productivity by referencing to directional distance function’s idea.By incorporating environmental externality into productivity analysis,DML index can be transferred into technical efficiency and environmental efficiency with the analysis of environmental related input.Empirical study by using DML to estimate 11 provinces’ winter wheat production in China during 2004-2011 suggests that,Total Factor Productivity (TFP) has a slightly increase of 4.41%,including 3.20% increase of technology efficiency change,1.17% technology change,and 2.45% environmental efficiency change; TFP increased both in Northern and Southern provinces,technology efficiency and environmental efficiency decreased in North,and technology decreased slightly.

environmental externality; efficiency; productivity; DML index; winter-wheat

2014-11-05

國家自然科學(xué)基金項目(71073128)

姚柳楊(1988-),男，西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院/應(yīng)用經(jīng)濟研究中心博士研究生,研究方向為自然資源與環(huán)境經(jīng)濟學(xué)。

F302.5

A

1009-9107(2015)04-0034-06