劉子飛 王昌海
摘要
有機(jī)農(nóng)業(yè)是我國(guó)適應(yīng)居民食品消費(fèi)由注重?cái)?shù)量向質(zhì)量轉(zhuǎn)變、促進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)、緩解農(nóng)業(yè)污染問(wèn)題等的現(xiàn)實(shí)選擇。以有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的典型——陜西洋縣為例,運(yùn)用三階段DEA(數(shù)據(jù)包絡(luò)分析)模型,本文比較分析了其與周邊縣區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。結(jié)果表明:以農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值為產(chǎn)出指標(biāo)和以農(nóng)業(yè)資本、勞動(dòng)力、耕地面積、化肥使用量、農(nóng)膜使用量為投入指標(biāo)滿足模型適用的“同向性”條件假設(shè),可以進(jìn)行投入產(chǎn)出的效率分析;管理因素、外部環(huán)境因素和隨機(jī)因素對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率均有顯著影響,有必要進(jìn)行各因素對(duì)效率影響的剝離性分析;在外部環(huán)境因素中,提高農(nóng)民人均純收入、城鎮(zhèn)化水平、財(cái)政支出占GDP比重均有利于促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率,而以糧食播種面積與耕地面積比表示的種植結(jié)構(gòu)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率呈顯著負(fù)相關(guān);在發(fā)展有機(jī)農(nóng)業(yè)前和后,洋縣農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)率、純技術(shù)效率和規(guī)模效率均低于陜南26縣區(qū)的平均水平,但發(fā)展有機(jī)農(nóng)業(yè)后,其農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)率、純技術(shù)效率排名分別上升了5位和6位,同時(shí),規(guī)模效率排名下降了3位;然而,洋縣綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)純技術(shù)效率仍然低于規(guī)模效率。主要研究結(jié)論:三階段DEA模型有效剔除了管理因素和隨機(jī)因素對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響;有機(jī)化可以提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率,這主要來(lái)源于純技術(shù)效率而非規(guī)模效率的改進(jìn)。為了縮小與周邊農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的差距,洋縣應(yīng)該提高綠色農(nóng)業(yè)管理技術(shù)水平和擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模,且重點(diǎn)在于前者。
關(guān)鍵詞有機(jī)農(nóng)業(yè);農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率;純技術(shù)效率;規(guī)模效率;三階段DEA模型
中圖分類號(hào)F323.3 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼A文章編號(hào)1002-2104(2015)07-0105-08doi:10.3969/j.issn.1002-2104.2015.07.015
作為“朱鹮之鄉(xiāng)”,洋縣為了保護(hù)世界極瀕危珍稀動(dòng)物—朱鹮,從20世紀(jì)80年代發(fā)現(xiàn)世界上僅存的7 只朱鹮開始,就倡導(dǎo)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)中減少農(nóng)藥化肥使用,針對(duì)朱鹮活動(dòng)頻繁的核心區(qū)更是命令禁止使用農(nóng)藥、化肥,以減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)帶來(lái)的對(duì)朱鹮生境的破壞。據(jù)陜西漢中朱鹮國(guó)家級(jí)自然保護(hù)區(qū)管理局統(tǒng)計(jì),經(jīng)過(guò)三十余年的積極努力,朱鹮種群數(shù)量由最初的7 只,已增加至1 500余只。世界瀕危珍禽基本擺脫了“瀕危”的境地,得到了良好的保護(hù)。然而,隨著朱鹮數(shù)量的不斷增加,其活動(dòng)范圍也逐漸擴(kuò)散,由最初的朱鹮發(fā)現(xiàn)地—姚家溝(深溝),擴(kuò)散至洋縣的每一個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn),減少或禁止使用農(nóng)藥化肥或使用有機(jī)農(nóng)藥化肥的保護(hù)措施也擴(kuò)大至各鄉(xiāng)鎮(zhèn),這給農(nóng)業(yè)帶來(lái)了消極和積極兩方面的結(jié)果。消極方面,集中表現(xiàn)為減少了農(nóng)業(yè)特別是稻米的產(chǎn)量,作為國(guó)家級(jí)貧困縣,加上稻米生產(chǎn)是該區(qū)域的主要糧食作物,稻米減產(chǎn)意味著農(nóng)民收入的降低,這加劇了當(dāng)?shù)剞r(nóng)民、農(nóng)村社區(qū)生計(jì)與政府、保護(hù)機(jī)構(gòu)生態(tài)之間的矛盾。積極方面,主要是帶來(lái)了有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的契機(jī),未施用或有限使用農(nóng)藥化肥或使用了綠色農(nóng)
藥、有機(jī)肥的農(nóng)產(chǎn)品(下文統(tǒng)稱“有機(jī)產(chǎn)品”,相應(yīng)的為“常規(guī)農(nóng)產(chǎn)品”)
銷售價(jià)格較高,如2013年,農(nóng)戶銷售常規(guī)稻谷的價(jià)格為2.06-3.12 元/kg,而有機(jī)稻的為3.7-6.44 元/kg,按此計(jì)算,有機(jī)農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)格是常規(guī)農(nóng)產(chǎn)品的1.19-3.13倍,洋縣政府及朱鹮保護(hù)管理機(jī)構(gòu)以此為契機(jī),在全縣積極推廣有機(jī)農(nóng)業(yè),通過(guò)試點(diǎn)和示范效應(yīng)帶動(dòng)了全縣有機(jī)農(nóng)業(yè)的發(fā)展,并于2007年成為省級(jí)有機(jī)食品基地縣。截至2012年,洋縣耕地面積為38 600 hm2,已經(jīng)認(rèn)證的有機(jī)生產(chǎn)基地達(dá)14 700 hm2,年認(rèn)證有機(jī)產(chǎn)品或有機(jī)轉(zhuǎn)換產(chǎn)品13大類55品種 5 447 hm2,認(rèn)證數(shù)量和面積均居全國(guó)第一。洋縣是全國(guó)首批十個(gè)國(guó)家級(jí)有機(jī)認(rèn)證示范創(chuàng)建縣之一,也是全國(guó)唯一的“有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證可工作聯(lián)系點(diǎn)”,可謂是有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的典型。
與常規(guī)農(nóng)業(yè)相比,為保護(hù)生態(tài)而催生的有機(jī)農(nóng)業(yè)在產(chǎn)量上存在劣勢(shì),但在價(jià)格上具有優(yōu)勢(shì),在“經(jīng)濟(jì)人”假設(shè)下,則二者對(duì)有機(jī)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體的積極性必然形成阻力和拉力。仍以稻米生產(chǎn)為例,按照筆者的調(diào)查,平均來(lái)看,有機(jī)稻的產(chǎn)量比常規(guī)稻的低2 456.745 kg/ hm2,而銷售價(jià)格高出1.806 元/kg,產(chǎn)量、價(jià)格綜合的結(jié)果是有機(jī)稻產(chǎn)值高3 669.004 元/ hm2。但考慮到有機(jī)稻和常規(guī)稻的生產(chǎn)成本差異,產(chǎn)值較高并不意味著有機(jī)稻生產(chǎn)效率一定較高,另外,對(duì)于有機(jī)稻的主要生產(chǎn)者——農(nóng)戶來(lái)講,食用有機(jī)稻的機(jī)會(huì)成本較高,因此主要用于銷售,但銷售有機(jī)稻后再購(gòu)買維持生活的常規(guī)稻米的做法被認(rèn)為是繁瑣的,且口感沒有自己家種植的好。綜合以上因素,有機(jī)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體的積極性并不一定比常規(guī)的高,那么,有機(jī)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率較常規(guī)的是高還是低呢?這是本研究擬回答一個(gè)核心問(wèn)題。這有助于積累經(jīng)濟(jì)與生態(tài)協(xié)調(diào)發(fā)展的良好模式抑或是教訓(xùn)。而且,洋縣有機(jī)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的事實(shí)可以為我國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)的大范圍鋪開是否會(huì)影響糧食有效供給的爭(zhēng)論提供一個(gè)實(shí)踐版的答案。
1相關(guān)研究
Farrell在分析英國(guó)農(nóng)業(yè)時(shí)首先提出了衡量生產(chǎn)效率的DEA原型:以“非預(yù)設(shè)生產(chǎn)函數(shù)”代替?zhèn)鹘y(tǒng)的“預(yù)設(shè)函數(shù)”估計(jì)效率值,結(jié)合數(shù)學(xué)規(guī)劃求出效率前緣線。Charnes, Cooper和Rhodes明確提出了DEA模型,之后,諸多學(xué)者在研究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率時(shí)采用了該方法。Kawagoe, Hayami和Ruttan分析了多國(guó)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率,結(jié)果表明,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率與勞動(dòng)生產(chǎn)率相關(guān)性較小,而與區(qū)域發(fā)展水平密切相關(guān),Restuccia,Yang 和Zhu使用兩階段一般均衡模型對(duì)國(guó)際農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的研究在一定程度上驗(yàn)證了這一點(diǎn)。Ruttan除常規(guī)投入要素外,還考慮了資源、環(huán)境約束和科技約束下的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率,解釋了近半個(gè)世紀(jì)的“南北”農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率之間差距未縮小的原因。與以國(guó)家為決策單元的研究不同,Haag, Jaska和Semple考察了德克薩斯州Blacklan Prairie地區(qū)41個(gè)郡的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。較早關(guān)注中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的有McMillan、Lin、Wen,他們主要運(yùn)用索洛余值法和Griliches生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)中國(guó)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。隨著我國(guó)整體經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展,在大的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型背景下,農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)更加依賴于技術(shù)的現(xiàn)實(shí)激發(fā)了諸多學(xué)者對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率廣泛的研究。運(yùn)用DEA模型,陳衛(wèi)平分析了1990-2003年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的時(shí)空特征,周端明考察了1978-2005年各區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率發(fā)現(xiàn),存在較大的區(qū)域不均衡,農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)主要?jiǎng)恿σ呀?jīng)由投入轉(zhuǎn)向技術(shù)進(jìn)步。為了修正傳統(tǒng)DEA在生產(chǎn)效率方面的缺陷,郭軍華、倪明和李幫義基于三階段DEA模型研究了2008年的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。為了將環(huán)境納入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率框架中,在傳統(tǒng)DEA基礎(chǔ)上,楊俊和陳怡、李谷成運(yùn)用非徑向、非角度SBM方向性距離函數(shù),將農(nóng)業(yè)非點(diǎn)源污染作為非合意產(chǎn)出,分別分析了1999-2008年環(huán)境因素和改革開放后三十年資源環(huán)境雙重因素下的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變化。與以上運(yùn)用省級(jí)數(shù)據(jù)不同,李周和于法穩(wěn)運(yùn)用DEA模型分析了西部900個(gè)縣區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率變化,并且考察了效率與農(nóng)業(yè)可持續(xù)性的關(guān)系。張新民從微觀農(nóng)戶層面分析了有機(jī)菜花的生產(chǎn)效率。
綜合相關(guān)研究可以發(fā)現(xiàn),諸多學(xué)者運(yùn)用多種方法、從不同視角對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率進(jìn)行了分析,但仍存在兩方面的遺憾:一是鮮有針對(duì)有機(jī)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的研究,二是相對(duì)于非農(nóng)生產(chǎn),農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)自然環(huán)境依賴性更大,跨較大區(qū)域
研究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)必然面臨著環(huán)境和隨機(jī)因素影響,這將導(dǎo)致生產(chǎn)效率估計(jì)值可信度較低。
眾所周知,中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境不僅在東中西、南北方存在較大差異,甚至在省內(nèi)也存在,如本文研究縣區(qū)所在的陜西省內(nèi)部,陜南、關(guān)中、陜北三地區(qū)在自然稟賦、經(jīng)濟(jì)發(fā)展和城鎮(zhèn)化水平等方面均存在較大差異,然而,現(xiàn)有相關(guān)研究以全國(guó)各省級(jí)數(shù)據(jù)為主,這顯然忽略了類似的因素。
基于此,本研究擬采用三階段DEA方法,以洋縣有機(jī)農(nóng)業(yè)及周邊縣區(qū)為對(duì)
象,考察其生產(chǎn)效率,可能的兩個(gè)創(chuàng)新點(diǎn):①將有機(jī)農(nóng)業(yè)與常規(guī)農(nóng)業(yè)納入統(tǒng)一分析框架,明確有機(jī)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率較常規(guī)農(nóng)業(yè)的高或低,填補(bǔ)有機(jī)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率方面的研究;②以縣區(qū)為決策單元,采用三階段DEA研究方法,既克服了傳統(tǒng)DEA模型估計(jì)時(shí)有效投影點(diǎn)與無(wú)效率點(diǎn)混合的缺陷,同時(shí)剔除了環(huán)境和隨機(jī)因素的影響。
2研究邏輯框架、方法及數(shù)據(jù)說(shuō)明
2.1邏輯框架
為了考察有機(jī)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率較常規(guī)農(nóng)業(yè)的高或低,選取有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的典型——洋縣,并以其周邊縣區(qū)的常規(guī)農(nóng)業(yè)作為參照對(duì)象,通過(guò)比較分析可以得到洋縣與周邊縣區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的差異。但這種差異有可能由于決策單元投入管理方面引起,也有可能因面臨的不同環(huán)境、隨機(jī)因素造成的,以及區(qū)域間原本就存在這種差異。剔除后兩種可能的差異,就可以得到有機(jī)和常規(guī)兩種農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式(即投入管理)引起的效率差異。本文將運(yùn)用三階段DEA剔除第二種差異,通過(guò)縱向比較洋縣發(fā)展有機(jī)農(nóng)業(yè)前和后效率變化檢驗(yàn)第三種差異,以洋縣于2007年被列為省級(jí)有機(jī)食品生產(chǎn)基地為界,選取2006年作為發(fā)展有機(jī)農(nóng)業(yè)前的考察年份。
2.2研究方法
所用研究方法是由Fried等于2002年提出的三階段DEA模型。相對(duì)于主要的效率計(jì)量方法參數(shù)回歸法——隨機(jī)前沿分析法(SFA)和非參數(shù)規(guī)劃方法——數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA),該方法的最大優(yōu)勢(shì)是:可以剔除外部環(huán)境、隨機(jī)等非經(jīng)營(yíng)因素對(duì)效率的影響,估計(jì)的效率值能更真實(shí)的反映決策單元的內(nèi)部管理水平。三階段DEA模型的構(gòu)建如下。
(1)第一階段:傳統(tǒng)DEA模型(BC2模型)。DEA模型可以分為投入導(dǎo)向型和產(chǎn)出導(dǎo)向型。生產(chǎn)效率(TE)是指投入轉(zhuǎn)化為產(chǎn)出的效率,在缺少價(jià)格信息的條件下,無(wú)法對(duì)資源配置效率進(jìn)行評(píng)價(jià)??紤]到本文農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的側(cè)重點(diǎn)是考察在產(chǎn)出不變下投入最小化的問(wèn)題,以及數(shù)據(jù)的可獲得性,在此,選取投入導(dǎo)向型,具體為處理“可變規(guī)模報(bào)酬(Variable Returns Scale, VRS)”假設(shè)下的BC2模型。
假設(shè)n個(gè)縣區(qū),有m項(xiàng)農(nóng)業(yè)投入、s項(xiàng)產(chǎn)出,則作為決策單元DMU0的任一縣區(qū),其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)集合可表示為:
T=(x,y):x∈Rm+;y∈RS+,即x可以生產(chǎn)出y,其中x=(x1,x2,x3,…,xm)∈Rm+,y=(y1,y2,y3,…,yS)∈RS+。
其投入導(dǎo)向型對(duì)偶形式的BC2模型可表示為:
Minθ,λθ-ε(ets-+ets+)
s.t.∑ni=1 λiyir-s+=y0r
∑ni=1 λixij+s-=θx0j
∑ni=1 λi=1;λi≥0;s+0;s-0(1)
其中,i=1,2,…,n;j=1,2,…,m;r=1,2,…,s。θ為決策單元的有效值。當(dāng)θ=1,且s+=s-=0,決策單元為DEA有效;當(dāng)θ=1,同時(shí)s+≠0或s-≠0,則決策單元為弱有效;當(dāng)θ<1,則為非有效決策單元。另外,BC2模型計(jì)算出的為技術(shù)效率(TE),可以進(jìn)一步分解為純技術(shù)效率(Pure Technical Efficiency,PTE)和規(guī)模效率(Scale Efficiency,SE),即TE=PTE×SE。
(2)第二階段:SFA法的投入產(chǎn)出調(diào)整。第一階段得出的效率值可能受投入管理、外部環(huán)境和隨機(jī)誤差三種因素混合影響,因此,需要區(qū)分三部分影響以提高傳統(tǒng)DEA的估計(jì)信度,通過(guò)使用SFA法可以實(shí)現(xiàn)這一目的。假設(shè)可觀測(cè)的外部環(huán)境變量有P個(gè),則可構(gòu)建SFA方程如下:
sik=fi(Zk;βi)+νik+uik(2)
其中,i=1,2,…,m,表示第i項(xiàng)投入;k=1,2,…,n,表示第k個(gè)決策單元,sik為第k個(gè)決策單元i項(xiàng)投入的松弛變量;zk為k決策單元的可觀測(cè)環(huán)境變量;βi為待估參數(shù);一般取f(·)表示環(huán)境變量對(duì)要素i投入松弛變量的影響, 一般取f(·)=zk βi,本文也采用該式。
νik為隨機(jī)干擾項(xiàng),服從0均值σ2νi方差的正態(tài)分布;uik~N+(ui,σ2ui),表示管理無(wú)效率;νik、uik獨(dú)立不相關(guān),聯(lián)合項(xiàng)νik+uik表示混合誤差;γ=σ2uiσ2ui+σ2vi表示管理無(wú)效率方差占總方差的比重,其大小意味著管理因素或隨機(jī)因素的影響較大。
基于SFA法估計(jì)式(2)即得到的各環(huán)境變量對(duì)投入松弛量的影響程度,然后就可以以最有效決策單元的投入量為參照,對(duì)其他決策單元投入量調(diào)整如下:
x^ik=xik+maxkZkβ^i-Zkβ^i+maxkν^ik-ν^ik(3)
xik、x^ik分別表示決策單元k第i項(xiàng)投入的實(shí)際值及調(diào)整后的值,其余各項(xiàng)與式(2)一致,“^”表示估計(jì)值。式(3)第一個(gè)括號(hào)、第二個(gè)括號(hào)分別表示對(duì)環(huán)境和隨機(jī)誤差的調(diào)整,使得每個(gè)決策單元均面對(duì)相同的經(jīng)營(yíng)環(huán)境和運(yùn)氣。
(3)第三階段:調(diào)整后的DEA模型。以第二階段得到的調(diào)整后的投入數(shù)據(jù)x^ik替代原始投入數(shù)據(jù)xik作為投入指標(biāo),仍以原始產(chǎn)出數(shù)據(jù)作為產(chǎn)出指標(biāo),再次運(yùn)用BC2模型即可得到剔除了環(huán)境和隨機(jī)因素后的各決策單元的效率值。
2.3投入產(chǎn)出指標(biāo)、環(huán)境變量選取及說(shuō)明
(1)投入產(chǎn)出指標(biāo)。與大多有關(guān)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的研究一致,本文也選取農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值作為產(chǎn)出指標(biāo),主要是與現(xiàn)有有關(guān)農(nóng)業(yè)投入指標(biāo)統(tǒng)計(jì)口徑一致,如農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、機(jī)械總動(dòng)力等均為廣義農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)口徑。需要指出的是,洋縣的林果、畜禽養(yǎng)殖已經(jīng)在向有機(jī)轉(zhuǎn)變,因此,將林、牧、漁業(yè)包括在其有機(jī)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的一部分是合理的。
農(nóng)業(yè)資本、勞動(dòng)力、土地是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的最主要投入要素。然而,缺乏農(nóng)業(yè)資本的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),在此,借鑒Lin、Kaneko等研究中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的做法,選取農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力作為資本投入的替代變量。以農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人員作為勞動(dòng)力投入指標(biāo)??紤]到復(fù)種、休耕、棄耕、種植技術(shù)等因素,農(nóng)作物播種面積是比耕地面積更有效的土地投入指標(biāo),但大多數(shù)縣的農(nóng)作物播種面積數(shù)據(jù)缺失,且考慮到本研究選定范圍較小,可以認(rèn)為陜南縣域間復(fù)種指數(shù)等基本相同,因此,選取耕地面積作為土地投入指標(biāo)。農(nóng)藥、化肥、薄膜等投入使用是有機(jī)農(nóng)業(yè)與常規(guī)農(nóng)業(yè)的最主要區(qū)別,也是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中重要的中間消耗部分,但缺乏農(nóng)藥投入數(shù)據(jù),因此,僅考慮化肥、農(nóng)膜兩種中間品投入指標(biāo)。投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)均來(lái)源于《陜西省統(tǒng)計(jì)年鑒》(2007、2013年縣區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)指標(biāo)部分),由于漢中市漢臺(tái)區(qū)、安康市漢濱區(qū)農(nóng)林牧漁業(yè)勞動(dòng)力缺失,因此本文選取除漢臺(tái)區(qū)、漢濱區(qū)以外的陜南26縣區(qū)。
表1為陜南各縣區(qū)農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出的“同向性”條件檢驗(yàn),由各投入項(xiàng)與產(chǎn)出的Pearson相關(guān)性系數(shù)及P值可知,系數(shù)均為正且通過(guò)顯著性檢驗(yàn),這表明兩個(gè)年份投入產(chǎn)出均符合模型的“同向性”假設(shè),即投入增加時(shí),產(chǎn)出不得減少的原則。
(2)環(huán)境變量。綜合考慮對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生影響且不在樣本可控主觀范圍內(nèi)的可觀測(cè)環(huán)境因素及其數(shù)據(jù)的可獲得性,此處選取農(nóng)民人均純收入、糧食播種面積與耕
地面積比、城鎮(zhèn)化水平以及財(cái)政支出占GDP比重作為環(huán)境指標(biāo)。作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的重要指標(biāo),農(nóng)民人均純收入在一定程度上決定了農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)投入能力,收入越高,投入質(zhì)量和能力越高,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率也有可能越高,即預(yù)期與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率呈正比,而與投入變量松弛變量呈反比。糧食播種面積與耕地面積比可以反映種植結(jié)構(gòu)的差異,糧食
作
為陜南各區(qū)域的傳統(tǒng)種植作物,種植技術(shù)基本無(wú)障礙,但相對(duì)于蔬菜、瓜果等作物其經(jīng)濟(jì)效益較低,預(yù)期該指標(biāo)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率呈反比。城鎮(zhèn)化水平高低意味著農(nóng)村人口的寡眾,從而影響農(nóng)村人均耕地面積大小,另外,城鎮(zhèn)化過(guò)程也有可能帶來(lái)“過(guò)疏化”問(wèn)題,如農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化、休耕、棄耕以及更多依賴化學(xué)品投入等,鑒于此,對(duì)城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的關(guān)系不作預(yù)期。財(cái)政支出占GDP比重表明了區(qū)域政府對(duì)包括農(nóng)村、農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施、農(nóng)業(yè)科技推廣等在內(nèi)的公共協(xié)調(diào)能力,因此,預(yù)期其與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率呈
正向關(guān)系。四個(gè)環(huán)境指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)均來(lái)源于《陜西統(tǒng)計(jì)年鑒》(2007、2013年的各縣區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)主要指標(biāo)、財(cái)政收支、生產(chǎn)總值和人口部分)。
3實(shí)證分析
3.1第一階段:傳統(tǒng)DEA估計(jì)結(jié)果
運(yùn)用DEAP2.1軟件,對(duì)式(1)的BC2模型進(jìn)行估計(jì),具體結(jié)果如表2。由表2可知,洋縣有機(jī)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)綜合效率為0.635,純技術(shù)效率為0.698,規(guī)模效率為0.910,均低于陜南26縣區(qū)的平均值,處于規(guī)模報(bào)酬遞減狀態(tài)。由于該結(jié)果未剔除環(huán)境因素和隨機(jī)因素對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的干擾,并不能真實(shí)反映洋縣與陜南其他縣區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的差異。
3.2第二階段:SFA回歸結(jié)果
將第一階段DEA模型的各投入變量的松弛變量取對(duì)數(shù)后作為產(chǎn)出數(shù)據(jù),以取對(duì)數(shù)后的四種環(huán)境變量作為投入數(shù)據(jù),運(yùn)用Frontier4.1軟件進(jìn)行最大似然估計(jì)(MLE),結(jié)果見表3。由表3 中SFA的對(duì)數(shù)似然函數(shù)值(log likelihood)、似然比檢驗(yàn)(LR test)可知,估計(jì)效果較好。除城鎮(zhèn)化水平以外,選取的各環(huán)境變量對(duì)各縣區(qū)投入冗余均通過(guò)顯著性檢驗(yàn),這表明外部環(huán)境對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率有顯著影響(城鎮(zhèn)化水平僅對(duì)耕地面積投入松弛變量顯著)。另外,機(jī)械總動(dòng)力松弛變量、農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人員松弛變量、耕地面積松弛變量、農(nóng)用薄膜松弛變量的γ值均為或接近于1,且均通過(guò)顯著性檢驗(yàn),這表明,此四種投入要素的冗
余以管理效率因素為主,相反,化肥施用量松弛變量的γ
值趨近于0,且在1%水平上顯著,這意味著化肥投入冗余
主要由隨機(jī)干擾引起。所以,管理因素、外部環(huán)境因素和隨機(jī)因素對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率均有顯著影響,有必要進(jìn)行各因素對(duì)效率影響的剝離性分析。
由表3環(huán)境變量對(duì)各投入松弛變量的估計(jì)系數(shù)符號(hào)來(lái)看,農(nóng)民人均純收入、財(cái)政支出占GDP比重、糧食播種面積與耕地面積比的估計(jì)系數(shù)與預(yù)期相符,即農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和政府的公共服務(wù)能力越高,各項(xiàng)投入冗余越小,越有利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率,而糧食作物種植比例越高,
越有可能增加各項(xiàng)投入冗余,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率越低。城鎮(zhèn)化水平
與耕地面積投入松弛變量呈負(fù)相關(guān),即城鎮(zhèn)化水平越高,越有可能減少耕地的粗放投入,這有可能是農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移增加了農(nóng)業(yè)人均耕地面積,從而促使了規(guī)模經(jīng)營(yíng)的結(jié)果,但城鎮(zhèn)化水平對(duì)其他四種投入松弛變量的影響不顯著,這也許是因?yàn)殛兡线€未出現(xiàn)農(nóng)業(yè)“過(guò)疏化”問(wèn)題。
3.3第三階段:投入調(diào)整后的DEA實(shí)證結(jié)果
根據(jù)式(3)對(duì)原始投入變量進(jìn)行調(diào)整,并以此為投入變量,仍以原始產(chǎn)出數(shù)據(jù)為產(chǎn)出變量,再次運(yùn)用BC2模型進(jìn)行估計(jì),作為對(duì)照,結(jié)果仍列入表2。觀察第三階段的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率可以發(fā)現(xiàn),剔除了環(huán)境和隨機(jī)因素后,洋縣農(nóng)業(yè)生產(chǎn)綜合效率、純技術(shù)效率有所提高,規(guī)模效率下降,但三者仍均低于陜南各縣區(qū)的平均水平。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模報(bào)酬仍是遞減的。
3.4進(jìn)一步驗(yàn)證:洋縣農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的縱向比較
由上可知,由于管理因素引起的洋縣農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率低于陜南的平均水平,但這種差異也許原本就存在的,也就是,發(fā)展有機(jī)農(nóng)業(yè)之前,洋縣農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率與陜南的平均水平就已經(jīng)有了這種差異。在此,選取洋縣發(fā)展有機(jī)農(nóng)業(yè)前的2006年作為參照期,從而檢驗(yàn)是否是固有差異。同樣運(yùn)用三階段DEA模型,得到2006年洋縣及周邊縣區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率值(見表4)。
由表4可知,以第三階段估計(jì)結(jié)果為準(zhǔn),發(fā)展有機(jī)農(nóng)業(yè)前,洋縣農(nóng)業(yè)生產(chǎn)綜合效率、純技術(shù)效率分別為0.552,0.590,在陜南26縣區(qū)中分別排第21位、23位,而發(fā)展有機(jī)農(nóng)業(yè)后均有提高,排名也分別上升了5位、6位,相反,洋縣的規(guī)模效率值及其排名均呈下降,這表明,洋縣在發(fā)展有機(jī)農(nóng)業(yè)后,更多的依靠技術(shù)進(jìn)步降低了對(duì)投入規(guī)模的依賴,從而使農(nóng)業(yè)綜合效率在陜南的排名上升了。因此,可以認(rèn)為,洋縣農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率與陜南的平均水平的差異不是固有的,而是因兩種農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式之間的差異。當(dāng)然不是
完全否定原來(lái)的差異現(xiàn)在不存在了,而是指2006年時(shí)洋縣與陜南之間的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率差異決定了起跑線,而農(nóng)業(yè)有機(jī)化明顯的縮小了這種差距。
4結(jié)論與討論
4.1結(jié)論
本研究仍存在著一個(gè)重要不足:洋縣農(nóng)業(yè)生產(chǎn)施用的有機(jī)化肥與周邊縣區(qū)的普通化肥在價(jià)格、肥力效用等方面不同,由于缺乏價(jià)格信息,未進(jìn)行調(diào)整而直接將其使用量作為投入要素的做法顯然有失偏頗,但考慮到作為“理性人”的農(nóng)民會(huì)根據(jù)成本收益調(diào)整投入,同時(shí)所運(yùn)用的三階段DEA模型將各決策單元調(diào)整至了無(wú)差異的環(huán)境和運(yùn)氣下,且進(jìn)行了縱向的驗(yàn)證,因此,這一做法不會(huì)影響本文的最終結(jié)論,主要如下:
(1)三階段DEA模型表明,管理因素、環(huán)境因素和隨機(jī)因素對(duì)洋縣及周邊縣區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率均有顯著影響,對(duì)三種要素帶來(lái)的影響進(jìn)行剝離分析是必要的。農(nóng)民人均純收入、城鎮(zhèn)化水平、財(cái)政支出占GDP比重對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率有顯著正向影響,糧食播種面積與耕地面積比具有顯著負(fù)向影響。剔除環(huán)境和因素后,洋縣有機(jī)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率有所提高,但仍低于陜南的平均水平。
(2)通過(guò)縱向的進(jìn)一步檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),發(fā)展有機(jī)農(nóng)業(yè)后,洋縣農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率在陜南的綜合效率上升了5位,這主要
得益于技術(shù)進(jìn)步的作用,而非規(guī)模效率的提升。農(nóng)業(yè)有機(jī)
化有利于提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率,即有機(jī)農(nóng)業(yè)可能比常規(guī)農(nóng)業(yè)
生產(chǎn)效率高。然而,洋縣的技術(shù)效率仍低于規(guī)模效率,為了提高綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率,提升管理水平和技術(shù)進(jìn)步比擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模更緊迫。
4.2討論
隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人民生活水平的提高,農(nóng)業(yè)向有機(jī)、綠色發(fā)展的趨勢(shì)明顯,同時(shí)國(guó)內(nèi)有關(guān)現(xiàn)階段大面積發(fā)展有機(jī)農(nóng)業(yè)可能降低我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品有效供給的爭(zhēng)論未達(dá)成統(tǒng)一觀點(diǎn)。本文以大范圍發(fā)展有機(jī)農(nóng)業(yè)典型的洋縣為例,得出了發(fā)展有機(jī)農(nóng)業(yè)有利于提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率,即有機(jī)農(nóng)業(yè)比常規(guī)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率更高的結(jié)論。這在一定程度上支持了現(xiàn)階段大面積發(fā)展有機(jī)農(nóng)業(yè)的積極觀點(diǎn)。然而,需要指出的是:①本研究的產(chǎn)出是以總產(chǎn)值而非產(chǎn)量衡量的,以產(chǎn)量作為產(chǎn)出變量時(shí)是否也會(huì)得出本文的結(jié)論有待驗(yàn)證。②洋縣的有機(jī)農(nóng)業(yè)實(shí)踐證明,就現(xiàn)階段來(lái)看,有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展前景較好,小范圍如縣域以有機(jī)農(nóng)業(yè)為主導(dǎo)發(fā)展經(jīng)濟(jì)可取得經(jīng)濟(jì)和生態(tài)共贏的良好效果,但這需要政府、企業(yè)、社區(qū)、農(nóng)戶等共同協(xié)作,如洋縣以村為單元,根據(jù)不同的地形、農(nóng)業(yè)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ),實(shí)施了適宜的有機(jī)主導(dǎo)產(chǎn)品和相應(yīng)發(fā)展模式。對(duì)于以上兩點(diǎn),筆者將另文分析。
(編輯:王愛萍)
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