蘇俊華+吳丹潔+彭海陽

基金項目：國家自然科學基金項目（71273209）“創(chuàng)新環(huán)境評價及區(qū)域差異研究”；福建省中國特色社會主義理論體系研究中心年度重點項目（FJ2016B039）“陸海生態(tài)環(huán)境視域下海綿城市與自貿區(qū)統(tǒng)籌發(fā)展研究”；福建省中國特色社會主義理論體系研究中心年度重點項目（FJ2015B034）“自貿港區(qū)統(tǒng)籌發(fā)展研究”

中圖分類號：F713.3 文獻標識碼：A

內容摘要：本文基于2005-2014年省級面板數(shù)據(jù)，采用考慮非期望產出的數(shù)據(jù)包絡分析（DEA）法測度農業(yè)全要素生產率，構建動態(tài)面板計量模型，實證分析商貿流通業(yè)對農業(yè)全要素生產率的影響效應。結果發(fā)現(xiàn)，商貿流通業(yè)的發(fā)展有利于促進農業(yè)全要素生產率的提升，但其影響程度在區(qū)域層面呈現(xiàn)差異性，由大到小依次是西部地區(qū)、中部地區(qū)和東部地區(qū)。另外，本文還發(fā)現(xiàn)政府農業(yè)財政支出和金融發(fā)展均有利于農業(yè)全要素生產率的提升，但存在顯著的區(qū)域差異。最后，根據(jù)研究結論提出相關政策建議。

關鍵詞：商貿流通業(yè) 農業(yè)全要素生產率 數(shù)據(jù)包絡分析

引言與文獻綜述

農業(yè)發(fā)展是我國經(jīng)濟穩(wěn)定發(fā)展的保障，是發(fā)展第二產業(yè)和第三產業(yè)的前提和基礎，而提升農業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的關鍵在于提升農業(yè)全要素生產率。農業(yè)全要素生產率主要體現(xiàn)在既定的投入水平下獲得產出的邊際生產率，這種投入和產出可以是多投入或者多產出，產出包含期望產出和非合意產出。在當前農業(yè)育種技術、農業(yè)種植硬件基礎、農民種植積極性等不斷提升的情況下，農業(yè)全要素生產率會得到一定程度的提升，但是農民增收環(huán)節(jié)包括生產和銷售兩個環(huán)節(jié)，兩者相互作用。生產環(huán)節(jié)主要取決于農業(yè)育種技術、農業(yè)種植條件和農民種植積極性，銷售環(huán)節(jié)主要體現(xiàn)在市場需求和政府政策兩個層面。而農村商貿流通業(yè)作為連接農業(yè)生產和銷售的中間環(huán)節(jié)，對于提升農業(yè)經(jīng)濟水平、實現(xiàn)農業(yè)經(jīng)濟增長具有重要作用?；诖耍疚膶⑸藤Q流通業(yè)和農業(yè)全要素生產率兩個變量納入同一計量框架，以探究商貿流通業(yè)對農業(yè)全要素生產率的影響效應。

學者針對商貿流通業(yè)與農業(yè)全要素生產率相關關系進行直接研究的較少，主要是探究商貿流通業(yè)對農業(yè)經(jīng)濟增長的影響，基于不同的研究方法和研究對象得出不同的研究結論。龐紅學（2013）研究發(fā)現(xiàn)，浙江省現(xiàn)代商貿流通發(fā)展對農業(yè)總產值具有正向促進效應，且促進效應隨著商貿流通業(yè)的增強而提升。費清等（2015）研究認為，商貿流通業(yè)對經(jīng)濟增長的促進效應體現(xiàn)在直接效應和間接效應兩個方面，并探究當前商貿流通業(yè)所存在的基本問題，提出對應的宏、微觀政策。徐永鋒等（2015）運用2004-2012年相關數(shù)據(jù)，從經(jīng)濟增長與結構優(yōu)化方面分析我國八大經(jīng)濟區(qū)商貿流通業(yè)對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻度，結果表明經(jīng)濟越發(fā)達的地區(qū)，商貿流通業(yè)對地區(qū)GDP的貢獻率和絕對就業(yè)率就越高，且增長穩(wěn)定。李萍（2015）認為長期以來“重生產、輕流通”的觀念已無法跟上經(jīng)濟增長的節(jié)奏，商貿流通效率對國民經(jīng)濟增長有單向促進作用。趙武（2016）基于柯布-道格拉斯生產函數(shù)，構建計量模型探究商貿流通發(fā)展對農業(yè)經(jīng)濟增長產生的影響，結果發(fā)現(xiàn)商貿流通業(yè)對農業(yè)經(jīng)濟發(fā)展具有顯著促進效應。

既有研究對于探究商貿流通業(yè)與農業(yè)全要素生產率之間的相關關系具有一定的借鑒意義，但有如下改進空間：多數(shù)學者采用單一指標測度商貿流通業(yè)發(fā)展水平，無法準確涵蓋其內涵中包括的所有行業(yè)。就農業(yè)全要素生產率而言，多數(shù)學者采用數(shù)據(jù)包絡分析測度時，忽略了不合意產出，高估了農業(yè)全要素生產率水平；農業(yè)全要素生產率可能存在一定的惰性。本文將構建動態(tài)計量模型，采用廣義矩估計（GMM）進行參數(shù)估計，以期從商貿流通業(yè)的視角，提出提高農業(yè)全要素生產率的相關政策建議。

商貿流通業(yè)與農業(yè)全要素生產率測度分析

（一）商貿流通業(yè)測度分析

商貿流通業(yè)主要指國家經(jīng)濟結構中涉及商品流通的行業(yè)及服務于上述行業(yè)的行業(yè)，具體包括批發(fā)、零售、交通運輸、餐飲、住宿等行業(yè)，具有較強的綜合性，無法采用單一的各行業(yè)的經(jīng)濟總量來表明商貿流通業(yè)的發(fā)展水平。本文選擇了3個準則層、10個指標層測度構造綜合指標評價體系，具體分別為基本發(fā)展規(guī)模、發(fā)展基礎和服務基礎、市場需求潛力三個準則指標?；景l(fā)展規(guī)模主要體現(xiàn)商貿流通業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀，從社會消費品零售總額、從業(yè)人員數(shù)量、企業(yè)注冊數(shù)量和超級市場個數(shù)來測度，分別體現(xiàn)的是商貿流通業(yè)的產值、吸納的就業(yè)人數(shù)、行業(yè)規(guī)模和產品銷售平臺。發(fā)展基礎和服務基礎體現(xiàn)的是商貿流通業(yè)硬件承載力，體現(xiàn)在運輸里程、貨運量和運輸業(yè)吸納的勞動力。市場需求潛力主要從個人需求角度（人均消費支出）、個人需求的年度變化（居民消費支出增長率）和市場總體的需求度（城鎮(zhèn)化水平）三個方面進行測度。受限于統(tǒng)計數(shù)據(jù)的可得性，本文采用2005-2014年的省級面板數(shù)據(jù)（除西藏），數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，居民消費支出增長率采用居民年度消費支出測度而得，城鎮(zhèn)化水平采用城鎮(zhèn)人口數(shù)與地區(qū)人口總數(shù)的比值表示。表1同時給出了樣本區(qū)間內各基本指標的平均權重。

（二）農業(yè)全要素生產率測度分析

測度方法介紹?？紤]到農業(yè)生產過程是一種以資源環(huán)境要素投入，農業(yè)產品和影響環(huán)境的不合理產出的過程，本文采用數(shù)據(jù)包絡分析（DEA）多投入多產出的方法進行測度。這里將污染環(huán)境的不合意產出定義為“壞”產出，農業(yè)經(jīng)濟作物產出定義為“好”產出。在度量方法上，首先構建一個包含“壞”產出和“好”產出的生產可能性集合，定義為環(huán)境技術。確切地講，環(huán)境技術表述的是在一定的農業(yè)資源環(huán)境投入下，達到一種產出組合，在這種組合下“好”產出的數(shù)值達到最大，而“壞”產出的數(shù)值同時最小。此時，涉及兩種產出在比例變換上的同比例或者不同比例，適用于同比例變動的Shephard方向距離函數(shù)顯然不符合現(xiàn)實，需要采用不同比例變動的非徑向方向距離函數(shù)計算每個決策單元（DMU）的效率水平。最后構造一個多變量、多數(shù)據(jù)的拉格朗日函數(shù)式，該函數(shù)的目標函數(shù)是“好”產出增加，“壞”產出減少，約束函數(shù)是既定的資源環(huán)境要素投入量的變化。

投入產出變量選擇?？紤]到數(shù)據(jù)可得性，本文選擇除西藏外的2005-2014年省級面板數(shù)據(jù)進行分析。農業(yè)范圍較廣，涉及農林牧漁四個方面，本文選擇農業(yè)土地資源、農業(yè)從業(yè)人數(shù)、農業(yè)農機使用動力、農業(yè)水資源投入作為投入變量。就產出而言，選擇農業(yè)總產量作為農業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的“好”產出，而農業(yè)面源污染量作為農業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的“壞”產出。就“壞”產出的測度而言，本文采用清單分析法對各省、自治區(qū)和直轄市的農業(yè)面源污染量進行測度。參考潘丹等（2013）的做法，本文將農田化肥、農田固體廢物、水產養(yǎng)殖和畜禽養(yǎng)殖確定為污染單元，其中需要測度的污染物主要有化學需氧量（COD）、總氮（TN）和總磷（TP）三類。各單元農業(yè)面源污染排放公式為：E=∑Aiαi（1-βi）Bi，C=E/S，E為各單元農業(yè)面源污染排放量，A為單元統(tǒng)計數(shù)，α為污染物的強度系數(shù)，β為污染物的利用系數(shù)，B為污染物排放系數(shù)，C為農業(yè)面源污染排放量，S為基本排放標準，本文采用GB3838-2002中規(guī)定的污染物排放標準。

實證分析

（一）計量模型設定與變量說明

考慮到樣本區(qū)間內我國經(jīng)濟發(fā)生不同的變化，構建計量模型時采用簡約型模型，以農業(yè)全要素生產率（TFP）為被解釋變量，以商貿流通業(yè)發(fā)展水平（SL）為核心解釋變量，同時將商貿流通業(yè)發(fā)展水平（SL）的二次方納入模型中，以探究其對農業(yè)全要素生產率影響的邊際效應。在控制變量選擇上，政府有關農業(yè)發(fā)展的財政支出（TRE）對于農機使用、農業(yè)肥料使用、農民積極性等均具有一定作用，故將其作為控制變量之一。金融市場發(fā)展（FIN）對農業(yè)勞動力和農業(yè)資源具有調動配置的效用，同樣將其作為控制變量納入其中。國家產業(yè)結構（STR）對于第一產業(yè)宏觀經(jīng)濟政策的制定和農產品供求變動會產生作用，故將其作為控制變量之一。

另外，需要將農業(yè)全要素生產率的滯后項作為解釋變量納入其中，考慮到農業(yè)生產前后樣本年份的相關性較大，因此本文只將農業(yè)全要素生產率的一階滯后項（TFPit-1）納入到模型中?；镜挠嬃磕Ｐ腿缦拢?/p>

TFPit=β0+β1SLit+β2SL2it+β3TREit+

β4FINit+β5STRit+β6TFPit-1+μit

本文采用廣義矩估計（GMM）方法對模型中的參數(shù)進行估計，但GMM方法又可以分為系統(tǒng)GMM、差分GMM、一步GMM和二步GMM，而一步系統(tǒng)GMM可以采用更多信息和構造合理的工具變量。因此本文將采用一步系統(tǒng)GMM方法對模型中的參數(shù)進行估計。

模型中變量的測度而言，農業(yè)全要素生產率（TFP）采用包含不合意產出的非徑向的數(shù)據(jù)包絡分析（DEA）法進行估計；商貿流通業(yè)發(fā)展水平（SL）采用綜合指標評價體系進行測度；政府農業(yè)財政支出（TRE）數(shù)據(jù)直接來源于《中國統(tǒng)計年鑒》中的相關數(shù)據(jù)加總所得；金融市場發(fā)展（FIN）采用農村居民年末存款與農業(yè)發(fā)展年末貸款金額之和表示；產業(yè)結構（STR）采用第二產業(yè)與第三產的比重表示，主要是考慮第二產業(yè)對經(jīng)濟結構重心的把握作用。所有變量測算均采用相關價格指數(shù)進行平減，以消除價格影響。

（二）全國層面基準分析

表2給出了全國層面的參數(shù)回歸結果，具體包括最小二乘法（OLS）、面板固定效應模型（FE）和一步系統(tǒng)GMM三種方法的結果。結果發(fā)現(xiàn)，三種模型參數(shù)的回歸系數(shù)在影響程度和統(tǒng)計檢驗的顯著性檢驗上存在顯著差異，但在變量對農業(yè)全要素生產率影響的正負性上保持較高一致性。在對一步系統(tǒng)GMM方法回歸結果的檢驗上，AR（2）的回歸結果表示模型回歸殘差不存在二階序列相關性，Sargan檢驗表明工具變量的設定和運用合理有效，間接表征模型設定和模型運用是科學的。

就商貿流通業(yè)（SL）而言，其回歸系數(shù)為正，在模型3中達到0.370，表示商貿流通業(yè)發(fā)展水平每提升1%，農業(yè)全要素生產率將會提升0.37%。主要是因為商貿流通業(yè)的發(fā)展可以有效降低農產品在生產后銷售的交易成本，且在時間維度上提升了交易效率。主要體現(xiàn)在，農產品交易信息不對稱程度的降低，商貿市場的完善優(yōu)化了交易價格達成的時間，農民針對市場信息的把握和農業(yè)技術水平的提升四個方面。另外，本文還發(fā)現(xiàn)商貿流通業(yè)的二次方（SL2）的回歸系數(shù)同樣為正，但數(shù)值相對較小，僅為0.016，表明商貿流通業(yè)對農業(yè)全要素促進效用的邊際效應是遞增的。就農業(yè)全要素生產率的一階滯后項（TFPit-1）而言，其回歸系數(shù)在三個模型中均為正，分別為0.014、0.021、0.015，均通過了顯著性水平為5%的假設檢驗，表征前期的農業(yè)全要素生產率的提升有利于為農民和政府提供較好預期，并在心理層面提升農民的耕種積極性。啟示政府應加大農業(yè)發(fā)展基礎設施建設和維修力度，保證居民不會因為農業(yè)基礎設施落后而引致糧食減產、運輸困難、耕種收割效率偏低現(xiàn)象的發(fā)生。

就控制變量而言，政府農業(yè)財政支出（TRE）的回歸系數(shù)均為正，分別為0.007、0.029、0.078，但模型1并未通過一定顯著性水平的假設檢驗，模型2和模型3的回歸參數(shù)均通過了顯著性水平為10%的假設檢驗。就模型3而言，表示政府農業(yè)財政支出每提升1%，農業(yè)全要素生產率將提升0.078%。主要是因為我國政府比較重視三農問題，自2003年取消農業(yè)稅之后，還根據(jù)農村家庭持田情況發(fā)放農業(yè)補貼。在農技使用上，發(fā)放農機購買補貼、農業(yè)養(yǎng)殖補貼、農業(yè)經(jīng)濟作物種植補貼，主要是種子補貼、動物幼崽補貼。在農業(yè)資金供給上，特別成立了農業(yè)發(fā)展政策性銀行，針對農業(yè)發(fā)展所需貸款給予利息、期限等優(yōu)惠。金融發(fā)展（FIN）的回歸系數(shù)為正，且均通過顯著性水平為5%的假設檢驗，表征金融發(fā)展規(guī)模的擴大有利于農業(yè)全要素生產率的提升，主要表現(xiàn)在金融機構對農業(yè)資本要素的有效調控和配置上。產業(yè)結構（STR）的回歸系數(shù)為負，且均通過顯著性水平為10%的假設檢驗，表征第二產業(yè)比重加大不利于農業(yè)全要素生產率的提升。

（三）分區(qū)域實證結果分析

表3給出了分區(qū)域層面下模型參數(shù)的回歸結果，根據(jù)傳統(tǒng)經(jīng)濟帶的劃分將樣本區(qū)域劃分為東部區(qū)域、中部區(qū)域和西部區(qū)域。表中給出的AR（2）和Sargan檢驗表明模型殘差不存在二階序列相關，且工具變量的選擇和使用是合理有效的。商貿流通業(yè)一次方（SL）及其二次方（SL2）的回歸系數(shù)為正，均通過了顯著性水平為10%的假設檢驗，表明商貿流通業(yè)本身對農業(yè)全要素生產率的促進效應及其邊際效應均為正。但商貿流通業(yè)一次方對農業(yè)全要素生產率的影響效應由大到小依次是中部地區(qū)、東部地區(qū)和西部地區(qū)。主要是因為地形地貌、氣候、土壤存在顯著的地域差異，中部地區(qū)地勢相對平緩，氣候四季分明，土壤環(huán)境相對比較適合耕種。而東部和西部地區(qū)地貌相對不平緩，尤其是西部地區(qū)。就農業(yè)全要素生產率一階滯后項（TFPit-1）而言，其參數(shù)均為正，且通過了顯著性水平為5%的統(tǒng)計檢驗，結果和全國層面一致。就控制變量而言，政府農業(yè)財政支出（TRE）對地區(qū)農業(yè)全要素生產率提升效應最大的是西部地區(qū)，其次是中部地區(qū)，最后是東部地區(qū)，且前兩者均通過了顯著性水平為10%的假設檢驗，這主要受限于地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的差異。金融發(fā)展（FIN）對農業(yè)全要素生產率的正向促進效應和全國層面的影響一致，系數(shù)為正，但影響程度存在地區(qū)差異，由大到小依次是東部、中部和西部。產業(yè)結構（STR）對農業(yè)全要素生產率的影響效應為負，但均未通過一定顯著性水平下的統(tǒng)計檢驗。

政策建議

（一）優(yōu)化城鄉(xiāng)商貿流通體系，拓展商貿流通業(yè)鏈接范圍

研究表明，商貿流通業(yè)發(fā)展有利于提升農業(yè)全要素生產率，且其提升的邊際效應也為正。啟示政府應從統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展的視角，弱化城鄉(xiāng)商貿二元體系的影響，優(yōu)化既有的城鄉(xiāng)商貿流通體系。其一，推進農村、城鎮(zhèn)農貿市場的建設、修繕，推動連接農產品生產基地與農貿市場之間的道路建設，比如當前推動的公路“村村通”工程等。其二，基于管理理論和地方傳統(tǒng)文化特色，制定差異化的商貿市場管理、農貿產品質量檢驗、農貿產品運輸與保鮮等相關制度。其三，對農貿產品生產基地及農民個人進行集中培訓，其培訓內容包括農貿市場農產品供需的判斷、農產品的種植技術、農業(yè)機械的有效使用技術等。另外，在優(yōu)化城鄉(xiāng)商貿流通體系的基礎上，根據(jù)我國地區(qū)之間的文化特點和地域特點，增強不同區(qū)域的農貿產品交流，拓寬農貿產品銷售渠道。

（二）加大政府農業(yè)財政投入，增強金融機構資本配置功能

研究表明，政府農業(yè)財政投入有利于農業(yè)全要素生產率的提升，啟示政府應繼續(xù)保持并適度增大農業(yè)補貼相關的投入額度，但應根據(jù)地區(qū)差異制定梯度投入準則。政策和資金投入應適度按照西部、中部和東部的區(qū)域特點，采取依次降低的模式。且西部地區(qū)地貌地勢均不利于農業(yè)生產，可增強該地區(qū)經(jīng)濟作物的種植，比如中藥材、特色水果等。另外，本文研究還表明，地區(qū)間金融發(fā)展水平的提升同樣有利于地區(qū)農業(yè)全要素生產率的提升，啟示政府應堅持金融市場改革的步伐，鼓勵民間資本進入政府項目、私人項目。政府金融機構應成立專門小組，對居民進行金融知識普及教育和推廣宣傳。

參考文獻：

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2.費清，盧愛珍.商貿流通業(yè)對經(jīng)濟增長貢獻的作用機理及優(yōu)化對策[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2015（12）

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