張凡凡， 張啟楠, 李福奪, 陳學(xué)軍, 楊興洪

(1.貴州大學(xué) 管理學(xué)院, 貴州 貴陽(yáng) 550025; 2.中南林業(yè)科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410004; 3.中國(guó)農(nóng)業(yè)科學(xué)院 農(nóng)業(yè)資源與農(nóng)業(yè)區(qū)劃研究所， 北京 100081)

糧食生產(chǎn)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中占有舉足輕重的地位，也關(guān)系著社會(huì)的和諧與穩(wěn)定?！?017年全球糧食危機(jī)報(bào)告》顯示，全球各地2015—2016年間面臨糧食不安全的人口從8 000萬(wàn)猛增至1.08億，而且這一數(shù)字仍在持續(xù)飆升之中[1]。作為人口大國(guó)，糧食安全問題同樣需要引起我們的重視。近年來，中國(guó)糧食生產(chǎn)在實(shí)現(xiàn)十二連增的同時(shí)，谷物進(jìn)口量也呈現(xiàn)出不斷增長(zhǎng)趨勢(shì)，糧食自給水平持續(xù)下降[2]，2015年，中國(guó)糧食自給率已經(jīng)下降到了93.63%，全部農(nóng)產(chǎn)品的自給率大約為83.46%，16.54%左右是需要通過國(guó)際市場(chǎng)供給。在未來隨著全球氣候變化的影響，糧食生產(chǎn)不穩(wěn)定因素增多、要素引致性糧食生產(chǎn)成本提高、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)比較利益逐漸降低的大背景下，中國(guó)的糧食安全形式不容樂觀。因此，合理評(píng)價(jià)糧食生產(chǎn)效率、認(rèn)清糧食生產(chǎn)現(xiàn)狀、探索提高糧食生產(chǎn)效率的有效途徑具有重要的理論意義和現(xiàn)實(shí)意義。

目前學(xué)術(shù)界對(duì)糧食生產(chǎn)效率進(jìn)行了豐富的研究，以數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)為代表的非參數(shù)方法受到了廣大學(xué)者的青睞，其通過純數(shù)學(xué)的線性規(guī)劃技術(shù)來確定生產(chǎn)前沿面，是一種數(shù)據(jù)驅(qū)動(dòng)的方法，不需要預(yù)設(shè)具體的函數(shù)形式和特定的行為假設(shè)，有效避免了因錯(cuò)誤的生產(chǎn)函數(shù)和非效率項(xiàng)分布形式而帶來的偏誤。肖洪波等[3]根據(jù)2004—2012年的相關(guān)數(shù)據(jù)，采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)結(jié)合Malmquist 指數(shù)，測(cè)算了10 a來我國(guó)糧食生產(chǎn)綜合技術(shù)效率的變化，揭示了中國(guó)糧食產(chǎn)量增長(zhǎng)的源泉及存在的問題；馬林靜等[4]采用2001—2010年中國(guó)30個(gè)省份有關(guān)糧食生產(chǎn)的面板數(shù)據(jù)，基于DEA-Malmquist 生產(chǎn)率指數(shù)方法，對(duì)中國(guó)糧食主產(chǎn)區(qū)、主銷區(qū)和平衡區(qū)的糧食生產(chǎn)技術(shù)效率進(jìn)行了測(cè)算，并分析了動(dòng)態(tài)技術(shù)效率指數(shù)的時(shí)空差異；薛龍等[5]運(yùn)用DEA-Tobit兩步法分析了河南省2000—2010年18個(gè)市的糧食生產(chǎn)效率，并指明了非效率市的最佳調(diào)整方式?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)糧食生產(chǎn)效率的研究已有較為全面的認(rèn)識(shí)，但普遍忽視了空間異質(zhì)性或非線性的假設(shè)，這種假定各區(qū)域相互獨(dú)立的做法一方面與經(jīng)濟(jì)體之間密切聯(lián)系的現(xiàn)實(shí)不符，同時(shí)也會(huì)造成研究結(jié)果的偏誤。Anselin指出，理論經(jīng)濟(jì)模型的一個(gè)日益高漲的研究興趣是經(jīng)濟(jì)媒介與系統(tǒng)中其他異質(zhì)經(jīng)濟(jì)媒介的空間關(guān)聯(lián)性?；诖?，本文將借助探索性空間數(shù)據(jù)分析(ESDA)、時(shí)空躍遷測(cè)度法以及空間杜賓模型將糧食生產(chǎn)效率置于空間分析視角，考慮區(qū)域間糧食生產(chǎn)的相互影響關(guān)系；此外，在糧食問題的研究中，很少有學(xué)者對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與糧食生產(chǎn)效率的非線性關(guān)系進(jìn)行探討，本文試圖突破原有理論的局限，通過引入人均GDP的二次項(xiàng)和三次項(xiàng)，進(jìn)一步驗(yàn)證經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與糧食生產(chǎn)效率正N形Kuznets曲線的存在，同時(shí)，鑒于以往學(xué)者更加關(guān)注糧食生產(chǎn)內(nèi)部投入要素，而對(duì)于外部環(huán)境因素的研究較少。為此，本文將運(yùn)用空間計(jì)量模型重點(diǎn)分析對(duì)外開放程度、市場(chǎng)化程度、受災(zāi)面積等對(duì)糧食生產(chǎn)效率的影響，旨在從更加全面的角度審視糧食生產(chǎn)的持續(xù)動(dòng)力。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 研究方法

1.1.1 數(shù)據(jù)包絡(luò)法 數(shù)據(jù)包絡(luò)法最早由運(yùn)籌學(xué)家Charnes和Cooper于1978年提出[6]，用來評(píng)價(jià)決策單元(DMU)多投入多產(chǎn)出模式下的相對(duì)有效性，可分別從給定產(chǎn)出情況下的投入最小化和給定投入情況下的產(chǎn)出最大化2個(gè)視角進(jìn)行研究[7-8]，并找出改進(jìn)效率的最佳途徑。假設(shè)有i(i=1,2,3,…,k)個(gè)決策單元，每個(gè)決策單元有r項(xiàng)投入xi1,xi2,…,xri,s項(xiàng)產(chǎn)出yi1,yi2,…,yis,且xi>0,yi>0，選擇產(chǎn)出導(dǎo)向且規(guī)模報(bào)酬可變模型進(jìn)行測(cè)算，模型設(shè)定為:

(1)

(λi≥0,i=1,2,…,ks+≥0，s-≥0)

式中:θ——決策單元的效率；ε——非阿基米德無(wú)窮小量；s+,s-——松弛變量，即投入要素的冗余程度；xi，yi——第i個(gè)決策單元的投入量和產(chǎn)出量；λi——決策單元的權(quán)值[9-10]。當(dāng)θ=1且s+=0,s-=0時(shí)，表示決策單元DEA有效；當(dāng)θ=1且s+,s-不全為0時(shí)，則表示決策單元弱DEA有效；當(dāng)0<θ<1時(shí)，說明該決策單元存在低效率所產(chǎn)生的資源浪費(fèi)，需要根據(jù)其冗余進(jìn)行改進(jìn)。

1.1.2 空間計(jì)量分析方法 建立空間權(quán)重矩陣是進(jìn)行空間計(jì)量分析的前提[11]，考慮到保證結(jié)論的穩(wěn)健性，本文同時(shí)將臨近空間權(quán)重矩陣Wl，地理距離空間權(quán)重矩陣Wg和經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣We納入研究框架，其中，

(1) 探索性空間數(shù)據(jù)分析(ESDA)。ESDA方法通過對(duì)事物的空間分布格局進(jìn)行可視化描述，探索事物之間的關(guān)聯(lián)機(jī)制，從而揭示事物的空間集聚和空間異質(zhì)特征，其核心技術(shù)是空間自相關(guān)檢驗(yàn)，包括全局空間自相關(guān)檢驗(yàn)和局部空間自相關(guān)檢驗(yàn)兩類[12]。全局空間自相關(guān)用于描述事物在整個(gè)區(qū)域的空間關(guān)聯(lián)和差異程度，計(jì)算公式為：

(2)

式中：I——全局空間自相關(guān)Moran指數(shù)；Wij——空間權(quán)重矩陣；n——研究對(duì)象的個(gè)數(shù)；x——觀測(cè)值；S2——樣本方差。Moran’sI的取值介于-1～1之間，I值越大表示空間相關(guān)性越強(qiáng)，其中，I>0表示研究對(duì)象之間存在空間正自相關(guān)關(guān)系，表現(xiàn)為聚合分布狀態(tài)；I<0表示研究對(duì)象之間存在空間負(fù)自相關(guān)關(guān)系，表現(xiàn)為離散分布狀態(tài)；I=0則表示研究對(duì)象是隨機(jī)分布的，不存在空間相關(guān)關(guān)系[13]。全局空間自相關(guān)假定空間是同質(zhì)的，并從宏觀上揭示了研究對(duì)象的空間依賴程度，但在現(xiàn)實(shí)生活中，空間相關(guān)存在異質(zhì)性，因此，需要結(jié)合局部空間自相關(guān)觀測(cè)具體的地區(qū)分布狀況，一般通過Moran散點(diǎn)圖或LISA聚集圖等形式進(jìn)行直觀反映，其實(shí)質(zhì)是將全局空間自相關(guān)Moran指數(shù)分解到各個(gè)單元，具體模型為：

(3)

(2) 糧食生產(chǎn)效率驅(qū)動(dòng)機(jī)理的空間模型分析。受地理位置、距離和拓?fù)湎嚓P(guān)變量的影響，相鄰區(qū)域的糧食生產(chǎn)效率、相鄰區(qū)域糧食生產(chǎn)效率的驅(qū)動(dòng)因素以及未納入模型的因素都可能對(duì)本區(qū)域的產(chǎn)糧效率產(chǎn)生影響[14]，因此，可以將糧食生產(chǎn)效率驅(qū)動(dòng)因素的空間模型設(shè)定為：

(4)

μi=λWμ+εi

(5)

式中：Y——糧食生產(chǎn)效率；i，j——兩個(gè)相鄰區(qū)域；t——時(shí)間；Wij——空間權(quán)重矩陣；Xit——自變量；α，δ，β——因變量空間回歸系數(shù)、自變量回歸系數(shù)及其空間回歸系數(shù)，μi，λ表示空間誤差項(xiàng)及其待估系數(shù)值，εi為殘差項(xiàng)。當(dāng)α≠0而β=0時(shí)，該模型為空間滯后模型；當(dāng)λ≠0，α=0時(shí)，該模型為空間誤差模型；當(dāng)α≠0，β≠0且λ=0時(shí)，則該模型為空間杜賓模型[15]，考慮到空間杜賓模型及其對(duì)溢出效應(yīng)的估計(jì)更具有一般性特征，無(wú)論數(shù)據(jù)的生成過程是空間滯后模型還是空間誤差模型，都能基于此模型得到系數(shù)無(wú)偏估計(jì)，本文將主要通過構(gòu)建空間杜賓模型進(jìn)行分析，并將人均GDP、進(jìn)出口總額、第三產(chǎn)業(yè)所占比重、受災(zāi)面積等納入驅(qū)動(dòng)因素分析框架，分別代表經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、對(duì)外開放程度、市場(chǎng)化程度、自然生態(tài)環(huán)境，同時(shí)，在糧食生產(chǎn)效率方程中加入人均GDP的二次項(xiàng)和三次項(xiàng)來考察GDP與糧食生產(chǎn)效率之間可能存在的非線性關(guān)系。

1.2 數(shù)據(jù)來源

文中所用數(shù)據(jù)主要來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》等國(guó)家正式發(fā)布的統(tǒng)計(jì)資料，橫向覆蓋中國(guó)31個(gè)省(市、自治區(qū))，縱向主要將時(shí)間范疇分為“十一五”(2006—2010年)、“十二五”(2011—2015年)兩個(gè)時(shí)間段進(jìn)行對(duì)比分析，以期為“十三五”時(shí)期的糧食生產(chǎn)提供參考和借鑒，同時(shí)使研究在時(shí)間上具有可比性，以此來動(dòng)態(tài)研究中國(guó)糧食生產(chǎn)效率的時(shí)空演變特征。為了消除價(jià)格變動(dòng)的影響，所有價(jià)值變量均以2006年為基期進(jìn)行平減，各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果詳見表1—2。

表1 糧食生產(chǎn)效率評(píng)價(jià)體系

2 實(shí)證分析

表3為2006—2015年中國(guó)糧食生產(chǎn)效率變化情況。由表3可以看出，中國(guó)糧食生產(chǎn)效率整體偏低，效率均值在“十一五”、“十二五”時(shí)期分別為0.791和0.785，仍處于“高投入”的粗放式生產(chǎn)，通過將兩個(gè)時(shí)期的效率值進(jìn)行對(duì)比可以發(fā)現(xiàn)，有超過1/2的省份糧食生產(chǎn)效率出現(xiàn)大幅度下降趨勢(shì)，且主要集中于東部沿海地區(qū)和西部地區(qū)，這可能與其地理分布規(guī)律有關(guān)。如位于東部地區(qū)的天津、上海、浙江、江蘇等省份雖然經(jīng)濟(jì)實(shí)力雄厚、科技發(fā)達(dá)，但在“GDP錦標(biāo)賽制”下農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的投入更易被忽視[16]，從而損害了糧食生產(chǎn)效率；而西部地區(qū)產(chǎn)糧效率下降一方面與其惡劣的地理環(huán)境有關(guān)，加之西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實(shí)施使其更致力于發(fā)展經(jīng)濟(jì)，在農(nóng)業(yè)方面的投入顯得相對(duì)不足。此外，不難發(fā)現(xiàn)，糧食生產(chǎn)效率呈現(xiàn)出東部和中部地區(qū)高、西部低的格局，其分布規(guī)律一定程度上也是中國(guó)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在空間上的映射，這種相關(guān)性暗示了經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)于提高糧食生產(chǎn)效率具有一定的積極作用。

表3 “十一五”、“十二五”時(shí)期我國(guó)糧食生產(chǎn)效率值

注：TE為綜合技術(shù)效率，PTE為純技術(shù)效率，SE為規(guī)模效率，RTS為規(guī)模報(bào)酬，-，irs，drs分別表示規(guī)模報(bào)酬不變、遞增、遞減，其中，TE=PTE·SE。下同。

2.1 探索性空間數(shù)據(jù)分析

作為空間計(jì)量分析的基礎(chǔ)，首先通過探索性空間數(shù)據(jù)分析方法進(jìn)行空間自相關(guān)性檢驗(yàn)。借鑒Anselin等的做法，通過計(jì)算全局莫蘭指數(shù)并結(jié)合LISA(local indicators of spatial association)集聚地圖驗(yàn)證是否存在顯著的空間聚集效應(yīng)，計(jì)算結(jié)果詳見表4。

Z統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)表明，研究期內(nèi)中國(guó)各省市糧食生產(chǎn)效率的Moran’sI指數(shù)值均在1%的顯著性水平上出現(xiàn)正相關(guān)性，即中國(guó)糧食生產(chǎn)效率并非完全隨機(jī)分布，而是表現(xiàn)為高高集聚或低低集聚的相似值之間的空間聚類特征，因此，在進(jìn)行糧食生產(chǎn)效率的研究中不能忽視客觀存在的地理空間分布因素。

表4 中國(guó)糧食生產(chǎn)效率全局空間自相關(guān) Moran’s I指數(shù)值

全局空間自相關(guān)Moran’sI指數(shù)僅能揭示整個(gè)研究區(qū)域的空間依賴程度，據(jù)此，需要進(jìn)一步依據(jù)局部Moran’sI指數(shù)反映各區(qū)域與鄰近區(qū)域同一屬性的相關(guān)程度，本文主要通過GeoDA生成LISA聚集圖進(jìn)行更為清晰的可視化表達(dá)，并將研究區(qū)域劃分為以下4種類型：HH聚集型，即區(qū)域自身糧食生產(chǎn)效率相對(duì)較高且被周邊的高值地區(qū)所包圍；LL聚集型，主要是指糧食生產(chǎn)效率較低的區(qū)域相互集聚，從而形成集中連片的產(chǎn)糧效率低值區(qū)；HL聚集型，這種類型的空間集聚主要表現(xiàn)為自身糧食生產(chǎn)效率相對(duì)較高的區(qū)域被周邊的低值區(qū)域所包圍，從而形成中間高四周低的離散分布形態(tài)；而LH聚集型則是產(chǎn)糧效率較低的區(qū)域被周邊的高值區(qū)域所包圍，呈現(xiàn)出中間低四周高的空間分布形態(tài)[17]，具體分布狀況及其變化趨勢(shì)如附圖9所示。

由附圖9可以看出，中國(guó)糧食生產(chǎn)效率主要以HH聚集型和LL聚集型為主，其中，HH聚集型主要分布在我國(guó)的東北、華東地區(qū)、以及華中部分地區(qū)，包括黑龍江、吉林、遼寧、上海、浙江、江蘇、江西、湖北、湖南等地，從而形成產(chǎn)糧效率“高值俱樂部”，該區(qū)域范圍在空間上具有明顯的擴(kuò)張趨勢(shì)；LL聚集型則主要分布在中國(guó)的華北、華南以及西北地區(qū)，此聚集類型區(qū)在研究期內(nèi)并沒有顯著變化，說明全面提高我國(guó)糧食生產(chǎn)效率仍面臨一定的挑戰(zhàn)，其發(fā)展還需要一個(gè)更長(zhǎng)的過程；屬于HL聚集型的有河南、新疆、西藏、重慶等地，該區(qū)域自身產(chǎn)糧效率較高，但容易受周邊區(qū)域負(fù)向效應(yīng)的影響而有所減弱；處于LH聚集型的安徽、天津、福建、四川等地則具有有利的“被擴(kuò)散”的區(qū)位優(yōu)勢(shì)，需要加強(qiáng)與周邊高效率水平省份的聯(lián)系，借鑒其先進(jìn)技術(shù)，提高自身效率水平。

空間異質(zhì)性的時(shí)空演變使得中國(guó)糧食生產(chǎn)效率處于不斷變化之中，因此，有必要采用時(shí)空躍遷測(cè)度法進(jìn)一步分析研究。時(shí)空躍遷主要可以分為以下4種形式，類型Ⅰ：在臨近區(qū)域?qū)傩灾挡蛔兊那闆r下本區(qū)域發(fā)生位移，包括LL→HL,LH→HH,HH→LH,HL→LL;類型Ⅱ指的是臨近區(qū)域?qū)傩灾蛋l(fā)生改變，但本區(qū)域不變的情況，包括LL→LH,LH→LL,HH→HL,HL→HH;類型Ⅲ：臨近區(qū)域與本區(qū)域?qū)傩灾低瑫r(shí)發(fā)生改變，屬于這一躍遷類型的主要包括LL→HH,LH→HL,HH→LL,HL→LH;類型Ⅳ則主要是指臨近區(qū)域與本區(qū)域?qū)傩灾稻窗l(fā)生改變的情況。

表5為中國(guó)糧食生產(chǎn)效率具體躍遷類型，通過對(duì)比可以發(fā)現(xiàn)，類型Ⅳ在各時(shí)間段都是最主要的躍遷形式，即本區(qū)域與鄰近區(qū)域均保持同樣水平的變化，說明中國(guó)糧食生產(chǎn)效率的空間結(jié)構(gòu)具有一定的路徑依賴特征或空間鎖定規(guī)律，其次是類型Ⅰ和類型Ⅱ，而類型Ⅲ在研究期內(nèi)并未出現(xiàn)，進(jìn)一步驗(yàn)證了非典型性的特征。

具體而言，北京受自身減貧效率的影響于2006—2011年主動(dòng)發(fā)生躍遷，由LL聚集型向HL聚集型轉(zhuǎn)變，但空間溢出效應(yīng)的存在使其減貧效率極易受周邊地區(qū)的影響，其減貧效率未來可能會(huì)處于不穩(wěn)定狀態(tài)；四川和福建等地則由于有利的“被擴(kuò)散”的區(qū)位優(yōu)勢(shì)，分別由LH聚集型躍遷至HH聚集型，再次驗(yàn)證了糧食生產(chǎn)效率空間溢出效應(yīng)的存在，其中，福建經(jīng)歷了由L—H象限躍遷至 H—H象限又遷回L—H象限的過程，其糧食生產(chǎn)效率處于短暫性波動(dòng)變化之中；而天津、山東則是由于周圍環(huán)境發(fā)生變化而被動(dòng)改變象限發(fā)生躍遷?？傮w而言，空間異質(zhì)性的存在使得省域間的效率溢出可能推動(dòng)各地區(qū)糧食生產(chǎn)效率走向趨同或者分異，進(jìn)而對(duì)我國(guó)糧食生產(chǎn)的整體分布結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響。

表5 我國(guó)2006-2015年糧食生產(chǎn)效率躍遷類型

2.2 糧食生產(chǎn)效率驅(qū)動(dòng)因素的空間效應(yīng)分析

探索性空間數(shù)據(jù)分析(ESDA)結(jié)果表明中國(guó)糧食生產(chǎn)效率存在顯著的空間相關(guān)性，因此，不再滿足普通最小二乘法關(guān)于區(qū)域之間相互獨(dú)立的假設(shè)，需要通過引入空間差異性和空間依賴性對(duì)經(jīng)典的線性模型進(jìn)行修正[18]，本文主要通過構(gòu)建空間杜賓模型進(jìn)行回歸估計(jì)，為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，文章同時(shí)報(bào)告了臨近空間權(quán)重矩陣、地理距離空間權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣下的估計(jì)結(jié)果詳見表6。

表6 不同空間權(quán)重矩陣的空間杜賓模型估計(jì)結(jié)果

注： (1)***，**，*分別表示在1%，5%，10%的水平上顯著； (2)這里的拐點(diǎn)指的是數(shù)學(xué)意義上的極值點(diǎn)，即一階導(dǎo)數(shù)等于零的點(diǎn)，由于本文涉及的是人均GDP的三次曲線，因此共有兩個(gè)極值點(diǎn)。

3種空間權(quán)重矩陣下的估計(jì)結(jié)果基本一致，且各變量均高效通過顯著性檢驗(yàn)，由于人均GDP、人均GDP二次項(xiàng)和三次項(xiàng)的回歸系數(shù)滿足β1>0，β2<0，β3>0的變化規(guī)律，說明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與糧食生產(chǎn)效率之間存在“正N型”的Kuznets曲線，為了更好地描述現(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)產(chǎn)糧效率的影響情況，本文進(jìn)一步測(cè)算了“正N型”Kuznets曲線的拐點(diǎn)值，以經(jīng)濟(jì)距離矩陣We估計(jì)結(jié)果為例，兩個(gè)拐點(diǎn)值分別為3.81和14.18，換句話說，當(dāng)人均GDP小于3.81萬(wàn)元時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)糧食生產(chǎn)效率具有正向促進(jìn)作用，一旦跨越這一門檻值，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的產(chǎn)糧效率將呈現(xiàn)邊際收益遞減的特征，只有當(dāng)人均GDP達(dá)到14.18萬(wàn)元的水平時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)糧食生產(chǎn)效率的正向促進(jìn)作用才會(huì)再次顯著，這主要是由于隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，非農(nóng)經(jīng)濟(jì)的擠出效應(yīng)越來越顯著，大量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料流入非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展所伴隨的先進(jìn)技術(shù)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極作用顯得相對(duì)不足，損害了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，因此會(huì)在第1個(gè)拐點(diǎn)與第2個(gè)拐點(diǎn)之間出現(xiàn)糧食生產(chǎn)效率的短暫下降，之后，隨著經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的不斷完善，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展從資源依賴型更大程度地向依靠技術(shù)進(jìn)步轉(zhuǎn)變，從而表現(xiàn)為糧食生產(chǎn)效率在第2個(gè)拐點(diǎn)之后隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展逐步提升的變化規(guī)律。通過對(duì)比表7所示的2015年我國(guó)各區(qū)域人均GDP與拐點(diǎn)值的遠(yuǎn)近，發(fā)現(xiàn)目前我國(guó)各區(qū)域糧食生產(chǎn)效率在Kuznets曲線中所處的階段差異較大，大部分地區(qū)正處于第1個(gè)拐點(diǎn)與第2個(gè)拐點(diǎn)之間，而西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)如四川、貴州、云南、甘肅、廣西 、西藏等地仍未跨越第1個(gè)拐點(diǎn)，需要根據(jù)不同區(qū)域的發(fā)展?fàn)顩r合理引導(dǎo)。

對(duì)外開放程度以及市場(chǎng)化程度對(duì)糧食生產(chǎn)效率的提升有促進(jìn)作用，其中市場(chǎng)化程度對(duì)糧食生產(chǎn)效率的作用程度較大，市場(chǎng)化程度每增加1%，糧食生產(chǎn)效率將提高0.2%，而對(duì)外開放程度在3種空間權(quán)重矩陣下都不顯著，可能的原因是對(duì)外開放程度雖然有利于引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)，但受農(nóng)民自身模仿和接受能力的限制，使其正向溢出作用大打折扣。自然災(zāi)害仍然是糧食生產(chǎn)最大的不穩(wěn)定因素，這也是造成近年來糧食生產(chǎn)效率出現(xiàn)大幅度大面積下降趨勢(shì)的重要原因；此外，空間自回歸系數(shù)在3種空間權(quán)重矩陣下始終為正，說明糧食生產(chǎn)效率具有顯著的示范作用，臨近區(qū)域產(chǎn)糧效率的優(yōu)化同樣會(huì)對(duì)本區(qū)域的糧食生產(chǎn)產(chǎn)生促進(jìn)作用。

表7 中國(guó)2015年各區(qū)域人均地區(qū)生產(chǎn)總值

3 結(jié) 論

(1) 中國(guó)糧食生產(chǎn)效率整體偏低，仍處于“高投入”的粗放式生產(chǎn)，并表現(xiàn)出東、中部高、西部低的分布格局，其分布規(guī)律一定程度上也是中國(guó)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在空間上的映射，但“十二五”時(shí)期以來東部沿海地區(qū)和西部地區(qū)出現(xiàn)大面積、大幅度下降趨勢(shì)。

(2) 糧食生產(chǎn)效率并非完全隨機(jī)分布，而是表現(xiàn)出明顯的空間關(guān)聯(lián)性，其空間結(jié)構(gòu)具有一定的路徑依賴特征，主要以類型Ⅵ為主，其中，HH聚集和LL聚集型是最主要的空間聚類方式，LL聚集型在研究期內(nèi)相對(duì)比較穩(wěn)定。所以全面提高我國(guó)糧食生產(chǎn)效率仍面臨一定的挑戰(zhàn)，其發(fā)展還需要一個(gè)更長(zhǎng)的過程，此外，未來應(yīng)重點(diǎn)關(guān)注安徽、天津、福建、四川等地區(qū)LH聚集類型區(qū)的糧食生產(chǎn)效率變化情況，發(fā)揮其有利的“被擴(kuò)散”的區(qū)位優(yōu)勢(shì)。

(3) 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與糧食生產(chǎn)效率之間存在正N形的Kuznets曲線。目前大部分地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的產(chǎn)糧效率呈現(xiàn)邊際收益遞減特征，需要合理規(guī)劃農(nóng)業(yè)與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，尋找二者發(fā)展的平衡點(diǎn),積極建立經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與糧食生產(chǎn)的協(xié)作關(guān)系；而對(duì)于四川、貴州、云南、甘肅、廣西 、西藏等西部地區(qū)來說，雖然在未來一段時(shí)間內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)仍有助于提高糧食生產(chǎn)效率，但這些省份大多已瀕臨第一個(gè)拐點(diǎn)值，即將進(jìn)入Kuznets曲線下降區(qū)間，需要及時(shí)規(guī)劃引導(dǎo)，緩解非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的擠出效應(yīng)；此外，構(gòu)建良好的外部生產(chǎn)環(huán)境，加強(qiáng)國(guó)外市場(chǎng)先進(jìn)技術(shù)以及國(guó)內(nèi)市場(chǎng)化程度對(duì)糧食生產(chǎn)的促進(jìn)作用，營(yíng)造穩(wěn)定的自然生態(tài)條件，鞏固強(qiáng)強(qiáng)聚集的良性循環(huán)，在糧食生產(chǎn)效率較高的地區(qū)建立示范區(qū)，充分發(fā)揮臨近地區(qū)產(chǎn)糧效率優(yōu)化對(duì)本區(qū)域的輻射帶動(dòng)作用，制定具有區(qū)域聯(lián)動(dòng)特點(diǎn)的空間產(chǎn)糧策略來促進(jìn)和穩(wěn)定糧食生產(chǎn)。