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摘要：首先從理論上探討了要素市場扭曲影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的內(nèi)在機制，然后利用2002—2012年中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的省級宏觀數(shù)據(jù)，測算了我國農(nóng)業(yè)勞動力要素市場和農(nóng)業(yè)資本要素市場的扭曲程度，在此基礎(chǔ)上，實證分析了農(nóng)業(yè)勞動力和農(nóng)業(yè)資本要素市場扭曲對我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的影響效應(yīng)，并采用反事實檢驗的方法，探討要素市場扭曲所造成的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率損失缺口。研究表明：（1）我國農(nóng)業(yè)勞動力和資本要素市場均呈現(xiàn)扭曲態(tài)勢，且勞動力要素市場的扭曲程度要高于資本要素市場；（2）勞動力要素和資本要素市場扭曲對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率分別呈顯著的負向和正向影響；（3）反事實檢驗的結(jié)果顯示，我國要素市場扭曲的技術(shù)效率損失缺口為0.031，且勞動力要素市場扭曲的效率損失缺口高于資本要素市場扭曲，勞動力要素市場扭曲是影響我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率提升的重要因素。

關(guān)鍵詞：要素市場扭曲；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率；隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)；反事實檢驗

中圖分類號：S-3：F323.3 文獻標識號：A 文章編號：1001-4942（2018）08-0161-08

Effect of Factor Market Distortion on

Agricultural Production Technical Efficiency

Li Jiarui，Wang Shangao

（College of Economics and Management， Nanjing Agricultural University， Nanjing 210095， China）

Abstract Firstly， the inherent mechanism of factor market distortion affecting agricultural production technical efficiency was explored in theory in this study. Then， we estimated the degree of distortion of agricultural labor market and agricultural capital market in China using the provincial macroeconomic data of Chinese agricultural production from 2002 to 2012. On this basis， the effect of agricultural labor and agricultural capital factor market distortion on the technical efficiency of agricultural production in China was analyzed empirically， and the technical efficiency loss gap of agricultural production caused by factor market distortion was explored using the method of counter-factual test. The results were as follows. （1） Both the agricultural labor and capital factor market in China showed distorted trends， and the distortion degree of the labor factor market was higher than that of capital factor market. （2） The labor market distortion had a significant negative impact on the technical efficiency of agricultural production， while the capital factor market distortion had a significant positive impact. （3） The results of counter-factual test showed that the technical efficiency loss gap in China caused by factor market distortion was 0.031， and the loss gap caused by labor market distortion was higher than that caused by capital factor market， indicating that the labor market factor distortion was the key influence factor in promotion of Chinese agricultural production technical efficiency.

Keywords Factor market distortion； Agricultural production technical efficiency； Stochastic frontier production function； Counter-factual test

改革開放以來，中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟取得了巨大增長，糧食產(chǎn)量由1978年的3.05×108 t增長到了2015年的6.21×108 t，年均增長率為2%。雖然農(nóng)業(yè)經(jīng)濟取得了顯著成就，但一直以來，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)都是依賴“高投入和高產(chǎn)出”的粗放型生產(chǎn)模式，這使得我國付出了巨大的資源代價。隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的不斷推進，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的水資源、耕地資源等生產(chǎn)性資源日益緊缺，“高投入和高產(chǎn)出”的生產(chǎn)模式將難以為繼，因此糧食產(chǎn)量增加越來越依賴生產(chǎn)效率的提高[1，2]。而技術(shù)效率反映的是在產(chǎn)出保持不變的條件下，能夠使投入節(jié)約多少；或在投入不變時，能夠使產(chǎn)出增加多少。因此要實現(xiàn)我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的持續(xù)增長，勢必要提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率，減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源浪費。

當前，許多文獻對我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的現(xiàn)狀及其影響因素進行了研究，但現(xiàn)有文獻大多忽略了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素市場扭曲。林毅夫指出我國的“趕超型發(fā)展戰(zhàn)略”使得地區(qū)的要素市場普遍存在扭曲，導(dǎo)致要素市場的市場化進程不但滯后于產(chǎn)品市場的市場化進程，而且不同地區(qū)的要素市場市場化進程也很不一致[3]。就農(nóng)業(yè)生產(chǎn)而言，在農(nóng)民增收、農(nóng)業(yè)保護和糧食安全等多重政策目標引導(dǎo)下，糧食最低收購價、惠農(nóng)金融政策和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)補貼等措施使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素市場扭曲普遍存在。而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率是當期要素投入背景下的實際產(chǎn)出與前沿產(chǎn)出的比值[4]，因此農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率會受農(nóng)業(yè)要素投入和產(chǎn)出的共同影響，這意味著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素市場扭曲必然會影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率。

當前對我國要素市場扭曲現(xiàn)象的研究主要集中在以下兩個方面：第一，測量要素市場的扭曲程度。如：柏培文對我國勞動力要素配置扭曲程度進行了測量[5]。王寧和史晉川對我國要素價格的扭曲程度進行了測度[6]。第二，對要素市場扭曲所產(chǎn)生的經(jīng)濟效應(yīng)進行探討。如：Hsieh和Klenow研究發(fā)現(xiàn)，中國的資本和勞動等要素的邊際產(chǎn)出呈現(xiàn)差異性扭曲，如果按照等邊際收益對其進行重新配置，則中國的全要素生產(chǎn)率可以提升30%～50%[7]。陳永偉和朱喜等從要素價格扭曲導(dǎo)致行業(yè)內(nèi)和行業(yè)間要素資源錯配入手所做的實證研究也都發(fā)現(xiàn)，要素市場扭曲確實顯著抑制了我國制造業(yè)的全要素生產(chǎn)率[8，9]。戴魁早和劉友金研究發(fā)現(xiàn)要素市場扭曲顯著抑制了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D;資本投入的增長，但促進了R&D;的人員投入[10]。此外，還有相關(guān)學(xué)者分別以制造業(yè)和化學(xué)工業(yè)為例，研究了要素市場分割對技術(shù)效率損失的影響[11，12]。

通過對相關(guān)文獻的梳理，我們發(fā)現(xiàn)以往研究還存在以下不足：第一，鮮有學(xué)者研究要素市場扭曲對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的影響。事實上，在要素市場扭曲的情況下，生產(chǎn)要素難以實現(xiàn)帕累托最優(yōu)配置，從而可能導(dǎo)致包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)在內(nèi)的經(jīng)濟活動處于非效率狀態(tài)。第二，少有學(xué)者分別考察勞動力要素市場扭曲和資本要素市場扭曲對效率的影響。作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的兩個基本要素，勞動力和資本在產(chǎn)生要素市場扭曲方面的內(nèi)在機制存在明顯差異，不能一概而論。第三，大多數(shù)學(xué)者僅考察了要素市場扭曲對效率的影響，鮮有學(xué)者考察要素市場扭曲造成的效率損失缺口，這不利于科學(xué)地分析要素市場扭曲對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動所產(chǎn)生的影響效應(yīng)。

有鑒于此，本文首先從理論上探討要素市場扭曲影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的內(nèi)在機制，然后利用2002—2012年中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的省級宏觀數(shù)據(jù)，測算我國農(nóng)業(yè)勞動力要素市場和農(nóng)業(yè)資本要素市場的扭曲程度，在此基礎(chǔ)上，采用超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)，實證分析農(nóng)業(yè)勞動力要素市場扭曲和農(nóng)業(yè)資本要素市場扭曲對我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的影響效應(yīng)，并采用反事實檢驗的方法，探討要素市場扭曲所造成的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率損失缺口。

1 理論機制分析

1.1 要素市場扭曲對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響

假設(shè)在生產(chǎn)可能性邊界與資源相對價格曲線的切點處進行生產(chǎn)，可以實現(xiàn)生產(chǎn)要素資源的最優(yōu)配置，達到產(chǎn)出最大化。但要素市場扭曲會使得這種狀態(tài)難以實現(xiàn)：一是要素市場扭曲使得生產(chǎn)點本身就不在生產(chǎn)可能性曲線上；二是生產(chǎn)點即使在生產(chǎn)可能性曲線上，但要素市場扭曲使得它不再與相對價格線相切?；谶@種思想，Skoorka將扭曲分為技術(shù)扭曲和配置扭曲，其中，技術(shù)扭曲源于要素市場，表現(xiàn)在企業(yè)對生產(chǎn)可能性曲線前沿的偏離；配置扭曲來源于產(chǎn)品市場，表現(xiàn)為雖然企業(yè)的實際生產(chǎn)點在生產(chǎn)可能性前沿上，但卻偏離于前沿線上的最優(yōu)生產(chǎn)點[13]。圖1展示了技術(shù)扭曲和配置扭曲。如圖所示，假設(shè)生產(chǎn)X1和X2兩種產(chǎn)品，且當前在扭曲的生產(chǎn)可能性邊界上（扭曲的PPF）的A點進行生產(chǎn)，Pd表示存在扭曲時的相對價格曲線，PPF表示不存在扭曲時的生產(chǎn)可能性邊界，Pw表示不存在扭曲時的相對價格曲線。扭曲的PPF表示由于扭曲導(dǎo)致PPF內(nèi)移。根據(jù)Skoorka的思想，CB之間的距離即技術(shù)效率，AB之間的距離即配置效率。

1.2 要素市場扭曲對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響路徑

1.2.1 勞動力要素市場扭曲 勞動力要素市場扭曲對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的影響主要體現(xiàn)在農(nóng)業(yè)勞動力市場結(jié)構(gòu)性短缺、農(nóng)業(yè)勞動力市場信息不對稱以及戶籍制度限制了勞動力的自由流動等方面（圖2）。

（1）農(nóng)業(yè)勞動力市場結(jié)構(gòu)性短缺。①勞動力年齡結(jié)構(gòu)短缺：隨著農(nóng)村青壯年勞動力不斷向城市及非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移，使得從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動力年齡普遍偏大，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)又是一項消耗體力的活動，勞動者的體能下降必然會降低農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。②勞動力供求結(jié)構(gòu)短缺：伴隨著農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化和農(nóng)業(yè)機械化發(fā)展，農(nóng)業(yè)勞動力市場對高層次技術(shù)型人才的需求迅速上升，但由于農(nóng)業(yè)被認為“苦、累、沒前途”，青年人才不愿意從事農(nóng)業(yè)行業(yè)，這在一定程度上制約了我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的研發(fā)和創(chuàng)新。因此農(nóng)業(yè)勞動力年齡結(jié)構(gòu)短缺和供求結(jié)構(gòu)短缺將不利于我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率提升。

（2）農(nóng)業(yè)勞動力市場信息不對稱。農(nóng)業(yè)勞動力需求存在明顯的季節(jié)性特征，一般而言，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)在4—10月處于需求高峰期，而11月—來年3月對勞動力的需求強度較小[14]，由于農(nóng)業(yè)勞動市場信息不對稱，農(nóng)民很難在第一時間獲取勞動需求信息，使得部分地區(qū)勞動力季節(jié)性剩余與季節(jié)性緊缺現(xiàn)象并存，從而影響了生產(chǎn)，降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率。

（3）戶籍制度限制了勞動力的自由流動。改革開放以來，雖然我國戶籍制度不斷放開，但由于地區(qū)間醫(yī)療、教育等公共服務(wù)的差異以及城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)問題等原因，我國勞動力市場分割問題并未完全消除，農(nóng)業(yè)勞動力要素難以實現(xiàn)自由流動，從而產(chǎn)生了勞動力市場的扭曲，制約了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對高素質(zhì)勞動力資源的需求，降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率。

1.2.2 資本要素市場扭曲 資本要素市場扭曲對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的影響主要體現(xiàn)在政府提供的金融惠農(nóng)政策和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)補貼等方面。

（1）金融惠農(nóng)政策。與其他部門不同，農(nóng)業(yè)是我國國民經(jīng)濟的基礎(chǔ)性產(chǎn)業(yè)，農(nóng)業(yè)的發(fā)展直接關(guān)乎著經(jīng)濟發(fā)展和社會安定。為了促進農(nóng)業(yè)健康穩(wěn)步發(fā)展，我國政府出臺了大量的金融惠農(nóng)政策，如：低息貸款、免息貸款和減免稅收等。這些金融惠農(nóng)政策能夠緩解農(nóng)民、農(nóng)業(yè)企業(yè)等農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的資金約束，有助于他們擴大生產(chǎn)規(guī)模、加強技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)研發(fā)，這在一定程度上能夠促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力水平發(fā)展，提高我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率。

（2）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)補貼。為了保護農(nóng)民利益，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)積極性，我國政府實施了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)補貼政策，如：農(nóng)業(yè)良種補貼、農(nóng)機具購置補貼、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料綜合補貼等。農(nóng)業(yè)補貼能夠緩解農(nóng)民的信貸約束，提高農(nóng)業(yè)機械化水平，促使農(nóng)戶選擇更好的生產(chǎn)技術(shù)。與此同時，為了保證補貼能順利到達農(nóng)民手中，各地逐漸開始實行“一卡通”的資金給付方式，即將中央和地方政府的補貼直接轉(zhuǎn)移到農(nóng)民賬戶，這有效地避免了“尋租”行為。因此農(nóng)業(yè)生產(chǎn)補貼政策的實施能夠提高我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率。

2 模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明

2.1 模型構(gòu)建

2.1.1 隨機前沿生產(chǎn)函數(shù) 隨機前沿分析始于對生產(chǎn)最優(yōu)化的研究，自Aigner和Meeusen等開創(chuàng)性地提出隨機前沿模型以來，隨機前沿分析被廣泛地用于效率研究[15，16]。本文參考Kumbhakar和Lovell的研究思路[17]，采用基于參數(shù)法的隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型來測算農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率，模型基本形式為：

yit=f（xit；β）exp（vit-uit） 。（1）

式（1）中，i和t分別表示截面數(shù)與時期數(shù)；y表示農(nóng)業(yè)產(chǎn)出；x表示要素投入；f（）為完全效率時的確定性前沿產(chǎn)出，表現(xiàn)為具體設(shè)定的生產(chǎn)函數(shù)形式；β為待估的投入向量參數(shù)；（vit-uit）為復(fù)合誤差項，其中，vit為隨機統(tǒng)計誤差，表示各種隨機因素對前沿產(chǎn)量的影響，服從獨立于uit的正態(tài)分布N（0，σ2v）；uit為技術(shù)非效率項，并假設(shè)uit服從獨立于vit的截斷正態(tài)分布N+（m，σ2u）。得到參數(shù)估計值后，可以求解出技術(shù)效率，計算公式如下：

TEit=E[exp（-uit）|（vit-uit）]=exp（-uit）；（2）

進一步地，技術(shù)非效率項可以表示為：

uit=α0+αkZit+εit 。（3）

式（3）中，uit表示效率損失指數(shù)，即技術(shù)非效率項服從的截斷正態(tài)分布中的值。α0為常數(shù)項；Zit表示影響技術(shù)非效率的因素；αk為對應(yīng)的估計系數(shù)；εit為隨機誤差項，服從非負斷尾的正態(tài)分布。

本文將要素市場扭曲作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)的非效率項，以此考察其對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的影響。在實證分析過程中，為了盡可能降低模型設(shè)定誤差，本文選擇相對靈活的超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)。則（1）式可表示為：

lnY=β0+β1lnL+β2lnK+1/2β3（lnL）2+1/2β4（lnK）2+β5lnK+vit-uit 。（4）

式（4）中，Y表示農(nóng)業(yè)產(chǎn)出變量，L為農(nóng)業(yè)勞動力投入量，K為農(nóng)業(yè)資本存量，β0為常數(shù)項，β1、β2、β3、β4和β5為勞動力、資本及其二次項和交叉項的估計系數(shù)。而包含要素市場扭曲的技術(shù)非效率函數(shù)為：

uit=α0+φDIST+αkZit+εit 。（5）

式（5）中，DIST表示要素市場扭曲，φ為其估計系數(shù)，Zit表示其他影響技術(shù)非效率的因素，包括農(nóng)業(yè)勞動力文化程度、農(nóng)作物受災(zāi)率和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平等。需要說明的是，由于因變量是非效率項，因此，如果φ為正，說明要素市場扭曲對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率有負向作用，即要素市場扭曲會抑制農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率；反之亦然。

2.1.2 要素市場扭曲測度 現(xiàn)有研究中，測算要素市場扭曲的方法主要有生產(chǎn)函數(shù)法、前沿技術(shù)分析法、影子價格法和市場化指數(shù)法等[18]。其中，生產(chǎn)函數(shù)法通過測算生產(chǎn)要素的邊際產(chǎn)出來計算要素市場扭曲，且可以同時測算不同生產(chǎn)要素的扭曲程度，能夠更客觀地反映要素市場扭曲的含義。因此，本文采用生產(chǎn)函數(shù)法來測算要素市場扭曲程度，其計算公式為：

lnYit=θ0+θ1lnLit+θ2lnKit+1/2θ3（lnLit）2+1/2θ4（lnKit）2+θ5lnLitlnKit+ωit 。（6）

式（6）中，Y表示農(nóng)業(yè)產(chǎn)出變量；L為農(nóng)業(yè)勞動力投入量；K為農(nóng)業(yè)資本存量；θ為各解釋變量的回歸參數(shù)；ωit表示隨機擾動項。

對（6）式中的L和K分別求導(dǎo)，可以得到勞動力和資本的邊際產(chǎn)出：

MPL=（θ1+θ3lnL+θ5lnK）Y/L ；（7）

MPK=（θ2+θ4lnK+θ5lnL）Y/K 。（8）

式（7）和式（8）中，MPL和MPK分別表示勞動和資本的邊際產(chǎn)出?；诖?，根據(jù)要素市場扭曲的定義，勞動力要素市場扭曲可以表示為勞動的邊際產(chǎn)出除以其價格，資本要素市場的扭曲則可以表示為資本的邊際產(chǎn)出除以其價格，即：

DIST_L=MPL/w ；（9）

DIST_K=MPK/r 。（10）

式（9）和式（10）中，DIST_L和DIST_K分別表示勞動力市場和資本要素市場的扭曲程度，其具體含義為：如果要素的扭曲程度大于1，說明該要素的實際所得小于應(yīng)得，要素市場為反向扭曲；如果取值小于1，說明要素存在正向扭曲。w為勞動力價格，r為資本價格。

2.2 數(shù)據(jù)說明

2.2.1 數(shù)據(jù)來源 本文使用的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》、《全國農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。需要說明的是，由于《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》中的農(nóng)、林、牧、漁業(yè)全社會固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)在2002年之前缺失嚴重，為了保證統(tǒng)計口徑一致和數(shù)據(jù)完整，我們選取2002年作為研究起點。此外，《中國統(tǒng)計年鑒》中的農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人員僅公布到2012年，之后的數(shù)據(jù)不再公開，因此本文將研究的時間段設(shè)置為2002—2012年。

2.2.2 變量說明 綜合隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)對投入產(chǎn)出指標的基本要求以及數(shù)據(jù)可獲得性的限制，本文選取了如下變量：

（1）農(nóng)業(yè)產(chǎn)出（Y，億元）：本文用農(nóng)林牧漁業(yè)產(chǎn)出增加值來表征農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，由于農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加值均是按當年價格計算，因此本文用第一產(chǎn)業(yè)增加值指數(shù)平減為2002年不變價格。

（2）農(nóng)業(yè)勞動力投入（L，萬人）：本文用農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人員來表征農(nóng)業(yè)勞動投入。

（3）農(nóng)業(yè)資本投入（K，億元）：借鑒李谷成[19]、程麗雯[20]等的方法，本文用永續(xù)盤存法（PLA）估算農(nóng)業(yè)資本存量。其計算公式為：

Kt=It/[Pt+Kt-1（1-δ）] 。（11）

式（11）中，Kt和Kt-1分別表示t和t-1年的資本存量；It表示以當年價格計算的投資；Pt表示第t年的投資價格指數(shù)；δ表示資本折舊率。首先，對于當年投資It的確定，本文參照李谷成等[19]（2014）的方法，用農(nóng)業(yè)固定資本形成總額衡量當年投資。由于《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料》中的農(nóng)業(yè)固定資本形成總額僅統(tǒng)計到了2004年，為了保證統(tǒng)計口徑一致，本文的農(nóng)業(yè)固定資本形成總額用農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資占全社會固定資產(chǎn)投資比重作為權(quán)重乘以全社會固定資本形成總額計算。其次，對于基期資本存量K2002的確定，本文借鑒Hall和Jones[21]、徐現(xiàn)祥[22]等的方法，計算公式為K2002=I2002/（5.42%+gt），其中，農(nóng)業(yè)資本折舊率δ=5.42%是充分權(quán)衡比較后選取吳方衛(wèi)[23]利用國務(wù)院《國營企業(yè)固定資產(chǎn)折舊試行條例》和財政部《企業(yè)會計準則》求得的加權(quán)農(nóng)業(yè)綜合折舊率。gt為2002—2012 年農(nóng)業(yè)實際總產(chǎn)值幾何平均增長率。最后，投資價格指數(shù)Pt的確定，嚴格來說，農(nóng)業(yè)資本應(yīng)采用相應(yīng)固定資本形成總額指數(shù)進行平減，遺憾的是，現(xiàn)有統(tǒng)計并沒有提供分產(chǎn)業(yè)指數(shù)，借鑒李谷成等[19]的方法，用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)作為農(nóng)業(yè)投資價格指數(shù)的代理指標。

（4）勞動力價格（w，元/天）：目前已公布的統(tǒng)計資料沒有提供農(nóng)業(yè)工資數(shù)據(jù)，本文借鑒王曉兵等[24]的方法，采用《全國農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編》中早秈稻、中秈稻、晚秈稻、粳稻、小麥和玉米等作物的勞動力成本除以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間，從而得出從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的工資水平，并用生產(chǎn)資料價格指數(shù)平減為2002年不變價格。

（5）資本價格（r，元/年）：資本價格實際上就是利率水平，雖然不同銀行的利率水平存在一定差異，但均是在法定貸款利率水平上下波動，因此本文選取各年度內(nèi)一年期金融機構(gòu)法定貸款利率的均值作為資本價格，并用生產(chǎn)資料價格指數(shù)平減為1997年不變價格。

（6）其余技術(shù)非效率項：除了勞動力要素和資本要素的市場扭曲指數(shù)，本文的技術(shù)非效率項還包括農(nóng)村基礎(chǔ)教育水平、農(nóng)作物受災(zāi)率和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平等。①農(nóng)民作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動的主體，其受教育水平的高低在一定程度上可能會影響其對市場的判斷、生產(chǎn)決策的科學(xué)制定以及新型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的采納與運用，進而會影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。本文將初中及以上文化程度勞動者的占比情況作為農(nóng)村基礎(chǔ)教育水平的替代變量。②農(nóng)作物受災(zāi)率用農(nóng)作物的受災(zāi)面積與總播種面積的比值來表示。③一般而言，一個國家或地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平越高，其農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化越先進，而農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率往往具有正向影響。本文參照吳賢榮等[25]的思路，用農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值與農(nóng)村人口之比來表示農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平。

需要說明的是，第一，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出、農(nóng)業(yè)勞動力、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)和農(nóng)業(yè)實際總產(chǎn)值數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》；農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資、全社會固定資產(chǎn)投資和全社會固定資本形成總額數(shù)據(jù)來源于《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》；勞動力價格數(shù)據(jù)來源于《全國農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編》；資本價格數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行網(wǎng)站；農(nóng)村基礎(chǔ)教育水平、農(nóng)作物受災(zāi)率和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平數(shù)據(jù)均來源于《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。第二，由于勞動價格和資本價格的單位不統(tǒng)一，因此我們將勞動價格乘以30（天），將資本價格除以12（月），統(tǒng)一轉(zhuǎn)換為元/月。

3 實證結(jié)果與分析

3.1 實證結(jié)果

3.1.1 要素市場扭曲狀況 通過對（6）式的估計，并利用（7）—（10）式計算了2002—2012年我國各省農(nóng)業(yè)勞動力和資本的要素市場扭曲程度（表1）。總體來看，我國農(nóng)業(yè)勞動力和農(nóng)業(yè)資本均存在市場扭曲，且勞動力要素市場扭曲指數(shù)小于資本要素市場扭曲指數(shù)。其中，勞動力的市場扭曲指數(shù)為0.077，說明考察期內(nèi)勞動力的邊際產(chǎn)出小于工資水平，即其應(yīng)得小于實際所得，呈現(xiàn)出正向扭曲；而資本的市場扭曲指數(shù)為2.152，說明其邊際產(chǎn)出大于利率水平，為反向扭曲。勞動力正向扭曲的可能原因是：第一，我國農(nóng)業(yè)勞動力老齡化、婦女化現(xiàn)象嚴重，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)又是一項消耗體力的活動，農(nóng)業(yè)勞動者的體能下降會使得勞動力的邊際產(chǎn)出降低。第二，隨著農(nóng)村青壯年勞動力不斷向城市及非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移，我國農(nóng)業(yè)勞動力價格上漲迅速，1985—2014年，我國糧食作物用工價格從1.5元/日提高到了74.4元/日，增長了近50倍。因此農(nóng)業(yè)勞動力的體能下降和工資水平的過快增長使得勞動力的邊際產(chǎn)出小于工資水平。而資本的反向扭曲則可能是由于我國農(nóng)業(yè)資本要素受外部因素干預(yù)嚴重，特別是我國政府出臺的各種金融惠農(nóng)政策和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)補貼，使得農(nóng)業(yè)資本要素價格被人為壓低，從而出現(xiàn)了資本要素應(yīng)得大于實際所得的情形。

3.1.2 要素市場扭曲對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響 表2展示了隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)和非效率方程的估計結(jié)果。在實證分析前，為了檢驗生產(chǎn)函數(shù)是否可以簡化為Cobb-Douglas形式，對（4）式中所有項進行了聯(lián)合顯著性檢驗（x2=143.12，P=0.0000），結(jié)果拒絕了超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的二次項以及交叉項系數(shù)同時為0的原假設(shè)，因此本文采用超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)是合理的?？紤]到本文的研究主線是要素市場扭曲是否會影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率，因此將著重考察非效率方程。研究發(fā)現(xiàn)勞動力要素市場扭曲和資本要素市場扭曲對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的影響方向均理論機制探討結(jié)果一致，具體而言，勞動力要素市場扭曲的估計系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明勞動力要素市場扭曲會抑制我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率。而資本要素市場扭曲的估計系數(shù)在1%的水平上顯著為負，說明資本要素市場扭曲促進了我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的提升。

在其他影響技術(shù)效率的因素中，農(nóng)村基礎(chǔ)教育水平、農(nóng)作物受災(zāi)率和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平等均符合理論預(yù)期。首先，農(nóng)村基礎(chǔ)教育水平的估計系數(shù)顯著為負，說明農(nóng)民受教育水平越高，制定科學(xué)的生產(chǎn)決策和采用新型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的可能性就越大，從而提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率。其次，農(nóng)作物受災(zāi)率的估計系數(shù)顯著為正，說明農(nóng)作物受災(zāi)率會降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率，這與亢霞等[26]、余建斌[1]等的研究結(jié)論相一致。最后，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平的估計系數(shù)顯著為負，說明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率有明顯的促進作用。

3.1.3 穩(wěn)健性檢驗 為了檢驗回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，將測算出的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率作為被解釋變量，勞動力要素市場扭曲、資本要素市場扭曲、農(nóng)村基礎(chǔ)教育水平、農(nóng)作物受災(zāi)率和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平作為解釋變量，采用計量回歸模型，重新考察要素市場扭曲對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的影響。需要說明的是，在基于“兩步法”考察農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的影響因素時，由于作為因變量的技術(shù)效率TEit=（0，1]，故采用OLS估計的結(jié)果是有偏且不一致的，而采用基于極大似然估計法的Tobit模型將是無偏和有效的[27]，因此本文選用Tobit模型。

Tobit模型估計結(jié)果（表3）表明，勞動力要素市場扭曲對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率有顯著的負向影響，而資本要素市場扭曲對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率有顯著的正向影響，且均在1%的水平上顯著，說明勞動力要素市場扭曲會降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率，而資本要素市場扭曲會提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率。此外，農(nóng)村基礎(chǔ)教育水平、農(nóng)作物受災(zāi)率和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平對技術(shù)效率的影響也與表2的估計結(jié)果一致，這進一步說明本研究結(jié)果具有較高的穩(wěn)健性。

3.1.4 反事實檢驗 參照林伯強等[28]、白俊紅等[29]的研究，采用反事實檢驗的方法考察要素市場扭曲對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的影響程度。具體操作步驟是：從（5）式技術(shù)非效率函數(shù)中依次刪除勞動力要素市場扭曲、資本要素市場扭曲和同時刪除所有要素市場扭曲，對此分別進行估計，并計算出不包含勞動要素市場扭曲、資本要素市場扭曲和所有要素市場扭曲的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率，將新估算出的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率同表2估算出的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率進行比較（忽略誤差項的影響差異），以此考察要素市場扭曲對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率損失缺口的影響。

表4展示了我國各省三種效率損失缺口的均值?？傮w來看，考察期內(nèi)我國要素市場扭曲的效率損失缺口為0.031，且勞動力要素市場扭曲使得我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率下降了0.032，而資本要素市場扭曲使得我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率提升了0.004。進一步分析發(fā)現(xiàn)，如果消除了勞動力要素市場扭曲，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率將提升5.68%，而如果消除了資本要素市場扭曲，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率將下降0.71%，這說明勞動力要素市場扭曲是影響我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率提升的重要因素。

4 結(jié)論

本文首先從理論上探討了要素市場扭曲影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的內(nèi)在機制，然后利用2002—2012年中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的省級宏觀數(shù)據(jù)，測算了我國農(nóng)業(yè)勞動力要素市場和農(nóng)業(yè)資本要素市場的扭曲程度，在此基礎(chǔ)上，采用超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)，以要素市場扭曲為技術(shù)非效率項，實證分析了農(nóng)業(yè)勞動力要素市場和農(nóng)業(yè)資本要素市場扭曲對我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的影響效應(yīng)，并采用反事實檢驗的方法，通過測算加入要素市場扭曲和未加入要素市場扭曲的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率，探討要素市場扭曲所造成的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率損失的缺口。

（1）考察期內(nèi)，我國農(nóng)業(yè)勞動力和農(nóng)業(yè)資本要素市場均呈現(xiàn)出扭曲態(tài)勢，且勞動力要素市場的扭曲程度高于資本要素市場。具體而言，農(nóng)業(yè)勞動力的邊際產(chǎn)出小于工資水平，呈現(xiàn)出正向扭曲，而資本要素市場的邊際產(chǎn)出大于利率水平，呈現(xiàn)出反向扭曲。

（2）在技術(shù)非效率項中，勞動力要素市場扭曲對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率有顯著的負向影響，而資本要素市場扭曲對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率有顯著的正向影響。除此之外，農(nóng)村基礎(chǔ)教育水平、農(nóng)作物受災(zāi)率和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平也會顯著影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率。

（3）反事實檢驗結(jié)果顯示，我國要素市場扭曲的技術(shù)效率損失缺口為0.031，且勞動力要素市場扭曲造成的效率損失缺口高于資本要素市場扭曲的效率損失缺口。如果消除了勞動力要素市場扭曲，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率將提升5.68%，而如果消除了資本要素市場扭曲，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率將下降0.71%，這說明勞動力要素市場扭曲是影響我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率提升的重要因素。

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