劉棟

摘 要：利用隨機(jī)前沿分析的Malmquist指數(shù)方法，對(duì)我國(guó)近海捕撈業(yè)1988—2018年沿海11省市的技術(shù)效率與全要素生產(chǎn)率進(jìn)行了測(cè)算，對(duì)技術(shù)效率的時(shí)空差異性進(jìn)行了分析。分析表明，在近海資源不斷衰退的背景下，我國(guó)近海捕撈業(yè)全要素生產(chǎn)率不斷增長(zhǎng)，但增長(zhǎng)速度具有明顯的波動(dòng)性，并逐年降低，技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)遠(yuǎn)超技術(shù)效率帶來(lái)的影響，但是這種效應(yīng)逐年降低，技術(shù)效率變化影響比重增大并且全要素生產(chǎn)率、技術(shù)進(jìn)步、技術(shù)效率具有明顯的地域差異性。

關(guān)鍵詞：隨機(jī)前沿分析;Malmquist指數(shù);技術(shù)效率;技術(shù)進(jìn)步

文章編號(hào)：1004-7026（2020）05-0014-03???????? 中國(guó)圖書(shū)分類(lèi)號(hào)：F224;F276.44 ??????? 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

1? 研究背景

近海捕撈業(yè)是海洋經(jīng)濟(jì)傳統(tǒng)的支柱性行業(yè)。中國(guó)是海洋捕撈大國(guó)，海洋捕撈總量多年居世界第一。建國(guó)以來(lái)，我國(guó)近海捕撈業(yè)經(jīng)歷了將近30年的恢復(fù)、調(diào)整、停滯，從1978年開(kāi)始，我國(guó)近海捕撈業(yè)得以大規(guī)模發(fā)展，經(jīng)濟(jì)收益的增加使得盲目增船增網(wǎng)的現(xiàn)象出現(xiàn)，造成近海資源嚴(yán)重衰減。那么，中國(guó)近海捕撈量的增長(zhǎng)是源于近海捕撈技術(shù)進(jìn)步還是技術(shù)效率水平的提高？中國(guó)近海捕撈業(yè)的技術(shù)效率在不同區(qū)域不同階段有著怎樣的動(dòng)態(tài)變化？通過(guò)測(cè)算，定量分析我國(guó)近海捕撈業(yè)中技術(shù)效率的時(shí)空演進(jìn)特征。

2? 模型的建立及數(shù)據(jù)選擇

選取全國(guó)及沿海11省市的近海捕撈產(chǎn)量（t）作為產(chǎn)出指標(biāo)，選擇近海捕撈機(jī)動(dòng)漁船的數(shù)量（艘）、總噸位（t）和總功率（kW）作為資本投入的替代投入指標(biāo)，選擇近海捕撈專(zhuān)業(yè)從業(yè)人員（人）作為勞動(dòng)力投入指標(biāo)。選取1988—2018年共31年的相應(yīng)數(shù)據(jù)，相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)漁業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)漁業(yè)年鑒》、國(guó)家漁業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)網(wǎng)[1-3]。

根據(jù)Aigner等（1977）和Meeusen 等（1977）的方法，研究建立了超越對(duì)數(shù)形式的隨機(jī)前沿距離函數(shù)模型，其表達(dá)形式如下。

（1）

式（1）中：分別為各省市k（k=1，2，…，12）第t（t=1，2，…，31）的產(chǎn)出與第n個(gè)投入變量，vk，t-uk，t為復(fù)合擾動(dòng)項(xiàng)，其中vk，t表示隨機(jī)統(tǒng)計(jì)誤差，假定服從正態(tài)分布，即，t表示技術(shù)非效率項(xiàng)，被假定獨(dú)立于vk，t，并且服從于在非負(fù)處截?cái)嗟慕財(cái)嗾龖B(tài)分布，即。

（2）

η為考慮時(shí)變性的待估參數(shù)，反映了單位時(shí)間技術(shù)效率改變的比率。用代替和式中γ代表隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)中技術(shù)無(wú)效率所占的比例，且γ的取值范圍為[0，1]。

根據(jù)Malmquist生產(chǎn)率變化指數(shù)，技術(shù)效率可以用技術(shù)非效率時(shí)實(shí)際產(chǎn)出的期望值與其同期完全技術(shù)有效時(shí)產(chǎn)出的期望值之間的比率來(lái)確定，技術(shù)效率定義為下式。

（3）

從時(shí)期t到時(shí)期t+1第i個(gè)DMU技術(shù)效率的變化可以按如下公式計(jì)算。

（4）

從時(shí)期t到時(shí)期t+1的技術(shù)變化，可通過(guò)估計(jì)的參數(shù)求時(shí)期t偏導(dǎo)數(shù)而計(jì)算出來(lái)。相鄰時(shí)期t和t+1的技術(shù)變化值應(yīng)采用幾何平均值，即有下式。

（5）

根據(jù)Malmquist生產(chǎn)率變化指數(shù)的分解式，全要素生產(chǎn)率的變化表示為：

（6）

3? 模型的檢驗(yàn)與估計(jì)結(jié)果

3.1? 模型設(shè)定的檢驗(yàn)

設(shè)定的超越對(duì)數(shù)函數(shù)隨機(jī)前沿模型是否合適，需要進(jìn)行4步假設(shè)檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表1。4步檢驗(yàn)都是采取廣義似然比（LR）檢驗(yàn)，具體表現(xiàn)為：LR=-2×[LnL（H0）-LnL（H1）]，其中LnL0和LnL1分別表示在零假設(shè)（H0）和備擇假設(shè)（H1）下的對(duì)數(shù)似然函數(shù)值。如果零假設(shè)成立，那么檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量LR服從混合卡方分布，即LR～χ2 （k），其中k表示自由度即為約束條件的個(gè)數(shù)[4]。給定檢驗(yàn)水平α，檢驗(yàn)臨界值為k個(gè)自由度混合卡方分布上的α分位數(shù)，表示為。如果，則拒絕零假設(shè);否則，接受零假設(shè)。

所有零假設(shè)均被拒絕，表明采用的超越對(duì)數(shù)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型較好地?cái)M合了樣本數(shù)據(jù)。

3.2? 估計(jì)結(jié)果

利用Frontier4.1計(jì)量軟件，估計(jì)結(jié)果如表2所示。可以看出，模型中主要指標(biāo)系數(shù)在5%及1%的統(tǒng)計(jì)水平上都通過(guò)了t檢驗(yàn)。技術(shù)非效率項(xiàng)所占比例γ=0.987在1%的水平上具有統(tǒng)計(jì)顯著性，這表明誤差主要來(lái)自于技術(shù)的非效率。技術(shù)效率趨勢(shì)項(xiàng)η=-6.8%，數(shù)值為負(fù)且統(tǒng)計(jì)顯著，表明在該時(shí)期內(nèi)，全國(guó)沿海省市近海捕撈業(yè)的技術(shù)效率是不斷下降的[5]。

3.3? 實(shí)證結(jié)果

1988—2018年，我國(guó)近海捕撈業(yè)全要素生產(chǎn)率的年均增長(zhǎng)為5.47%;技術(shù)表現(xiàn)為正增長(zhǎng)，年均增長(zhǎng)率為5.94%;技術(shù)效率表現(xiàn)為負(fù)增長(zhǎng)，年均增長(zhǎng)率為-0.44%。圖1展示了中國(guó)近海捕撈業(yè)TFP及其分解指數(shù)的變化，可以看出，我國(guó)近海捕撈業(yè)全要素生產(chǎn)率均大于1，而且近海捕撈技術(shù)進(jìn)步有力的推動(dòng)了全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，我國(guó)近海捕撈業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)屬于技術(shù)導(dǎo)向型增長(zhǎng)[6]。

根據(jù)圖2（將1989/1988年全要素生產(chǎn)率看作1），將1988—2008年分為3個(gè)階段，通過(guò)表3對(duì)3個(gè)階段進(jìn)行實(shí)證分析。

一階段為1988—1999年，波動(dòng)式增長(zhǎng)。在該階段，近海捕撈業(yè)的全要素生產(chǎn)率增加速度始終在1以下大幅度波動(dòng)變化，沒(méi)有突破1。其中，大部分沿海省市全要素生產(chǎn)率都穩(wěn)步增加，只有上海市出現(xiàn)了全要素生產(chǎn)率下降的狀況，上海市并沒(méi)有出現(xiàn)技術(shù)退步的狀況，但是技術(shù)效率卻大幅下降，從而影響了全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。

二階段為2000—2005年，突破式增長(zhǎng)。在該階段，近海捕撈業(yè)的全要素生產(chǎn)率增加速度在2002年突破1。其中，天津、上海、廣西3省市出現(xiàn)了全要素生產(chǎn)率下降的情況，同時(shí)也出現(xiàn)了技術(shù)退步和技術(shù)效率輕微下降的趨勢(shì)。

三階段為2006—2018年，穩(wěn)定式增長(zhǎng)。在該階段，近海捕撈業(yè)的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)速度于2005年落回到1以下，回落之后再次趨于穩(wěn)定，在1以下徘徊。除了天津其他沿海省市的技術(shù)進(jìn)步指數(shù)都大于1，說(shuō)明導(dǎo)致全要素生產(chǎn)率下降的主要是技術(shù)效率不斷下降，但是從全國(guó)來(lái)看我國(guó)近海捕撈業(yè)全要素生產(chǎn)率屬于技術(shù)導(dǎo)向型，說(shuō)明技術(shù)效率的地域差異明顯。

4? 結(jié)論

通過(guò)對(duì)我國(guó)近海捕撈業(yè)的省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行基于超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)隨機(jī)前沿分析的Malmquist指數(shù)的計(jì)算，測(cè)算出我國(guó)1988—2018年11個(gè)沿海省市近海捕撈業(yè)的全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)、技術(shù)進(jìn)步指數(shù)、技術(shù)效率變化指數(shù)，可以得出以下結(jié)論。

（1）我國(guó)近海捕撈業(yè)全要素生產(chǎn)率不斷增長(zhǎng)，但增長(zhǎng)速度具有明顯的波動(dòng)性，并逐年降低。說(shuō)明我國(guó)近海捕撈業(yè)除了受投入要素的影響外，技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率帶來(lái)的影響也不可忽視。

（2）我國(guó)近海捕撈業(yè)技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)遠(yuǎn)超技術(shù)效率帶來(lái)的影響，但是這種效應(yīng)逐年降低，技術(shù)效率變化影響比重增大。我國(guó)近海捕撈業(yè)技術(shù)水平不斷提高，但增長(zhǎng)速率不斷降低，導(dǎo)致了近海捕撈業(yè)全要素生產(chǎn)率隨逐年遞增但增長(zhǎng)速度連年降低，技術(shù)效率水平不斷下降，進(jìn)一步拉低了全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，并且拉低效應(yīng)越來(lái)越大[4]。

（3）我國(guó)近海捕撈業(yè)全要素生產(chǎn)率、技術(shù)進(jìn)步水平、技術(shù)效率水平具有明顯的地域差異性。受近海資源存量的約束，國(guó)家限制近海捕撈的政策影響，我國(guó)各省市的近海捕撈業(yè)全要素生產(chǎn)率的地域差異性逐漸凸顯出來(lái)。

作者簡(jiǎn)介：劉? 棟（1993—），男，漢族，山東日照人，碩士研究生，研究方向：海洋產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)。

參考文獻(xiàn)：

[1]Aigner D， Lovell C A K， Schmidt P. Formulation and estimation of stochastic frontier production function models [J]. Journal of econometrics，1977，6（1）：21-37.

[2]Hannesson R. Bioeconomic production function in fisheries： Theoretical and empirical analysis[J]. Canadian Journal of Fisheries and Aquatic Sciences，1983，40（7）：968-982.

[3]Meeusen W， van Den Broeck J. Efficiency estimation from Cobb-Douglas production functions with composed error [J]. International economic review，1977：435-444.

[4]張成，張偉華，高志平.我國(guó)水產(chǎn)養(yǎng)殖業(yè)技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率研究[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2014（6）：38-45.

（編輯：周宏燕）

作者簡(jiǎn)介：劉? 棟（1993—），男，漢族，山東日照人，碩士研究生，研究方向：海洋產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)。