許標文 陳雪麗

摘要：運用累加型LHM全要素生產(chǎn)率指標（additive luenberger-hicks-moorsteen total factor productivity indicator）測度2001—2016年我國30個省（市、區(qū)）食品工業(yè)全要素生產(chǎn)率（total factor productivity，TFP），并進一步分解為技術(shù)效率變化、規(guī)模效率變化和技術(shù)進步。結(jié)果表明，我國食品工業(yè)仍處于初級加工階段，3個子產(chǎn)業(yè)TFP穩(wěn)步提升，但增長不一;技術(shù)進步是TFP增長的主要因素，技術(shù)效率及規(guī)模效率變化差異不大;從區(qū)域上看，宏觀經(jīng)濟及農(nóng)業(yè)資源稟賦的差異影響食品工業(yè)的發(fā)展，農(nóng)副食品加工業(yè)TFP增長率呈東部、中部、西部地區(qū)依次降低的趨勢，食品制造業(yè)TFP增長率表現(xiàn)為東部地區(qū)顯著高于中部、西部地區(qū)，飲料制造業(yè)TFP增長率表現(xiàn)為東部地區(qū)顯著高于中部、西部地區(qū)。因此，應(yīng)加快食品工業(yè)科技創(chuàng)新推動技術(shù)進步、優(yōu)化發(fā)展環(huán)境及立足資源稟賦協(xié)調(diào)區(qū)域發(fā)展，以實現(xiàn)我國食品工業(yè)高質(zhì)量均衡協(xié)調(diào)發(fā)展。

關(guān)鍵詞：食品工業(yè);農(nóng)副食品加工業(yè);食品制造業(yè);飲料制造業(yè);累加型LHM全要素生產(chǎn)率;區(qū)域差異

中圖分類號： F323.3 ?文獻標志碼： A ?文章編號：1002-1302（2020）11-0313-07

收稿日期：2019-05-20

基金項目：福建省公益類科研院所基本科研專項（編號：2017R1016-8）。

作者簡介：許標文（1982—），男，福建永定人，碩士，副研究員，主要從事農(nóng)業(yè)經(jīng)濟研究。E-mail：13596447@qq.com。

通信作者：陳雪麗，博士，助理研究員，主要從事新聞傳播與大數(shù)據(jù)運用研究。E-mail：chenxueli05@126.com。 ?食品工業(yè)作為保障民生的基礎(chǔ)性產(chǎn)業(yè)，是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈和價值鏈的重要環(huán)節(jié)，將進入以營養(yǎng)健康為主的高速發(fā)展階段，在實施制造強國戰(zhàn)略和推進健康中國戰(zhàn)略中具有重要地位。在近40年的發(fā)展過程中，中國食品工業(yè)實現(xiàn)了由弱到強的快速發(fā)展并取得了顯著成效。但我國食品工業(yè)發(fā)展主要以粗放式增長方式為主[1]，特別是近年來人力、土地、環(huán)境保護等成本不斷提高，其發(fā)展面臨結(jié)構(gòu)不合理、企業(yè)規(guī)模偏小、技術(shù)裝備水平不高、資源綜合利用率低、創(chuàng)新能力不足等問題。目前，中國經(jīng)濟進入新常態(tài)，正處在轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、優(yōu)化經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)換增長動力的攻關(guān)期，提高食品工業(yè)全要素生產(chǎn)率（total factir productivity，TFP）也成為食品工業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的必然出路。食品工業(yè)為農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)的重要分支，現(xiàn)有農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)全要素生產(chǎn)率主要采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法（data envelopment analysis，DEA）結(jié)合Malmquist指數(shù)進行分析[1-5]，簡單地把細分行業(yè)全要素生產(chǎn)率的平均值作為農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)全要素生產(chǎn)率，一般認為農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)全要素生產(chǎn)率在穩(wěn)步提高，各子行業(yè)全要素生產(chǎn)率增長不一。但這些Malmquist指數(shù)都采用以自身為參照的距離函數(shù)，忽略了其異質(zhì)性，導(dǎo)致其結(jié)果無法比較。ODonnell指出，Malmquist指數(shù)并不具備乘法完備性[6];Peyrache認為，Malmquist指數(shù)只衡量生產(chǎn)邊界在特定點的位移，而忽略了規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)[7]。同時Kerstens等強調(diào)，Malmuqist指數(shù)、Luenberger指標等僅能被稱作技術(shù)生產(chǎn)率指標（technical productivity measures）[8]。ODonnell等認為，LHM（luenberger-hicks-moorsteen）全要素生產(chǎn)率指標具備加性完備（additively complete）條件，可以更精確地衡量投入和產(chǎn)出的變化，能夠準確反映全要素生產(chǎn)率的跨期變化率[6，8]。此外，多數(shù)文獻把各個評估單元的全要素生產(chǎn)率的平均值作為總體樣本的全要素生產(chǎn)率，Shen等則提出累加型LHM全要素生產(chǎn)率指標，把總體樣本的全要素生產(chǎn)率增長分解為單個被評估單元生產(chǎn)率增長之和，使得被評估單元之間的生產(chǎn)率具備可比性[9]。因此，本研究運用累加型LHM全要素生產(chǎn)率指標深入分析2001—2016年中國各地區(qū)食品工業(yè)的3個子產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率演變及區(qū)域差異，并創(chuàng)新采用整體性方向性距離函數(shù)分析中國食品工業(yè)全要素生產(chǎn)率，使得各省份食品工業(yè)TFP可以進行相互比較，對推進食品工業(yè)健康發(fā)展具有較強的政策指導(dǎo)意義。

1 研究方法及數(shù)據(jù)來源

1.1 研究方法

1.1.1 整體生產(chǎn)技術(shù)和距離函數(shù)的設(shè)定 衡量我國食品工業(yè)的全要素生產(chǎn)率演變及其區(qū)域差異，須要利用中國各省份的相關(guān)投入與產(chǎn)出數(shù)據(jù)構(gòu)建生產(chǎn)可行性前沿面。一般情況下，生產(chǎn)集用來表示生產(chǎn)技術(shù)（T），假設(shè)有N個投入（x）用于生產(chǎn)M個產(chǎn)出（y），用所有被評估單元的投入與產(chǎn)出數(shù)據(jù)構(gòu)建成生產(chǎn)集。根據(jù)Shen等的定義，生產(chǎn)集要滿足生產(chǎn)集具有封閉性（closed set）、生產(chǎn)可能性前沿面為凸性（convexity）、可變規(guī)模回報（variable returns to scale，VRS）、投入和產(chǎn)出具有自由支配性（free disposability）等基本經(jīng)濟學(xué)假設(shè)[9-10]。本研究衡量的食品工業(yè)（T）包括3個子產(chǎn)業(yè)，即農(nóng)副食品加工業(yè)（T1）、食品制造業(yè)（T2）和飲料制造業(yè)（T3）。因此，本研究的生產(chǎn)技術(shù)T表示如下。

生產(chǎn)技術(shù)設(shè)定后，用投入與產(chǎn)出數(shù)據(jù)構(gòu)建生產(chǎn)集，其中投入少、產(chǎn)出多的“標桿”省份就構(gòu)成了生產(chǎn)可行性前沿面。此時，須要引入距離函數(shù)（distance functions）來衡量各個省份與“標桿”省份之間的發(fā)展差距。距離函數(shù)經(jīng)常用來衡量被評估單元和生產(chǎn)可行性前沿面上“標桿”（最佳表現(xiàn)者）的差距，主要包括乘積形式的Shephard距離函數(shù)和加減形式的方向性距離函數(shù)（directional distance function，DDF）。其中，方向性距離函數(shù)的值可表示為被評估單元與前沿面的差距[11]，即被評估單元的無效率值。本研究使用的方向性距離函數(shù)D可以用公式（2）表示。

式中：目標函數(shù)β、δ分別表示投入和產(chǎn)出的無效率值，可表示為投入的潛在減少空間和產(chǎn)出的潛在增長空間。

由于涉及食品工業(yè)的3個子產(chǎn)業(yè)，為便于比較產(chǎn)業(yè)內(nèi)不同生產(chǎn)單元的全要素生產(chǎn)率，本研究創(chuàng)新采用整體性方向性距離函數(shù)（aggregate directional distance function）。通過將距離函數(shù)的方向向量設(shè)為整個食品工業(yè)的投入或產(chǎn)出，即各省份食品工業(yè)的子產(chǎn)業(yè)都基于同一參照方向。該設(shè)定的優(yōu)勢在于各省份食品工業(yè)子產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率都可以進行比較，且數(shù)值也可累加，生產(chǎn)率變化具有更明確的經(jīng)濟學(xué)含義，能夠為決策者提供相對合理的參考信息和政策建議。該距離函數(shù)可表示為公式（3）

1.1.2 累加型LHM生產(chǎn)率指標與分解 本研究基于Shen等提出的累加型LHM全要素生產(chǎn)率指標，創(chuàng)新采用整體性方向性距離函數(shù)測算中國食品工業(yè)的全要素生產(chǎn)率[9]。根據(jù)Boussemart等的建議[12]，整體性方向性距離函數(shù)的LHM指標可以表示如下

式中：LHMt、LHMt+1分別表示t、（t+1）期的生產(chǎn)率變化，兩者的算數(shù)平均值即為LHM全要素生產(chǎn)率指標，可表示為公式（5）

進一步將食品工業(yè)的全要素生產(chǎn)率分解為技術(shù)效率變化（TEC）、規(guī)模效率變化（SEC）和技術(shù)進步（TP），表示為公式（6）

式中：TECt，t+1用于衡量資源合理利用水平，該值越大，對全要素生產(chǎn)率的貢獻就越高;SECt，t+1表示被評估單元的生產(chǎn)規(guī)模距離最佳生產(chǎn)規(guī)模的遠近，該值越大，表示規(guī)模的變化可以促進全要素生產(chǎn)率的增長;TPt，t+1表示技術(shù)創(chuàng)新對生產(chǎn)前沿面的拉動，該值越大，則技術(shù)進步為經(jīng)濟增長提供的動力越大。參考Diewert等對LHM指標的分解[13-15]，LHM全要素生產(chǎn)率指標的分解要素可表示為公式（7）

1.1.3 非參數(shù)估計 距離函數(shù)的估計可使用參數(shù)或非參數(shù)的測算方法，其中非參數(shù)法無須對生產(chǎn)函數(shù)形式進行前期設(shè)定，相對靈活簡便，故予以采用。累加型LHM全要素生產(chǎn)率指標的分解須計算10種不同跨期組合的方向性距離函數(shù)，以計算Dt（xtk，yt+1k;0，gt+1y）為例，基于數(shù)據(jù)包絡(luò)分析的線性規(guī)劃表示如下

1.2 指標選取及數(shù)據(jù)來源

本研究采用工業(yè)銷售產(chǎn)值（億元）作為衡量食品工業(yè)產(chǎn)出的基本指標，并用工業(yè)生產(chǎn)者出廠價格指數(shù)對產(chǎn)出值進行平減。

生產(chǎn)投入包括資本和勞動力投入，其中勞動力投入采用從業(yè)人員年平均數(shù)（萬人）;固定資產(chǎn)投入借鑒朱鐘棣等的方法[16]，其公式如下：

式中：Kt0表示基期年的固定資產(chǎn);Kt表示t年與（t-1）年固定資產(chǎn)的變化量;Pt表示t年固定資產(chǎn)的投資價格指數(shù)。選擇流動資產(chǎn)合計為流動資產(chǎn)投入指標，并采用“工業(yè)生產(chǎn)的生產(chǎn)者購進價格指數(shù)（農(nóng)副產(chǎn)品類）”對流動資產(chǎn)進行平減。

本研究測算2001—2016年除西藏自治區(qū)外中國大陸30個?。ㄊ?、區(qū)）食品工業(yè)全要素生產(chǎn)率，數(shù)據(jù)來源于2002—2017年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》等。按照國家統(tǒng)計局關(guān)于東部、中部、西部地區(qū)的劃分標準，各區(qū)域及全國食品工業(yè)投入產(chǎn)出各變量的年均增長率見表1。

2 實證結(jié)果與分析

2.1 我國食品工業(yè)全要素生產(chǎn)率總體分析

由表2可知，中國食品工業(yè)全要素生產(chǎn)率增長率穩(wěn)步提升，年均增長13.72%，這與我國對食品工業(yè)的政策和資金扶持是分不開的。其中，農(nóng)副食品加工業(yè)全要素生產(chǎn)率增長最快，年均增長9.27%;其次是食品制造業(yè)，年均增長2.55%;飲料制造業(yè)增長率最低，年均增長1.90%。可見食品工業(yè)3個子產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長不一，說明我國食品工業(yè)農(nóng)產(chǎn)品精深加工不足，以初級加工為主的農(nóng)副食品加工發(fā)展態(tài)勢較好，而具有深度加工的食品制造業(yè)、飲料制造業(yè)則處于較弱的態(tài)勢。

從TFP分解來看，食品工業(yè)TFP增長主要由技術(shù)進步拉動，這是因為企業(yè)資源配置不盡合理，企業(yè)規(guī)模還未達到最佳生產(chǎn)規(guī)模。農(nóng)副食品加工業(yè)、飲料制造業(yè)技術(shù)效率增長率較低，且食品制造業(yè)技術(shù)效率增長率為負，說明資源利用水平總體較低，甚至存在不合理的結(jié)構(gòu)，需要企業(yè)在勞動力、固定資產(chǎn)、流動資產(chǎn)等要素投入進一步優(yōu)化配置。農(nóng)副食品加工業(yè)、食品制造業(yè)及飲料制造業(yè)的規(guī)模效率年均增長率為正，說明食品加工業(yè)呈規(guī)模報酬遞增狀態(tài)，但尚未達到最佳生產(chǎn)規(guī)模，規(guī)模水平的提高有助于促進全要素生產(chǎn)率的增長。食品工業(yè)3個子產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步指標均較大，技術(shù)進步有助于投入改變要素的比例與產(chǎn)品創(chuàng)新，極大地拉動了食品工業(yè)生產(chǎn)技術(shù)前沿面;但與發(fā)達國家食品工業(yè)深度加工技術(shù)相比，我國食品工業(yè)加工技術(shù)仍處在初級階段。

2.2 我國省際食品加工業(yè)TFP差異分析

不同區(qū)域因農(nóng)業(yè)資源稟賦、經(jīng)濟發(fā)展態(tài)勢等差異，對食品加工業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了一定的影響，省際間食品工業(yè)全要素生產(chǎn)率增長差異明顯。由表3可知，我國農(nóng)副食品加工業(yè)TFP增長率平均為 0.31%，東部、中部、西部地區(qū)全要素生產(chǎn)率增長率分別為4.44%、2.93%、1.90%。由于農(nóng)副食品加工業(yè)較多地依靠豐富的農(nóng)業(yè)資源稟賦，東部地區(qū)的山東、遼寧、江蘇、廣東、河北等省TFP增長率遠高于全國平均水平，而北京、天津、上海、海南等?。ㄊ校㏕FP增長率低于全國平均水平;除了河北、遼寧、浙江等少數(shù)省份外，各省份技術(shù)效率變化不大，說明東部地區(qū)各投入要素流動性較強，資源利用結(jié)構(gòu)較合理;農(nóng)副食品加工業(yè)規(guī)模報酬呈遞增狀態(tài)，其中福建省、遼寧省等企業(yè)較其他省份而言有較合理的生產(chǎn)規(guī)模;大部分省份技術(shù)進步指標是TFP增長的主要推動力。由于中部地區(qū)農(nóng)業(yè)資源稟賦較豐裕，大部分省份TFP增長率均高于全國平均水平，而江西省、山西省則分別因經(jīng)濟欠發(fā)達、農(nóng)業(yè)資源稟賦不足導(dǎo)致其農(nóng)副食品加工業(yè)發(fā)展相對較慢;各省份的技術(shù)效率變化指標較低，而規(guī)模效率變化指標及技術(shù)進步指標相差不大，說明中部地區(qū)農(nóng)副食品加工業(yè)發(fā)展水平差異不大。西部地區(qū)除了廣西壯族自治區(qū)、四川省，其他省份因農(nóng)業(yè)資源稟賦較低，其TFP增長率均低于全國平均水平0.31%;大部分省份技術(shù)效率沒有發(fā)生變化，這也使得不少省份規(guī)模變化效率指標大于技術(shù)進步指標，說明西部地區(qū)農(nóng)副食品加工業(yè)在現(xiàn)有技術(shù)水平下實現(xiàn)了較合理的生產(chǎn)規(guī)模，所以要適度加強西部地區(qū)農(nóng)副食品加工業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新與改造。

由表4可知， 各省份食品制造業(yè)的TFP增長率

為0.09%， 東部、中部、西部地區(qū)全要素生產(chǎn)率增長率分別為1.38%、0.71%、0.46%。東部地區(qū)由于食品制造業(yè)與宏觀經(jīng)濟具有較高的相關(guān)性，除了海南省之外的省份TFP增長率均高于或等于全國平均水平;技術(shù)效率變化指標較小，其中浙江、河北、上海、江蘇等省份食品制造業(yè)可能因投入要素配置結(jié)構(gòu)的微小失衡阻礙了TFP增長;大部分食品制造業(yè)生產(chǎn)規(guī)模呈規(guī)模遞增階段，而山東省、廣東省食

品制造業(yè)企業(yè)可能因規(guī)模過小導(dǎo)致其呈規(guī)模遞減階段。中部地區(qū)的安徽、河南、湖北、黑龍江等省TFP高于全國平均水平，其他省份則低于全國平均水平;各省份技術(shù)效率和規(guī)模效率的變化不大，但河南省食品制造業(yè)尚未達到規(guī)模經(jīng)濟水平，導(dǎo)致其規(guī)模效率指標為負增長。西部地區(qū)除了內(nèi)蒙古自治區(qū)、四川省，其他省份TFP增長均低于全國平均水平;技術(shù)效率變化指標為0或為負值，不合理的要素配置阻礙了TFP增長;說明西部地區(qū)以勞動力、原材料為主的要素投入導(dǎo)致技術(shù)效率難以提升，而先進加工設(shè)備及技術(shù)更新滯后使得技術(shù)難以改善，最終影響了TFP的增長。

由表5可知，各省份飲料制造業(yè)TFP增長率為0.06%，東部、中部、西部地區(qū)全要素生產(chǎn)率增長分別為0.82%、0.58%、0.51%。在東部、中部地區(qū)除了天津、上海、福建、海南、山西、江西等省份，其他省份TFP增長率均高于全國平均水平;技術(shù)效率變化不大，說明資源要素利用結(jié)構(gòu)合理，但利用水平不高;除了山東、廣東、河南等省飲料制造業(yè)企業(yè)尚未達到規(guī)模經(jīng)濟水平之外，其他省份企業(yè)規(guī)模報酬呈遞增狀態(tài)，但還須進一步提升企業(yè)規(guī)模;技術(shù)進步依舊是TFP增長的主要推動力。西部地區(qū)的陜西、甘肅、四川、貴州等省的TFP增長率高于或等于全國平均水平;除四川省規(guī)模效率指標為負數(shù)外，其他省份技術(shù)效率變化、規(guī)模效率指標及技術(shù)進步相差不大。

總體而言，宏觀經(jīng)濟發(fā)展水平及農(nóng)業(yè)資源稟賦的豐裕度影響著食品工業(yè)的發(fā)展。東部地區(qū)宏觀經(jīng)濟快速發(fā)展帶動了居民食品消費的增長，要素流動性也較強，先進技術(shù)的推廣與使用也較廣泛，相應(yīng)食品工業(yè)的發(fā)展比其他地區(qū)都好。中部地區(qū)隨著我國中部地區(qū)崛起以及國內(nèi)市場一體化，其較豐富的農(nóng)業(yè)資源稟賦優(yōu)勢也逐漸顯現(xiàn)，其食品工業(yè)發(fā)展也較好。而西部地區(qū)則因相對落后的經(jīng)濟及較低的要素配置效率，其食品工業(yè)的發(fā)展還處于相對落后的地位。

3 結(jié)論與建議

本研究運用累加型Luenberger-Hicks-Moorsteen全要素生產(chǎn)率指標，創(chuàng)新采用整體性方向性距離函數(shù)測算并分解了2001—2016年我國30個省份的食品工業(yè)全要素生產(chǎn)率，比較各省份的食品工業(yè)全要素生產(chǎn)率。結(jié)果表明：第一，2001—2016年我國食品工業(yè)全要素生產(chǎn)率增長總體水平較低，且食品工業(yè)發(fā)展處于農(nóng)產(chǎn)品加工初級階段。農(nóng)副食品加工業(yè)、食品制造業(yè)及飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率年均增長分別為9.27%、2.55%、1.90%。第二，對LHM全要素生產(chǎn)率指標進行分解，發(fā)現(xiàn)食品工業(yè)3個子產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長均主要依靠技術(shù)進步拉動，農(nóng)副食品加工業(yè)、食品制造業(yè)的規(guī)模變化效率指標貢獻度次之，而飲料制造業(yè)規(guī)模變化效率貢

獻度最低。因此，應(yīng)加強食品工業(yè)科技創(chuàng)新，并完善食品工業(yè)空間布局，推進食品工業(yè)向最佳生產(chǎn)規(guī)?？繑n，從而實現(xiàn)農(nóng)業(yè)資源、投入要素及產(chǎn)品市場的合理配置，最終實現(xiàn)生產(chǎn)率分解指標協(xié)調(diào)增長。第三，我國食品工業(yè)全要素生產(chǎn)率增長呈現(xiàn)東部、中部、西部地區(qū)依次降低的格局。東部地區(qū)的河北、遼寧、江蘇、浙江、山東、廣東等省，中部地區(qū)的黑龍江、安徽、河南、湖北等省及西部地區(qū)四川省的食品工業(yè)全要素生產(chǎn)率增長較高，這些省份不僅具有良好的農(nóng)業(yè)資源優(yōu)勢，與食品工業(yè)密切相關(guān)的加工制造技術(shù)也較發(fā)達，并出臺了諸如“食品工業(yè)強省”戰(zhàn)略等利于食品工業(yè)發(fā)展的政策措施，極大地推動了食品工業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長。

因此，要提高我國食品加工業(yè)全要素生產(chǎn)率水平，在重視技術(shù)進步的同時也要注重規(guī)模效率和技術(shù)效率的變化。首先，加快創(chuàng)新驅(qū)動推進技術(shù)進步。加快技術(shù)改進與引進，增加行業(yè)自主創(chuàng)新能力，提高從業(yè)人員整體素質(zhì)，協(xié)同發(fā)揮資本、技術(shù)和知識等要素的作用，促進資源結(jié)構(gòu)合理利用，從而推動食品工業(yè)從農(nóng)產(chǎn)品初級加工向食品深度加工的轉(zhuǎn)型。其次，優(yōu)化發(fā)展環(huán)境提高規(guī)模經(jīng)濟。優(yōu)化中小食品加工企業(yè)的發(fā)展環(huán)境，促進中小食品加工企業(yè)并購、兼并或聯(lián)合，加快食品工業(yè)企業(yè)向最佳生產(chǎn)規(guī)模推進，著力提升規(guī)模變化效應(yīng)。最后，立足資源稟賦協(xié)調(diào)區(qū)域發(fā)展。立足于我國農(nóng)產(chǎn)品的區(qū)域分布，引導(dǎo)食品加工企業(yè)向農(nóng)產(chǎn)品主產(chǎn)區(qū)、優(yōu)勢區(qū)和物流節(jié)點集聚，推動?xùn)|部地區(qū)食品工業(yè)轉(zhuǎn)型升級，鼓勵中西部地區(qū)充分利用當?shù)貎?yōu)勢資源推動食品工業(yè)的發(fā)展，注重經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)食品物流營銷網(wǎng)絡(luò)建設(shè)，形成合理的產(chǎn)業(yè)空間分工格局。

參考文獻：

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