中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率地區(qū)差異的影響因素研究

中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率地區(qū)差異的影響因素研究

一、引言與文獻(xiàn)綜述由于地理位置，勞動(dòng)力等要素的流動(dòng)，技術(shù)的擴(kuò)散和溢出效應(yīng)的存在，使得經(jīng)濟(jì)體在空間上相互存在著聯(lián)系，尤其是技術(shù)溢出的效應(yīng)更被廣泛地接受為一種促進(jìn)地區(qū)差距縮小的重要機(jī)制(林光平等，2005)。而對(duì)于地區(qū)差距趨勢(shì)的研究常常會(huì)忽略地區(qū)之間的聯(lián)系，大多都采用收斂檢驗(yàn)的方法，通過(guò)這些檢驗(yàn)我們可以知曉經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的地區(qū)差距是否有縮小的趨勢(shì)和潛力，但即使傳統(tǒng)方法估計(jì)出的β值是顯著負(fù)的，也只能是地區(qū)間收斂的一個(gè)必要條件而非充要條件(SakamotoandIslam，2008)。并且傳統(tǒng)的收斂方法是基于各地區(qū)之間是相互獨(dú)立的假定。然而從地區(qū)的角度來(lái)看，空間效應(yīng)尤其是空間自相關(guān)性在收斂研究中是不能忽略的，因?yàn)槔绲貐^(qū)間貿(mào)易，技術(shù)和知識(shí)擴(kuò)散以及一般地區(qū)外部性和技術(shù)溢出都會(huì)使得地區(qū)之間存在空間上的依賴性。由于空間的這種相互作用存在，地理位置在地區(qū)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中就扮演了一個(gè)重要的角色(Gallo，2001)，一些地區(qū)之所以能夠發(fā)展的很好，可能僅僅是因?yàn)樗幸粋€(gè)好的鄰居。由此，很多關(guān)于地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂的研究也開始關(guān)注空間要素在收斂機(jī)制中的作用：Dall'erba(2005)的研究在考慮了地區(qū)間空間誤差相關(guān)性的條件下，對(duì)西班牙地區(qū)間的人均GDP進(jìn)行了空間收斂的分析，研究發(fā)現(xiàn)總的人均產(chǎn)值的β收斂趨勢(shì)要大于農(nóng)業(yè)部門和工業(yè)部門，但是小于服務(wù)部門，并且只有總的人均產(chǎn)值存在σ收斂，各部門則不存在，原因可能在于落后地區(qū)的更多的資源從農(nóng)業(yè)部門流向了更具效率部門。林光平等(2006)的研究在以往的關(guān)于地區(qū)絕對(duì)σ收斂研究的基礎(chǔ)上，以區(qū)域之間發(fā)展的相互影響為出發(fā)點(diǎn)，引入“條件”σ收斂的概念，發(fā)現(xiàn)各省區(qū)之間相關(guān)性越來(lái)越大，并且新方法使得趨異性降低，1978-2002年省區(qū)經(jīng)濟(jì)σ收斂具有階段性，這種波動(dòng)與總體經(jīng)濟(jì)運(yùn)行具有一致性。他們的另一份研究在空間滯后和誤差模型中，使用不同的權(quán)重矩陣對(duì)同期地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的β收斂情況進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)地區(qū)間經(jīng)濟(jì)存在收斂，但是趨勢(shì)有所減緩(林光平等，2005)。陳曉玲和李國(guó)平(2006)使用面板數(shù)據(jù)對(duì)地區(qū)間收斂特性和空間相關(guān)性統(tǒng)計(jì)描述的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步使用空間計(jì)量模型主要對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)β收斂狀況進(jìn)行了研究發(fā)現(xiàn)，1978-2004年總體上經(jīng)濟(jì)是存在收斂，但在各子時(shí)段是有差異的且收斂速度比較緩慢。何江和張馨之(2006)的研究與該研究結(jié)果有異曲同工之妙，他們使用面板數(shù)據(jù)空間計(jì)量模型對(duì)中國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的條件收斂進(jìn)行了估計(jì)，引入空間變量后，也發(fā)現(xiàn)條件收斂速度有所減小，并且發(fā)現(xiàn)投資是影響收斂與否的突出因素。上述都是近年來(lái)出現(xiàn)的將經(jīng)濟(jì)地理因素納入地區(qū)差距的相關(guān)研究，總體的研究結(jié)論是：經(jīng)濟(jì)地理因素在地區(qū)經(jīng)濟(jì)中有重要作用。而技術(shù)①作為一種要素，其溢出的作用在空間上應(yīng)該更為直接。劉旭華等(2004)將空間要素納入?yún)^(qū)域生產(chǎn)率(第二產(chǎn)業(yè))增長(zhǎng)的研究，發(fā)現(xiàn)改革開放至1998年地區(qū)間經(jīng)濟(jì)的相互聯(lián)系越來(lái)越密切，并且地區(qū)生產(chǎn)率存在條件收斂，經(jīng)濟(jì)總量、“后發(fā)優(yōu)勢(shì)”等是影響生產(chǎn)力提高的重要因素。吳玉鳴和李建霞(2006)曾對(duì)中國(guó)區(qū)域工業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行了空間計(jì)量的分析，實(shí)證結(jié)果比較符合發(fā)展實(shí)際，地理空間因素對(duì)單要素生產(chǎn)率和全要素生產(chǎn)率都產(chǎn)生了影響，且省區(qū)工業(yè)企業(yè)存在著空間集聚的現(xiàn)象，地區(qū)差異顯著。Zhuetal.(2008)對(duì)中國(guó)自改革開放以來(lái)的省區(qū)間全要素生產(chǎn)率的差異進(jìn)行了分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)省區(qū)間不僅存在空間相關(guān)性，并且這種相關(guān)性隨著時(shí)間的推移不斷加強(qiáng)，省區(qū)間生產(chǎn)率存在兩極分化的現(xiàn)象，考察期間內(nèi)生產(chǎn)率是發(fā)散的。而具體到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的地區(qū)差異的研究卻很少有關(guān)注到地區(qū)空間因素，但農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)土地、氣溫和日照等要素的依賴比較強(qiáng)，鄰近地區(qū)由于地理環(huán)境氣候及播種品種等原因，技術(shù)擴(kuò)散會(huì)相對(duì)更加容易，以及隨著農(nóng)業(yè)機(jī)械跨區(qū)作業(yè)等的不斷發(fā)展和擴(kuò)大，鄰近地區(qū)的技術(shù)溢出效果可能也更為明顯，因而本文在以往研究的基礎(chǔ)上，引入空間地理因素以控制鄰近地區(qū)的影響，使用空間模型的方法來(lái)考察地區(qū)間農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率水平的差異以及可能影響生產(chǎn)率變化的因素。另外一直以來(lái)關(guān)于農(nóng)業(yè)、農(nóng)村和農(nóng)民發(fā)展問(wèn)題的研究層出不窮，雖然都贊同要大力促進(jìn)“三農(nóng)”的發(fā)展，但是在具體的路徑和政策上的爭(zhēng)論不斷。其中一些學(xué)者傾向采用移民的方式間接促進(jìn)農(nóng)業(yè)的發(fā)展和農(nóng)村的致富，將大量的農(nóng)民轉(zhuǎn)變?yōu)槭忻瘢环矫婵梢援a(chǎn)生集聚效應(yīng)促進(jìn)城市的發(fā)展(范劍勇等，2004)，另一方面也減少了農(nóng)村的隱性失業(yè)，緩解了農(nóng)村的資源緊張局面，隨著農(nóng)業(yè)人口的減少，農(nóng)業(yè)的規(guī)模化種植便成為可能了，農(nóng)業(yè)得到發(fā)展，農(nóng)民人均收入也隨之提高，“三農(nóng)”問(wèn)題自然而然也就不成問(wèn)題了(牛文元②，2005；劉澤民，2005)。但實(shí)證上并沒有證據(jù)來(lái)檢驗(yàn)這種途徑對(duì)農(nóng)業(yè)的作用，本文的實(shí)證結(jié)果試圖填補(bǔ)這一空白。接下來(lái)的安排如下：第二部分是生產(chǎn)率測(cè)算方法和數(shù)據(jù)的處理介紹；第三部分在測(cè)算的基礎(chǔ)上介紹生產(chǎn)率空間相關(guān)性檢驗(yàn)的方法，以及檢驗(yàn)結(jié)果的分析；第四部分是在考慮空間因素的條件下，考察地區(qū)間生產(chǎn)率差異及其影響因素；第五部分為文章的結(jié)論和政策建議。二、生產(chǎn)率測(cè)算方法、數(shù)據(jù)與基本結(jié)果(一)生產(chǎn)率測(cè)算方法生產(chǎn)率一般分為增長(zhǎng)率和水平值兩種，前者表示技術(shù)進(jìn)步的速度，后者則表示技術(shù)的絕對(duì)水平，生產(chǎn)率增長(zhǎng)率收斂?jī)H是生產(chǎn)率水平收斂的必要條件。生產(chǎn)率測(cè)算的方法大體上可以分為參數(shù)和非參數(shù)兩種。相比較而言，參數(shù)方法可以直接測(cè)算出樣本期間內(nèi)各地區(qū)的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率水平，但是要基于一些比較嚴(yán)格的假定，而非參數(shù)的方法無(wú)需這些嚴(yán)格的假定，能直接得到全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，可以用來(lái)研究每個(gè)決策單元(DMU)的全要素生產(chǎn)率的變化情況，但是在投入和產(chǎn)出價(jià)格無(wú)法獲得的情況下，非參數(shù)方法無(wú)法計(jì)算全要素生產(chǎn)率的絕對(duì)水平。鑒于參數(shù)和非參數(shù)方法各自的優(yōu)缺點(diǎn)，本文將采用基于非參數(shù)的雙邊相對(duì)Malmqutist生產(chǎn)率指數(shù)來(lái)測(cè)算各地區(qū)相對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率水平。這種方法避免了參數(shù)方法的缺點(diǎn)，又可以得到各個(gè)地區(qū)的相對(duì)生產(chǎn)率水平，為后文進(jìn)一步研究奠定了基礎(chǔ)。具體測(cè)算過(guò)程如下：第一步，為了比較每個(gè)DMU在同一時(shí)段的生產(chǎn)率水平，構(gòu)建下列模型：第二步構(gòu)造全要素生產(chǎn)率水平面板數(shù)據(jù)集，通過(guò)使用上述的方法我們可以測(cè)算出基期年份各地區(qū)相對(duì)于某一個(gè)地區(qū)的全要素生產(chǎn)率水平，然后進(jìn)一步通過(guò)普通的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)，測(cè)算出各個(gè)地區(qū)每年相對(duì)于上一年的全要素生產(chǎn)率的指數(shù)。最后將所得到的基期年份相對(duì)生產(chǎn)率水平與生產(chǎn)率指數(shù)相乘得到每個(gè)地區(qū)在所有的樣本期間內(nèi)的相對(duì)生產(chǎn)率水平，即一個(gè)面板數(shù)據(jù)特征的相對(duì)全要素生產(chǎn)率水平集合。在測(cè)算省際地區(qū)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率基期水平時(shí)，本文選取北京地區(qū)作為，即測(cè)算出來(lái)的基期年份農(nóng)業(yè)TFP相對(duì)水平是各地區(qū)相對(duì)于北京地區(qū)的相對(duì)TFP水平。采用新的方法一方面是為了避免參數(shù)方法嚴(yán)格的假定以及誤差項(xiàng)的干擾，另一方面也使得相同地區(qū)不同年份以及相同年份不同地區(qū)的TFP都具有可比性。(二)測(cè)算數(shù)據(jù)指標(biāo)所選擇的樣本期間是從1985年開始，主要是因?yàn)檗r(nóng)村的體制改革所帶來(lái)效率改善在80年代中期基本結(jié)束(林毅夫，1992)，之前和之后的數(shù)據(jù)并不具有可比性。結(jié)合已有的研究，并綜合考慮農(nóng)業(yè)投入的因素，本文將把生產(chǎn)性固定資產(chǎn)納入投入要素體系進(jìn)行考慮，而現(xiàn)有統(tǒng)計(jì)資料缺乏2006和2007年的農(nóng)村戶數(shù)，因此樣本年限為1985-2005年。另外樣本中不包含海南省，將1997年之后的重慶數(shù)據(jù)并入到四川，另外由于數(shù)據(jù)的不可獲得性，西藏也沒有包含在樣本中。產(chǎn)出指標(biāo)采用的是農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值，投入數(shù)據(jù)中包括了種子、化肥等中間投入、勞動(dòng)力和土地，除此之外還包括大多數(shù)研究所忽視的生產(chǎn)性固定資產(chǎn)。農(nóng)業(yè)產(chǎn)出數(shù)據(jù)來(lái)自《新中國(guó)50年統(tǒng)計(jì)資料》和歷年各省的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，要素投入部分的中間投入使用的是農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值與農(nóng)業(yè)GDP的差，因?yàn)樵趪?guó)民經(jīng)濟(jì)核算中總產(chǎn)值重復(fù)計(jì)算了中間投入，而農(nóng)業(yè)GDP是增加值，因此將兩者相減得到中間投入③。中間投入與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出都按照1990年不變價(jià)計(jì)算；農(nóng)業(yè)從業(yè)人員采用的是第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)；以農(nóng)作物總播種面積衡量土地投入。生產(chǎn)性固定資產(chǎn)數(shù)據(jù)的處理方面，目前可查到的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中僅有的農(nóng)村居民家庭生產(chǎn)性固定資產(chǎn)原值，將農(nóng)村居民家庭生產(chǎn)性固定資產(chǎn)與鄉(xiāng)村戶數(shù)相乘，由此得到的是各地區(qū)購(gòu)買時(shí)的原值。在資本投入方面，總體經(jīng)濟(jì)和工業(yè)行業(yè)的研究是通過(guò)一定的折舊率將資本流量轉(zhuǎn)化為某時(shí)期內(nèi)的存量，但關(guān)于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的文獻(xiàn)中，極少有考慮生產(chǎn)性固定資產(chǎn)的投入，因而也很難找到相應(yīng)的折舊率來(lái)進(jìn)行數(shù)據(jù)的處理，為了使數(shù)據(jù)具有可比性，根據(jù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中生產(chǎn)性固定資產(chǎn)的一般使用情況，假定生產(chǎn)性固定資產(chǎn)折舊的年份為10年④，即是在10年前購(gòu)買的，例如1995年在役的生產(chǎn)性固定資產(chǎn)假定是1985年購(gòu)買的，所以1995年的原值實(shí)際上是1985年價(jià)格表示的價(jià)值，1996年的則是1986年價(jià)格表示的原值，如果我們想調(diào)整為1990年價(jià)格表示的價(jià)值，則2000年的數(shù)據(jù)無(wú)需調(diào)整(因?yàn)榧俣藶?990年價(jià)格)，而2001年的需要用1991年的價(jià)格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整(因?yàn)榧俣?001年的數(shù)據(jù)為1991年的價(jià)格)，在實(shí)際的計(jì)算中，使用各地區(qū)農(nóng)村工業(yè)品零售價(jià)格指數(shù)作可比性調(diào)整的指標(biāo)，對(duì)某些地區(qū)個(gè)別年份缺失的價(jià)格指數(shù)使用全國(guó)同一年的農(nóng)村工業(yè)品零售價(jià)格指數(shù)來(lái)填補(bǔ)。(三)基本測(cè)算結(jié)果使用雙邊相對(duì)的Malmqutist生產(chǎn)率指數(shù)辦法，測(cè)算出了1985-2005年中國(guó)28個(gè)省級(jí)地區(qū)的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率相對(duì)水平，表1列出了各地區(qū)主要年份的生產(chǎn)率水平。從表中可以看出，絕大多數(shù)地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率水平與基期年相比都有提高，從均值來(lái)看的全國(guó)整體的生產(chǎn)率水平也有所提高，尤其是1997年以后，生產(chǎn)率整體水平以比較快的速度提高，而1988年至90年代中期，生產(chǎn)率整體水平比較穩(wěn)定，但是與之前的水平相比略有下降。在樣本期間內(nèi)各地區(qū)的生產(chǎn)率水平都有不同的波動(dòng)和變化，大多數(shù)地區(qū)都呈現(xiàn)出先下降后提高的∪型變化，所不同的是最低點(diǎn)出現(xiàn)的時(shí)間有差異；而上海、福建、廣東、黑龍江、吉林、遼寧、天津和內(nèi)蒙古則處于一直上升的趨勢(shì)。另外進(jìn)入新世紀(jì)以來(lái)，與上一年相比，生產(chǎn)率出現(xiàn)下降的地區(qū)數(shù)量也顯著減少了。圖1歷年TFP平均水平變化趨勢(shì)三、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率空間自相關(guān)的檢驗(yàn)有關(guān)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的空間計(jì)量分析的基本思路是，首先采用空間統(tǒng)計(jì)分析的Moran指數(shù)法檢驗(yàn)被解釋變量是否存在空間自相關(guān)性，若存在則意味著被解釋變量在不同空間位置上存在相關(guān)性，需要建立空間計(jì)量模型進(jìn)一步分析(吳玉鳴和李建霞，2006)。實(shí)證研究中一般也采用Moran指數(shù)法來(lái)檢驗(yàn)空間自相關(guān)(ReyandMontouri，1999；ReyandJanikas，2005；Annekatrin，2001；陳曉鈴和李國(guó)平，2006；馬國(guó)霞等，2007；張曉旭和馮宗憲，2008)，MoranI有全局指標(biāo)(GlobalMoran'sI)和局部指標(biāo)(LocalMoran'sI)兩種。全局指標(biāo)定義為：可以看出全局Moran'sI都不顯著，即從全國(guó)總體平均水平來(lái)看，生產(chǎn)率與鄰近地區(qū)的生產(chǎn)率水平不存在顯著的相關(guān)性。但不能根據(jù)該結(jié)果就判斷任何地區(qū)的生產(chǎn)率水平都與鄰近地區(qū)無(wú)關(guān)，因?yàn)檫@種相關(guān)性可能只存在于部分地區(qū)，或者正負(fù)相互抵消，在統(tǒng)計(jì)上不顯著，因此需要進(jìn)一步通過(guò)局部的Moran'sⅠ來(lái)考察局部地區(qū)的空間自相關(guān)程度。通過(guò)Moran散點(diǎn)圖和LISA(空間聯(lián)系指標(biāo))來(lái)考察觀測(cè)值的局部空間特征，圖2中分別為1986，1995和2005年的Moran散點(diǎn)圖，圖3分別為這三年的LISA空間集聚地圖。通過(guò)Moran散點(diǎn)圖可以看出，1986年那些與整體不一致的即非典型(與總體趨勢(shì)不一致的)的點(diǎn)應(yīng)該是落在第一和第三象限的一部分，非典型的地區(qū)包括：安徽、上海、浙江、福建、黑龍江，屬于H-H類型；山東、四川、寧夏、貴州，屬于L-L類型。1995年非典型地區(qū)應(yīng)該落在第一和第三象限，包括：吉林、浙江和福建，屬于H-H；四川、貴州、湖南、湖北、陜西、河南、安徽和山東，屬于L-L。2005年的非典型地區(qū)：吉林、天津和福建，屬于H-H；新疆、青海、云南、四川、貴州、湖北、陜西、山西、河南、安徽和山東，屬于L-L。期初和期末非典型地區(qū)發(fā)生了劇烈變化，安徽從1986年的H-H變到2005年的L-L，同時(shí)屬于L-L的省份也越來(lái)越多，這說(shuō)明地區(qū)之間的關(guān)系隨時(shí)間出現(xiàn)顯著的變化，從圖3可以更清楚地看出。如果從局部LISA圖的顯著性水平來(lái)看，1986年有三個(gè)地區(qū)是顯著的青海、寧夏和湖北，其中青海和湖北屬于H-L，寧夏屬于L-L；1995年顯著的地區(qū)有5個(gè)：山東、河南、湖北屬于L-L，內(nèi)蒙屬于H-L，黑龍江L-H；2005年的顯著地區(qū)有山東、河南、湖北和四川，屬于L-L，內(nèi)蒙古屬于H-L型。通過(guò)局部自相關(guān)發(fā)現(xiàn)，雖然有的地區(qū)全局Moran統(tǒng)計(jì)指標(biāo)是不顯著的，但在一些地區(qū)確實(shí)出現(xiàn)了局部的地區(qū)空間相關(guān)性，并且隨著時(shí)間的推移，可以看出顯著的L-L地區(qū)越來(lái)越多。如果按南、中、北的角度來(lái)考察各地區(qū)的話，最終局部生產(chǎn)率低水平地區(qū)出現(xiàn)了集聚，并且集中在中部。由此可以看出，至2005年中國(guó)省級(jí)地區(qū)間農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率不存在顯著的高水平向低水平的溢出，真正相關(guān)較多的是在低水平地區(qū)之間。通過(guò)上述分析發(fā)現(xiàn)80年代中期以來(lái)中國(guó)各地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率不存在全局的空間相關(guān)性，但從局部顯著性來(lái)看，L-L地區(qū)都集中在中部，并且這些地區(qū)鄰近地區(qū)的生產(chǎn)率水平也為低水平，中部地區(qū)因此成為一個(gè)比較完整的低生產(chǎn)率水平地帶。高水平地區(qū)間的空間相關(guān)性并不存在。四、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率地區(qū)差異及影響因素實(shí)證分析(一)模型及數(shù)據(jù)選取傳統(tǒng)的新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)中的收斂假說(shuō)認(rèn)為各地區(qū)是封閉的，而實(shí)際上一國(guó)內(nèi)部的不同區(qū)域的聯(lián)系是非常密切的，因此在收斂檢驗(yàn)中需要考慮空間相關(guān)性。如果檢驗(yàn)的結(jié)果支持空間相關(guān)性，那么研究影響地區(qū)生產(chǎn)率水平因素時(shí)，需要使用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)的模型進(jìn)行分析，普通OLS估計(jì)遺漏變量會(huì)違背BLUE原則。而OLS發(fā)生偏誤的程度就取決于空間自相關(guān)的形式，按照形式的不同有空間滯后模型(SAR)和空間誤差模型(SEM)兩種最基本的形式，前者是用來(lái)分析特定變量在某地區(qū)是否有擴(kuò)散的現(xiàn)象，空間的自相關(guān)性是體現(xiàn)在因變量的滯后項(xiàng)中，后者的空間自相關(guān)則是體現(xiàn)在誤差項(xiàng)中的，用來(lái)考察鄰近地區(qū)的誤差沖擊對(duì)所考察地區(qū)生產(chǎn)率水平的影響(AnselinandRey，1991)。具體的空間滯后變量模型為：結(jié)合使用PsacharopoulosandPatrinos(2004)所給的中國(guó)教育的社會(huì)回報(bào)率⑥的數(shù)據(jù)，將各地區(qū)每年的平均受教育年限轉(zhuǎn)化為人力資本。由于統(tǒng)計(jì)上沒有1988年以前的農(nóng)村居民家庭勞動(dòng)力文化狀況的數(shù)據(jù)，因此人力資本的數(shù)據(jù)為1988-2005年。農(nóng)村工業(yè)化(Ind)：改革開放后的農(nóng)村工業(yè)化的突出表現(xiàn)是鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展，工業(yè)化一方面吸納了富裕的農(nóng)村勞動(dòng)力，使得單個(gè)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的產(chǎn)出上升，即勞動(dòng)生產(chǎn)率提高(苗長(zhǎng)虹，1997)；另一方面直接提高了農(nóng)業(yè)的技術(shù)水平，當(dāng)?shù)氐墓I(yè)化對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)生技術(shù)溢出。本文使用鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)值占該地區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的比重⑦。從中國(guó)資訊行可以獲得1999-2005年中國(guó)各地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)，1987-1998年的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)來(lái)自歷年《中國(guó)農(nóng)業(yè)年鑒》。其中1996年的各地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)在現(xiàn)有統(tǒng)計(jì)資料中沒有報(bào)告，我們采用插值法補(bǔ)充?？萍家蛩?R&D)：大部分文獻(xiàn)都認(rèn)為農(nóng)業(yè)的研發(fā)投入對(duì)技術(shù)進(jìn)步有顯著作用(McCunnandHuffman，2000；TongandFulginiti，2002)。但由于數(shù)據(jù)的限制，無(wú)法得到各地區(qū)用于農(nóng)業(yè)方面的科研投入數(shù)據(jù)，本文使用的是各地區(qū)農(nóng)業(yè)科研機(jī)構(gòu)的研發(fā)支出，數(shù)據(jù)來(lái)源于《全國(guó)農(nóng)業(yè)科技統(tǒng)計(jì)資料》，該數(shù)據(jù)是從1999年開始統(tǒng)計(jì)的，因此數(shù)據(jù)是從1999年到2005年。文章還考察了其他指標(biāo)對(duì)地區(qū)生產(chǎn)率變化的影響，一個(gè)是反映地區(qū)市場(chǎng)化程度的指標(biāo)(Mark)——市場(chǎng)化指數(shù)，該數(shù)據(jù)來(lái)源于樊綱等關(guān)于2001、2003、2004和2006年的四個(gè)市場(chǎng)化程度報(bào)告，每個(gè)地區(qū)的市場(chǎng)化程度指標(biāo)包括政府與市場(chǎng)關(guān)系、非國(guó)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)品市場(chǎng)和要素市場(chǎng)的發(fā)育程度以及市場(chǎng)中介組織發(fā)育和法制環(huán)境，數(shù)據(jù)期間為1997-2005年。另一個(gè)指標(biāo)是開放程度(Open)—進(jìn)出口總額占GDP的比重，一個(gè)地區(qū)對(duì)外開放程度高，則會(huì)增加該地區(qū)接觸和引進(jìn)新技術(shù)的機(jī)會(huì)，提高學(xué)習(xí)和使用技術(shù)的效率，從而也會(huì)促進(jìn)一個(gè)地區(qū)生產(chǎn)率水平的提高。最后一個(gè)指標(biāo)是城市化率(City)，城市化水平越高說(shuō)明該地區(qū)城鎮(zhèn)人口比重越大，則對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的需求也會(huì)越大，產(chǎn)品價(jià)格就會(huì)相應(yīng)提高，可以刺激農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性，促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高，我們以城鎮(zhèn)人口的比重作為對(duì)城市化的度量。(二)實(shí)證分析結(jié)果通過(guò)第三部分的分析，發(fā)現(xiàn)局部空間相關(guān)是存在的，也就是說(shuō)局部地區(qū)的生產(chǎn)率水平與其鄰近地區(qū)的生產(chǎn)率水平發(fā)生了顯著的空間相關(guān)性。那么在進(jìn)行中國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率地區(qū)差異研究時(shí)，需要控制住鄰近地區(qū)對(duì)本地生產(chǎn)率水平的影響，即采用空間計(jì)量模型進(jìn)行分析。另外可獲得的數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度也不一樣，本文將逐步引入工業(yè)化、人力資本、對(duì)外開放程度、城市化、市場(chǎng)化指數(shù)和科研投入。根據(jù)Arbiaetal.(2005)針對(duì)意大利地區(qū)差距的研究，控制固定效應(yīng)可以將空間依賴的作用跟空間異質(zhì)性和遺漏變量的影響區(qū)分開來(lái)，這樣可以準(zhǔn)確估計(jì)一國(guó)內(nèi)部的地區(qū)收斂過(guò)程，因此在估計(jì)各模型時(shí)采用雙向固定效應(yīng)的模型。模型Ⅰ的空間誤差和空間滯后變量模型中，期初生產(chǎn)率水平和農(nóng)村工業(yè)化的系數(shù)值和顯著性差別不大，同時(shí)空間誤差模型的空間相關(guān)系數(shù)顯著為負(fù)，空間滯后變量模型的不顯著，兩種模型都能通過(guò)LM檢驗(yàn)，因此選擇空間誤差模型。從結(jié)果來(lái)看，在經(jīng)典β收斂模型的基礎(chǔ)上，控制了誤差的空間相關(guān)性并加入可能的影響因素——農(nóng)村工業(yè)化程度后，中國(guó)地區(qū)之間的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率仍沒有顯示出顯著的收斂跡象，農(nóng)村工業(yè)化程度因素對(duì)生產(chǎn)率的增長(zhǎng)有顯著的正向作用，即工業(yè)化水平越高的地區(qū)其生產(chǎn)率增長(zhǎng)也越快。對(duì)于這一結(jié)果，本文認(rèn)為可能有以下幾種機(jī)制：首先，農(nóng)村工業(yè)化程度較高的地區(qū)，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的產(chǎn)品流通會(huì)促進(jìn)技術(shù)和信息的傳播，而農(nóng)業(yè)技術(shù)和信息的傳播又會(huì)直接帶來(lái)生產(chǎn)率的提高。其次，是價(jià)格方面的原因，一方面，農(nóng)村工業(yè)化程度較高的地區(qū)，農(nóng)民收入也相對(duì)較高⑨，消費(fèi)水平也會(huì)比較高，商品價(jià)格水平也會(huì)相應(yīng)高，而由于農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的計(jì)算方法通常是按農(nóng)、林、牧、漁業(yè)產(chǎn)品及其副產(chǎn)品的產(chǎn)量分別乘以各自單位產(chǎn)品價(jià)格求得⑩，總產(chǎn)值指標(biāo)包含了價(jià)格的因素，因此價(jià)格較高，同樣產(chǎn)出量條件下的總產(chǎn)值就會(huì)較高，從而會(huì)使得測(cè)算的生產(chǎn)率水平提高；另一方面，農(nóng)村工業(yè)化程度高的地區(qū)，一部分鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)從事的是農(nóng)產(chǎn)品的加工，會(huì)加大對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的需求，從而提高農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)格。最后，農(nóng)村工業(yè)化會(huì)帶動(dòng)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，比如農(nóng)村的交通、通信教育等，這些會(huì)直接促進(jìn)本地與外界的交流和溝通，從而帶動(dòng)技術(shù)和信息更快地傳播和擴(kuò)散。模型Ⅱ在模型Ⅰ的基礎(chǔ)上加入農(nóng)村人力資本，無(wú)論是空間誤差還是空間滯后模型的結(jié)果都不顯著，通過(guò)對(duì)兩種模型進(jìn)行LM檢驗(yàn)后，發(fā)現(xiàn)當(dāng)不存在空間滯后相關(guān)性的時(shí)候，空間誤差相關(guān)也不顯著；而在沒有空間誤差相關(guān)時(shí)，空間滯后相關(guān)性是顯著的，即當(dāng)λ=0時(shí)，η不顯著為0，因此對(duì)于模型Ⅱ選擇空間滯后變量模型的估計(jì)結(jié)果。由于模型Ⅰ中不控制人力資本因素時(shí)是存在顯著的空間誤差相關(guān)的，而控制了人力資本后的模型則不顯著，這說(shuō)明地區(qū)間的空間相關(guān)性是包含在人力資本因素中的，人口在不同地區(qū)之間的流動(dòng)可以帶來(lái)技術(shù)溢出。模型Ⅲ在模型Ⅱ的基礎(chǔ)上加入了城市化和對(duì)外開放程度，空間誤差和滯后模型的結(jié)果沒有太大差異，但空間滯后模型通過(guò)了LM檢驗(yàn)，因此選擇空間滯后變量模型。加入了城市化和對(duì)外開放程度指標(biāo)后，期初生產(chǎn)率水平的回歸系數(shù)為負(fù)，出現(xiàn)了顯著收斂的跡象，農(nóng)村工業(yè)化程度對(duì)生產(chǎn)率水平的提高仍有顯著的正向的促進(jìn)作用，人力資本的作用為正但仍不顯著。同時(shí)對(duì)外開放對(duì)生產(chǎn)率增長(zhǎng)沒有顯著的作用，而城市化水平顯著提高生產(chǎn)率的增速，這可能是因?yàn)槌鞘腥丝谑寝r(nóng)產(chǎn)品的純粹消費(fèi)者，且農(nóng)產(chǎn)品大多屬于生活必需品，每個(gè)個(gè)體對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的需求數(shù)量不會(huì)存在較大差別，城鎮(zhèn)人口相對(duì)較多的地區(qū)市場(chǎng)需求更大，有利于農(nóng)產(chǎn)品的銷售，從而會(huì)提高農(nóng)民生產(chǎn)積極性和引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)，促進(jìn)生產(chǎn)率的提高。并且城市化率高的地區(qū)，也會(huì)由于收入高而需求較高層次的農(nóng)產(chǎn)品，加上農(nóng)產(chǎn)品自身易腐蝕、不宜儲(chǔ)存等特點(diǎn)，使得城市化率高地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)發(fā)生變化，即城市化率高的地區(qū)生產(chǎn)高附加值的農(nóng)產(chǎn)品，測(cè)算出的生產(chǎn)率水平也較高。模型Ⅳ中的誤差模型存在顯著的空間溢出效應(yīng)，兩個(gè)模型除對(duì)外開放外，其他變量的結(jié)果沒有大的差別，因此選擇空間誤差模型。期初生產(chǎn)率水平?jīng)]有出現(xiàn)收斂跡象，可能是因?yàn)闃颖酒诳s短為1997-2005，該時(shí)期地區(qū)間農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率水平?jīng)]有收斂趨勢(shì)。農(nóng)村工業(yè)化的作用仍然是顯著正向的，此時(shí)人力資本的作用顯著為負(fù)，這可能與90年代開始的農(nóng)村勞動(dòng)力大