Page 55 - 《华中农业大学学报（社会科学版）》2021年第5期

第 ５ 期 郑宏运 等: 农业资源再配置的生产率效应评估 ４ ９

统计口径及数据相同而指标名称和量纲不同的问题, 本文按照统计资料的指标解释对数据进行比对、
识别和匹配, 并统一量纲和命名.最后, 由于部分样本数据缺失严重, 本文删除了关键变量缺失超过

２ 年的样本.
在进一步处理数据时, 首先, 由于本文所研究的是广义农业即第一产业, 同时考虑统计指标口径
的一致性, 参考已有文献 [ ９ ] , 本文选择如下农业投入产出指标: 产出指标以第一产业增加值表示, 并以
样本所在省的价格指数折算为不变价.投入指标包括劳动、 土地、 机械和化肥投入, 劳动用农林牧渔

业从业人员表示, 土地以农作物总播种面积表示, 机械以农业机械总动力表示, 化肥以化肥施用折纯
量表示.然后, 以农林牧渔业增加值插补第一产业增加值的缺失值, 以数据缺失样本所在市的农作物
总播种面积和化肥施用折纯量分别与粮食作物播种面积相比得到市级比例, 再乘以缺失数据样本的
粮食作物播种面积插补农作物总播种面积和化肥施用折纯量的缺失值.借鉴已有文献的做法 [ １９ ] , 本
文用插值法补齐仍有缺失的部分 .最后, 本文对主要变量进行 １％ 水平上的双缩尾处理以减轻异常
①
值的影响.
通过上述处理, 最终得到本文所使用的 ２００２－２０１５ 年 １３８４ 个县级行政单位 的农业投入产出
②
平衡面板数据.各变量描述性统计见表 １ .
表 １ 投入产出变量的描述性统计
变量 均值 标准差 最小值 最大值
第一产业增加值Y / 万元 １１３４９３．６２９ ９３２４１．０８４ １９８４．２２０ ５６２０６４．７１４
农林牧渔业从业人员数 L １２３３４５．０００ ９５４２５．０００ ８３９．０００ ５６４２７０．０００
农作物总播种面积 M / 公顷 ７０７７４．９４４ ５５７５４．８３５ ９０．２００ ３９１６９４．０００
农业机械总动力 K / 千瓦 ３９９６８０．９９１ ３８９８６０．９５５ １００００．０００ ２６１１９２１．０００
化肥施用折纯量 F / 吨 ２７８１０．６６５ ３０４３５．５１３ ０．５１８ ２５４２８１．０００

三、 实证结果与分析

１． 农业生产率与要素投入份额的关系
在讨论农业生产率与要素投入份额的关系前, 本文首先对式( ９ ) 的生产函数进行估计( 表 ２ ), 这
是估计农业生产率的重要基础.结果表明, 各模型的 γ值均接近于 １ 但不等于 １ , 表明存在技术非效
率因素, 说明本文采用随机前沿生产函数较为合理.根据估计的劳动和土地要素产出弹性, 可以计算

得到边际意义上的劳动生产率( MPL ) 和土地生产率( MPM ), 根据式( ６ ) － 式( ９ ) 进一步测算得到全
要素生产率( TFP ).
根据前文讨论, 农业生产率和要素投入份额的关系可以反映农业资源配置的有效情况.基于此,
本文绘制了三种生产率和要素投入份额的散点图( 图 １ ).可以看出, 农业劳动生产率和土地生产率
与要素投入份额有负相关关系, 全要素生产率则与产出份额存在一定的正相关关系.结果表明: 第
一, 低劳动生产率的县普遍存在过度投入农业劳动力的情况, 即农业劳动力仍存在进一步转移的潜
力 [ １０ ] .第二, 低土地生产率的县也普遍存在过度投入土地要素的情况, 即土地要素也存在再配置的
空间, 这与已有文献的结论基本一致 [ １８ ] .第三, 全要素生产率所反映的要素综合利用情况则说明农
业综合资源配置可能是有效的.

产出、 劳动、 机械和化肥的数据插补比例分别为 ０．６６％ 、 ３．７４％ 、 ２．６０％ 和 １．１０％ .检验表明, 插补前后的数据不具有统计上的显
①
著性差异.
最终使用的样本包括市辖区 １１７ 个、 县级市 ２６７ 个、 县 ８９３ 个、 自治县 ５７ 个、 旗 ４７ 个、 自治旗 ３ 个, 共计 １３８４ 个.包括东部地区
②
４４０ 个、 中部地区 ４７６ 个、 西部地区 ３５６ 个和东北地区 １１２ 个.与已有文献相比, 本文样本在县级行政区划单位的类型上具有较
好的代表性.