Page 56 - 《华中农业大学学报（社会科学版）》2021年第5期
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５ ０ 华中农业大学学报( 社会科学版) ( 总 １５５ 期)
表 ２ ２００２－２０１５ 年中国分区域农业生产函数估计结果
东部地区 中部地区 西部地区 东北地区
解释变量
模型 １ 模型 ２ 模型 ３ 模型 ４
０．００６ ０．０９３ ∗∗∗ ０．０２４ ∗∗∗ ０．１２５ ∗∗∗
lnL
( ０．０１４ ) ( ０．００６ ) ( ０．００６ ) ( ０．０２７ )
０．０９９ ∗∗∗ ０．５４３ ∗∗∗ ０．４１９ ∗∗∗ ０．４１６ ∗∗∗
lnM
( ０．０１１ ) ( ０．０１９ ) ( ０．０１０ ) ( ０．０２４ )
∗∗∗ ∗∗∗ ∗∗∗ ∗∗∗
０．１４１ ０．０５４ ０．０４１ ０．１０３
lnK
( ０．０１０ ) ( ０．００９ ) ( ０．０１１ ) ( ０．０１３ )
０．００２ ０．０２３ ∗∗∗ ０．０６１ ∗∗∗ －０．００２
lnF
( ０．００４ ) ( ０．００７ ) ( ０．００７ ) ( ０．０１１ )
∗∗∗ ∗∗∗ ∗∗∗
０．０４４ ０．９０３７ ０．０４６ ０．０９９
T
( ０．００１ ) ( ０．００１ ) ( ０．００２ ) ( ０．０８４ )
常数项 ９．７５４ ∗∗∗ ３．６６９ ∗∗∗ ５．９４８ ∗∗∗ １０．３３４
( ０．２２８ ) ( ０．２０７ ) ( ０．１４３ ) ( ９．８７２ )
σ ２ ０．３１３ ０．３２５ ０．３１４ ０．４４９
γ ０．９４０ ０．８９４ ０．９１３ ０．９１７
样本数 ６１６０ ６６６４ ４９８４ １５６８
对数似然值 ２３２３．４７３ ７４７．０３９ １０１４．８４３ ７６．９７２
注: 括号内为标准误; ∗∗∗ 、 ∗∗ 和 ∗ 分别表示在 １％ 、 ５％ 、 １０％ 的水平下显著.
图 １ 中国农业生产率与要素投入份额的关系
２． 农业资源再配置的分布特征
在判断农业资源再配置整体趋势的基础上, 本文进一步从样本分布的视角分析农业资源再配置
的时空变化特征.通过式( １ ) － 式( ３ ) 可以估计得到各农业生产率对应的 OP 协方差项( 资源再配
置), 而县级面板数据使本文可以灵活考察不同层面的农业资源再配置的情况.本文计算了分区域农
业资源有效再配置的县级行政单位比例, 即 OP 协方差项大于 ０ 的样本数占本地区总样本数的比例
( 图 ２ ).结合图 １ 和图 ２ 可以看出, 在农业劳动要素和土地要素存在错配的整体趋势下, 农业资源再
配置在不同区域的县级层面上仍然呈现出明显的分异特征: 第一, 与其他地区相比, 东北地区的劳动
有效再配置样本比例、 土地有效再配置样本比例和综合资源有效再配置比例在研究区间内均相对较
低.这表明东北地区的农业资源再配置相对滞后.第二, 与图 １ 相印证, 劳动资源有效再配置样本比
例和土地资源有效再配置的样本比例在各地区均低于综合资源有效再配置比例, 这表明劳动和土地
资源再配置均相对滞后.第三, 需要注意的是, 农业资源有效再配置的样本比例越高, 只说明有更多
的县的农业资源再配置对加总生产率增长有正向贡献, 但对于加总层面资源再配置的生产率效应, 仍
需要进一步评估.
