農業信貸對農業技術效率的影響分析

李成友，李 銳，曹守峰

(1. 山東大學經濟研究院，山東 濟南 250100； 2. 山東外事翻譯職業學院經濟管理學院，山東 威海 264504)

1 引言

國內外經驗表明，農業產出的改變不僅依賴于勞動、資本等生產要素的投入，還依賴于農業技術進步和農業技術效率水平的提升［1-2］。由于經濟資源的稀缺性以及農業投入邊際效益遞減規律的存在使得我國農業發展不可能全依靠農業生產資料和資金的無限投入，這就告訴我們，在一定的技術水平下，要想提高我國農業全要素生產率必須重視農業技術效率的改進［3］。

從現有的研究文獻看，國內外學者對我國農業技術效率以及農業技術效率影響因素進行了深入的理論和實證分析［4-6］，但是多數研究只是對我國整體及行政性區域農業技術效率水平進行評價，并沒有很好地結合農業地理區位及農業自然特征等因素進行分析，而且在研究過程中往往忽略了這樣一個重要事實:農業技術效率的提高離不開農業技術的推廣，而這一過程往往需要大筆資金作為保障。就我國農村具體情況而言，農業資金主要來源于農業信貸，因此，農業信貸對農業技術乃至農業技術效率提高都是至關重要的。目前，僅有少數文章考察農業信貸對農業技術效率的影響。Liu 和Zhuang［7］基于2000 年對江蘇和四川兩省7927戶調研數據，分析得出信貸的可獲得性對農業技術效率的影響是有效的。宋春光和那娜［1］運用2001—2006 年間數據研究了合作金融和政策性金融對農業技術效率的影響，認為合作金融對我國農業技術效率提高有明顯的促進作用，而政策性金融對農業技術效率的促進作用不明顯。然而以上研究主要是對我國整體性金融和信貸支持進行說明，很少涉及不同區域不同時段其發展對農業技術效率的動態影響，此外，在分析模型中都假定技術無效率不存在，導致估計結果與現實存在偏差，而本文采用不考慮技術進步和考慮技術進步因素的C-D 生產函數，進行隨機前沿最優分析(SFA)將彌補這方面的不足。

2 數據說明和統計描述

本文按照我國現有行政區域和農業地理區位及農業自然特征，將31 個省市劃分為華北、東北、華東、西南、中南和西北六大區域，具體見表1。所使用的數據主要來自于《新中國60 年統計資料匯編》、《新中國農業60 年統計資料匯編》、《中國統計年鑒》、《中國農村統計年鑒》以及《中國金融年鑒》和中經網統計數據庫。

表1 我國農業地理區位及農業自然特征

選擇農業總產值作為農業產出，并按各年度的通貨膨脹率將其折算成以1979 年不變價格計算的農業產值;選擇農作物總播種面積、農業機械總動力、鄉村農業從業人員、化肥施用量和有效灌溉面積5個生產要素作為投入變量;選擇農業信貸占農業產值的比重作為測量變量進行研究。1979—2012 年間我國31 個省區的數據共組成1054 個樣本點，構成了用于本文模型回歸的面板數據，具體見表2。

表2 變量及其統計性描述

3 計量經濟分析方法與模型構建

隨機前沿生產函數模型的基本形式為:

其中，Y 代表產出，X 代表一組投入變量，exp(v - u)為復合誤差項。

根據本文研究的目的，采用不考慮技術進步因素的C-D 生產函數，可以構建如下模型:

采用考慮技術進步因素的C-D 生產函數，可以構建如下模型:

式(2a)和式(3a)為基于隨機前沿分析的農業生產函數，Yit、Sit、Mit、Lit、Fit和Ait分別表示第i 個省區在t 年的農業產值、農作物總播種面積、農業機械總動力、農業從業人員、化肥施用量和有效灌溉面積;β0為常數項;β1、β2、β3、β4和β5分別表示各投入變量的產出彈性;此外，式(3a)中T 為反應技術進步的時間變量;θ 為技術進步的產出彈性。Vit為隨機誤差項;Uit代表技術無效率項。為進一步分析農業信貸對農業技術效率的影響程度，引入無效率生產函數式(2b)和式(3b)，Rit表示第i 省區在t 年農業信貸占農業產值的比重，δ1表示待估參數。若待估參數δ1為負，說明Rit對農業技術效率有促進作用;若待估參數δ1為正，則說明Rit對農業技術效率沒有促進作用。式(2c)和式(3c)中γ 也是待估參數，表示隨機擾動項中技術無效所占的比重。當γ 接近1，說明模型中的誤差主要源于Uit;當γ 接近0，則說明實際產出與前沿產出的差距主要源于統計誤差等外部影響因素。

4 估計結果

4.1 模型設定檢驗

在分析全國以及華北、東北、華東和西南地區農業技術效率和農業信貸對農業技術效率的影響時，首先，選用考慮技術進步因素的C-D 生產函數進行隨機前沿分析。模型統計結果顯示，全國、華北、東北、華東和西南地區的γ 值分別為0.555、0.891、0.502、0.844 和0.490，表明全國及這四個地區農業生產存在技術效率損失的問題，可以采用考慮技術進步因素的C-D 生產函數來分析農業信貸對農業技術效率的影響;而在分析中南和西北地區時，我們也首先選擇了考慮技術進步因素的C-D 生產函數進行隨機前沿分析，但是模型估計結果顯示，γ 值為0，表明農業生產中不存在技術效率損失，這與現實農業生產條件不相符，為此，在分析中南和西北兩地區時，我們選用不考慮技術進步因素的C-D 生產函數進行隨機前沿分析。模型估計結果顯示，中南和西北地區的γ 值分別為0.998 和0.721，說明農業技術效率損失顯著，進而說明采用不考慮技術進步因素的C-D 生產函數來分析中南和西北地區農業信貸對農業技術效率較優。

4.2 生產要素的投入彈性

首先，從全國農業生產要素的投入彈性來看，技術進步θ 為正值，說明農業技術進步在我國農業生產中得到有效轉化，能有效提升農業生產效率;農作物總播種面積β1、農業機械總動力β2、農業從業人員β3、化肥施用量β4和有效灌溉面積β5等也為正值，說明這些生產投入要素的增加亦能提高我國的農業生產效率，詳見表3。

表3 全國及六大區域的模型參數估計結果和假設檢驗

其次，從六大區域農業生產投入要素的產出彈性來看，各地區農業投入要素的產出彈性差別性顯著。具體來講，①華北、東北、華東和西南地區農業技術進步的投入彈性θ 均為正值，說明農業技術進步對提升該地區農業生產效率有著積極的作用;而中南和西北地區由于考慮技術進步因素的生產函數沒有通過假設檢驗，說明農業技術進步對該地區農業生產效率的貢獻不明顯。②華北、西南地區農作物總播種面積的產出彈性β1為正值，說明農作物總播種面積的增加對農業生產效率有著很好的促進作用;而東北、華東、中南和西北地區β1為負值，說明農作物總播種面積的增加對農業生產效率產生負的影響。③華北、華東、西南、中南和西北地區農業機械總動力的產出彈性β2為正值，說明提升農業機械化水平對提高農業生產效率有促進作用，政府和農戶應該增加農業投入，提升農業機械化生產水平;而東北地區β2為負值，這可能是由于該地區農業生產機械的擁有量存在過剩，導致其不能充分發揮出生產效率。④東北、華東和中南地區農業從業人員的產出彈性β3為正值，說明農業從業人員數量的增加能增強農業生產效率;而華北、西南和西北地區β3為負值，說明農業從業人員數量的增加會導致農業生產效率的下降。⑤華東、西南、中南和西北地區化肥施用量的產出彈性β4為正值，說明化肥施用量的增加對農業生產效率提升也有正向的促進作用;而華北和東北地區β4為負值，說明該地區農業生產中化肥施用量過多，已超出了土地的承載能力。⑥除東北地區有效灌溉面積的產出彈性β5為負值外，其他地區β5均為正值，說明華北、華東、西南、中南和西北地區有效灌溉面積的增加會帶來農業生產效率的提升。

4.3 農業技術效率

通過表4 不難發現，1979—2012 年間全國農業平均技術效率為0.691，說明我國農業技術效率水平并不高，仍有很大的上升空間。具體來講，除中南地區農業技術效率為0.662，低于全國平均水平外，其余地區均高于全國平均水平，其中東北地區農業技術效率(0.940)最高。而從農業技術效率變動的趨勢來看，東北、華東、中南和西北地區均呈上升趨勢，而華北和西南地區則呈下降趨勢。

表4 1979—2012 年間我國農業平均技術效率

4.4 農業信貸對農業技術效率的影響

首先，基于全國層面的模型測算得出，1979—2012 年間我國農業信貸對農業技術效率損失的參數δ1為0.088，說明農業信貸對農業技術效率的促進作用不顯著。而從各區域測算結果來看，華北和華東地區的參數δ1均為負值，說明農業信貸在該區域對農業技術效率具有明顯促進作用。相反，東北、西南、中南和西北地區的參數δ1均為正值，說明農業信貸在該區域對農業技術效率的促進作用不顯著，詳見表5。

表5 1979—2012 年間我國農業信貸對農業技術效率損失的參數值

其次，從農業信貸對農業技術效率損失的參數值變動情況來看，1979—2012 年間全國農業信貸對農業技術效率的促進作用不顯著，但是農業信貸對農業技術效率的促進作用有不斷上升的趨勢。具體來講，①華北地區除1990—2000 年間農業信貸對農業技術效率的促進作用不顯著外，其余年間農業信貸對農業技術效率的促進作用都較顯著。②東北地區農業信貸對農業技術效率的影響由不具有促進作用轉變為具有促進作用，農業信貸對農業技術效率損失的參數值由1979—1989年間的1.737 下降到2001—2012 年間的-0.097。③華東地區農業信貸對農業技術效率的影響則由具有促進作用轉變為不具有促進作用，農業信貸對農業技術效率損失的參數值由1979—1989 年間的-0.703 上升到2001—2012 年間的0.350。④西南地區除了1990—2000 年間農業貸款對農業技術效率有顯著促進作用外，其余年間農業信貸對農業技術效率的促進作用都較不顯著。⑤中南地區農業信貸對農業技術效率的促進作用也日益減弱，農業信貸對農業技術效率損失的參數值也由1979—1989 年間的-7.855 上升到2001—2012 年間的2.867。⑥西北地區整個時間階段農業信貸對農業技術效率的促進作用一直都不顯著，農業信貸對農業技術效率損失的參數值均為正值。

5 主要結論與政策建議

(1)全國以及華北、東北、華東和西南地區技術進步對農業生產效率均有促進作用;相反，中南和西北地區技術進步并沒有在農業生產中得到有效的轉化。因此，政府應該在這兩個地區加強農業科技的推廣力度，增加教育投入，提升農民的教育文化水平，進而有效實現科技進步在農業生產中的轉化。

(2)全國農作物播種總面積、農業機械總動力、鄉村農業從業人員、化肥施用量和有效灌溉面積的增加均能提升農業生產效率。但是，各區域農業投入要素的產出彈性差別性顯著。因此，為提升我國的農業生產效率水平，政府應根據各區域的現實條件，因地制宜，并采取差別化的優惠扶持和政策引導，而不是采用單一的體制加以實施。

(3)1979—2012 年間全國農業平均技術效率僅為0.691，說明我國的農業技術效率并不高，具有很大提升空間。因此，政府應采取有效的農業支持性措施(如農業生產技術推廣等)來提升農業技術效率;從六大區域農業技術效率來看，各區域農業技術效率差別顯著，其中東北地區農業技術效率最高，華東和西南地區次之，中南地區最低。

(4)1979—2012 年間農業信貸對我國農業技術效率的促進作用不明顯。從各區域的分析來看，華北和華東地區農業信貸對農業技術效率具有明顯的促進作用;而東北、西南、中南和西北地區則促進作用不明顯。因此，在農業信貸的投放問題上，華北和華東地區可以繼續通過信貸投入來提升農業技術效率;而東北、西南、中南和西北地區則應優化該區域農業信貸的投放渠道和質量，避免一味地強調從數量上增加農業信貸投入。

［1］宋春光，那娜. 農村金融支持對農業技術效率影響的實證分析［J］.學術交流，2010，(2):92 -98.

［2］Li Z，Zhang H P. Productivity Growth in China's Agriculture During 1985—2010［J］. Journal of Integrative Agriculture，2013，12(10):1896 -1904.

［3］方鴻. 中國農業生產技術效率研究:基于省級層面的測度、發現與解釋［J］.農業技術經濟，2010，(1):34 -41.

［4］匡遠鳳. 技術效率、技術進步、要素積累與中國農業經濟增長——基于SFA 的經驗分析［J］.數量經濟技術經濟研究，2012，(1):3 -18.

［5］杜文杰. 農業生產技術效率的政策差異研究——基于時不變閥值面板隨機前沿分析［J］. 數量經濟技術經濟研究，2009，(9):107 -118.

［6］李谷成，馮中朝，占紹文. 家庭稟賦對農戶家庭經營技術效率的影響沖擊——基于湖北省農戶的隨機前沿生產函數實證［J］.統計研究，2008，(1):35 -42.

［7］Liu Z N，Zhuang J Z. Determinants of Technical Efficiency in Post-Collective Chinese Agriculture:Evidence from Farm-Level Data［J］.Journal of Comparative Economics，2000，(28):545 -564.