商贸流通业对农业全要素生产率影响的实证研究

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基金项目：国家自然科学基金项目（71273209）“创新环境评价及区域差异研究”；福建省中国特色社会主义理论体系研究中心年度重点项目（FJ2016B039）“陆海生态环境视域下海绵城市與自贸区统筹发展研究”；福建省中国特色社会主义理论体系研究中心年度重点项目（FJ2015B034）“自贸港区统筹发展研究”

中图分类号：F713.3 文献标识码：A

内容摘要：本文基于2005-2014年省级面板数据，采用考虑非期望产出的数据包络分析（DEA）法测度农业全要素生产率，构建动态面板计量模型，实证分析商贸流通业对农业全要素生产率的影响效应。结果发现，商贸流通业的发展有利于促进农业全要素生产率的提升，但其影响程度在区域层面呈现差异性，由大到小依次是西部地区、中部地区和东部地区。另外，本文还发现政府农业财政支出和金融发展均有利于农业全要素生产率的提升，但存在显著的区域差异。最后，根据研究结论提出相关政策建议。

关键词：商贸流通业 农业全要素生产率 数据包络分析

引言与文献综述

农业发展是我国经济稳定发展的保障，是发展第二产业和第三产业的前提和基础，而提升农业经济发展的关键在于提升农业全要素生产率。农业全要素生产率主要体现在既定的投入水平下获得产出的边际生产率，这种投入和产出可以是多投入或者多产出，产出包含期望产出和非合意产出。在当前农业育种技术、农业种植硬件基础、农民种植积极性等不断提升的情况下，农业全要素生产率会得到一定程度的提升，但是农民增收环节包括生产和销售两个环节，两者相互作用。生产环节主要取决于农业育种技术、农业种植条件和农民种植积极性，销售环节主要体现在市场需求和政府政策两个层面。而农村商贸流通业作为连接农业生产和销售的中间环节，对于提升农业经济水平、实现农业经济增长具有重要作用。基于此，本文将商贸流通业和农业全要素生产率两个变量纳入同一计量框架，以探究商贸流通业对农业全要素生产率的影响效应。

学者针对商贸流通业与农业全要素生产率相关关系进行直接研究的较少，主要是探究商贸流通业对农业经济增长的影响，基于不同的研究方法和研究对象得出不同的研究结论。庞红学（2013）研究发现，浙江省现代商贸流通发展对农业总产值具有正向促进效应，且促进效应随着商贸流通业的增强而提升。费清等（2015）研究认为，商贸流通业对经济增长的促进效应体现在直接效应和间接效应两个方面，并探究当前商贸流通业所存在的基本问题，提出对应的宏、微观政策。徐永锋等（2015）运用2004-2012年相关数据，从经济增长与结构优化方面分析我国八大经济区商贸流通业对经济发展的贡献度，结果表明经济越发达的地区，商贸流通业对地区GDP的贡献率和绝对就业率就越高，且增长稳定。李萍（2015）认为长期以来“重生产、轻流通”的观念已无法跟上经济增长的节奏，商贸流通效率对国民经济增长有单向促进作用。赵武（2016）基于柯布-道格拉斯生产函数，构建计量模型探究商贸流通发展对农业经济增长产生的影响，结果发现商贸流通业对农业经济发展具有显著促进效应。

既有研究对于探究商贸流通业与农业全要素生产率之间的相关关系具有一定的借鉴意义，但有如下改进空间：多数学者采用单一指标测度商贸流通业发展水平，无法准确涵盖其内涵中包括的所有行业。就农业全要素生产率而言，多数学者采用数据包络分析测度时，忽略了不合意产出，高估了农业全要素生产率水平；农业全要素生产率可能存在一定的惰性。本文将构建动态计量模型，采用广义矩估计（GMM）进行参数估计，以期从商贸流通业的视角，提出提高农业全要素生产率的相关政策建议。

商贸流通业与农业全要素生产率测度分析

（一）商贸流通业测度分析

商贸流通业主要指国家经济结构中涉及商品流通的行业及服务于上述行业的行业，具体包括批发、零售、交通运输、餐饮、住宿等行业，具有较强的综合性，无法采用单一的各行业的经济总量来表明商贸流通业的发展水平。本文选择了3个准则层、10个指标层测度构造综合指标评价体系，具体分别为基本发展规模、发展基础和服务基础、市场需求潜力三个准则指标。基本发展规模主要体现商贸流通业发展现状，从社会消费品零售总额、从业人员数量、企业注册数量和超级市场个数来测度，分别体现的是商贸流通业的产值、吸纳的就业人数、行业规模和产品销售平台。发展基础和服务基础体现的是商贸流通业硬件承载力，体现在运输里程、货运量和运输业吸纳的劳动力。市场需求潜力主要从个人需求角度（人均消费支出）、个人需求的年度变化（居民消费支出增长率）和市场总体的需求度（城镇化水平）三个方面进行测度。受限于统计数据的可得性，本文采用2005-2014年的省级面板数据（除西藏），数据来源于《中国统计年鉴》，居民消费支出增长率采用居民年度消费支出测度而得，城镇化水平采用城镇人口数与地区人口总数的比值表示。表1同时给出了样本区间内各基本指标的平均权重。

（二）农业全要素生产率测度分析

测度方法介绍。考虑到农业生产过程是一种以资源环境要素投入，农业产品和影响环境的不合理产出的过程，本文采用数据包络分析（DEA）多投入多产出的方法进行测度。这里将污染环境的不合意产出定义为“坏”产出，农业经济作物产出定义为“好”产出。在度量方法上，首先构建一个包含“坏”产出和“好”产出的生产可能性集合，定义为环境技术。确切地讲，环境技术表述的是在一定的农业资源环境投入下，达到一种产出组合，在这种组合下“好”产出的数值达到最大，而“坏”产出的数值同时最小。此时，涉及两种产出在比例变换上的同比例或者不同比例，适用于同比例变动的Shephard方向距离函数显然不符合现实，需要采用不同比例变动的非径向方向距离函数计算每个决策单元（DMU）的效率水平。最后构造一个多变量、多数据的拉格朗日函数式，该函数的目标函数是“好”产出增加，“坏”产出减少，约束函数是既定的资源环境要素投入量的变化。

投入产出变量选择。考虑到数据可得性，本文选择除西藏外的2005-2014年省级面板数据进行分析。农业范围较广，涉及农林牧渔四个方面，本文选择农业土地资源、农业从业人数、农业农机使用动力、農业水资源投入作为投入变量。就产出而言，选择农业总产量作为农业经济发展的“好”产出，而农业面源污染量作为农业经济发展的“坏”产出。就“坏”产出的测度而言，本文采用清单分析法对各省、自治区和直辖市的农业面源污染量进行测度。参考潘丹等（2013）的做法，本文将农田化肥、农田固体废物、水产养殖和畜禽养殖确定为污染单元，其中需要测度的污染物主要有化学需氧量（COD）、总氮（TN）和总磷（TP）三类。各单元农业面源污染排放公式为：E=∑Aiαi（1-βi）Bi，C=E/S，E为各单元农业面源污染排放量，A为单元统计数，α为污染物的强度系数，β为污染物的利用系数，B为污染物排放系数，C为农业面源污染排放量，S为基本排放标准，本文采用GB3838-2002中规定的污染物排放标准。

实证分析

（一）计量模型设定与变量说明

考虑到样本区间内我国经济发生不同的变化，构建计量模型时采用简约型模型，以农业全要素生产率（TFP）为被解释变量，以商贸流通业发展水平（SL）为核心解释变量，同时将商贸流通业发展水平（SL）的二次方纳入模型中，以探究其对农业全要素生产率影响的边际效应。在控制变量选择上，政府有关农业发展的财政支出（TRE）对于农机使用、农业肥料使用、农民积极性等均具有一定作用，故将其作为控制变量之一。金融市场发展（FIN）对农业劳动力和农业资源具有调动配置的效用，同样将其作为控制变量纳入其中。国家产业结构（STR）对于第一产业宏观经济政策的制定和农产品供求变动会产生作用，故将其作为控制变量之一。

另外，需要将农业全要素生产率的滞后项作为解释变量纳入其中，考虑到农业生产前后样本年份的相关性较大，因此本文只将农业全要素生产率的一阶滞后项（TFPit-1）纳入到模型中。基本的计量模型如下：

TFPit=β0+β1SLit+β2SL2it+β3TREit+

β4FINit+β5STRit+β6TFPit-1+μit

本文采用广义矩估计（GMM）方法对模型中的参数进行估计，但GMM方法又可以分为系统GMM、差分GMM、一步GMM和二步GMM，而一步系统GMM可以采用更多信息和构造合理的工具变量。因此本文将采用一步系统GMM方法对模型中的参数进行估计。

模型中变量的测度而言，农业全要素生产率（TFP）采用包含不合意产出的非径向的数据包络分析（DEA）法进行估计；商贸流通业发展水平（SL）采用综合指标评价体系进行测度；政府农业财政支出（TRE）数据直接来源于《中国统计年鉴》中的相关数据加总所得；金融市场发展（FIN）采用农村居民年末存款与农业发展年末贷款金额之和表示；产业结构（STR）采用第二产业与第三产的比重表示，主要是考虑第二产业对经济结构重心的把握作用。所有变量测算均采用相关价格指数进行平减，以消除价格影响。

（二）全国层面基准分析

表2给出了全国层面的参数回归结果，具体包括最小二乘法（OLS）、面板固定效应模型（FE）和一步系统GMM三种方法的结果。结果发现，三种模型参数的回归系数在影响程度和统计检验的显著性检验上存在显著差异，但在变量对农业全要素生产率影响的正负性上保持较高一致性。在对一步系统GMM方法回归结果的检验上，AR（2）的回归结果表示模型回归残差不存在二阶序列相关性，Sargan检验表明工具变量的设定和运用合理有效，间接表征模型设定和模型运用是科学的。

就商贸流通业（SL）而言，其回归系数为正，在模型3中达到0.370，表示商贸流通业发展水平每提升1%，农业全要素生产率将会提升0.37%。主要是因为商贸流通业的发展可以有效降低农产品在生产后销售的交易成本，且在时间维度上提升了交易效率。主要体现在，农产品交易信息不对称程度的降低，商贸市场的完善优化了交易价格达成的时间，农民针对市场信息的把握和农业技术水平的提升四个方面。另外，本文还发现商贸流通业的二次方（SL2）的回归系数同样为正，但数值相对较小，仅为0.016，表明商贸流通业对农业全要素促进效用的边际效应是递增的。就农业全要素生产率的一阶滞后项（TFPit-1）而言，其回归系数在三个模型中均为正，分别为0.014、0.021、0.015，均通过了显著性水平为5%的假设检验，表征前期的农业全要素生产率的提升有利于为农民和政府提供较好预期，并在心理层面提升农民的耕种积极性。启示政府应加大农业发展基础设施建设和维修力度，保证居民不会因为农业基础设施落后而引致粮食减产、运输困难、耕种收割效率偏低现象的发生。

就控制变量而言，政府农业财政支出（TRE）的回归系数均为正，分别为0.007、0.029、0.078，但模型1并未通过一定显著性水平的假设检验，模型2和模型3的回归参数均通过了显著性水平为10%的假设检验。就模型3而言，表示政府农业财政支出每提升1%，农业全要素生产率将提升0.078%。主要是因为我国政府比较重视三农问题，自2003年取消农业税之后，还根据农村家庭持田情况发放农业补贴。在农技使用上，发放农机购买补贴、农业养殖补贴、农业经济作物种植补贴，主要是种子补贴、动物幼崽补贴。在农业资金供给上，特别成立了农业发展政策性银行，针对农业发展所需贷款给予利息、期限等优惠。金融发展（FIN）的回归系数为正，且均通过显著性水平为5%的假设检验，表征金融发展规模的扩大有利于农业全要素生产率的提升，主要表现在金融机构对农业资本要素的有效调控和配置上。产业结构（STR）的回归系数为负，且均通过显著性水平为10%的假设检验，表征第二产业比重加大不利于农业全要素生产率的提升。

（三）分区域实证结果分析

表3给出了分区域层面下模型参数的回归结果，根据传统经济带的划分将样本区域划分为东部区域、中部区域和西部区域。表中给出的AR（2）和Sargan检验表明模型残差不存在二阶序列相关，且工具变量的选择和使用是合理有效的。商贸流通业一次方（SL）及其二次方（SL2）的回归系数为正，均通过了显著性水平为10%的假设检验，表明商贸流通业本身对农业全要素生产率的促进效应及其边际效应均为正。但商贸流通业一次方对农业全要素生产率的影响效应由大到小依次是中部地区、东部地区和西部地区。主要是因为地形地貌、气候、土壤存在显著的地域差异，中部地区地势相对平缓，气候四季分明，土壤环境相对比较适合耕种。而东部和西部地区地貌相对不平缓，尤其是西部地区。就农业全要素生产率一阶滞后項（TFPit-1）而言，其参数均为正，且通过了显著性水平为5%的统计检验，结果和全国层面一致。就控制变量而言，政府农业财政支出（TRE）对地区农业全要素生产率提升效应最大的是西部地区，其次是中部地区，最后是东部地区，且前两者均通过了显著性水平为10%的假设检验，这主要受限于地区经济发展的差异。金融发展（FIN）对农业全要素生产率的正向促进效应和全国层面的影响一致，系数为正，但影响程度存在地区差异，由大到小依次是东部、中部和西部。产业结构（STR）对农业全要素生产率的影响效应为负，但均未通过一定显著性水平下的统计检验。

政策建议

（一）优化城乡商贸流通体系，拓展商贸流通业链接范围

研究表明，商贸流通业发展有利于提升农业全要素生产率，且其提升的边际效应也为正。启示政府应从统筹城乡发展的视角，弱化城乡商贸二元体系的影响，优化既有的城乡商贸流通体系。其一，推进农村、城镇农贸市场的建设、修缮，推动连接农产品生产基地与农贸市场之间的道路建设，比如当前推动的公路“村村通”工程等。其二，基于管理理论和地方传统文化特色，制定差异化的商贸市场管理、农贸产品质量检验、农贸产品运输与保鲜等相关制度。其三，对农贸产品生产基地及农民个人进行集中培训，其培训内容包括农贸市场农产品供需的判断、农产品的种植技术、农业机械的有效使用技术等。另外，在优化城乡商贸流通体系的基础上，根据我国地区之间的文化特点和地域特点，增强不同区域的农贸产品交流，拓宽农贸产品销售渠道。

（二）加大政府农业财政投入，增强金融机构资本配置功能

研究表明，政府农业财政投入有利于农业全要素生产率的提升，启示政府应继续保持并适度增大农业补贴相关的投入额度，但应根据地区差异制定梯度投入准则。政策和资金投入应适度按照西部、中部和东部的区域特点，采取依次降低的模式。且西部地区地貌地势均不利于农业生产，可增强该地区经济作物的种植，比如中药材、特色水果等。另外，本文研究还表明，地区间金融发展水平的提升同样有利于地区农业全要素生产率的提升，启示政府应坚持金融市场改革的步伐，鼓励民间资本进入政府项目、私人项目。政府金融机构应成立专门小组，对居民进行金融知识普及教育和推广宣传。

参考文献：

1.庞红学.现代商贸流通发展对浙江农业经济增长影响的实证研究[J].浙江农业学报，2013（6）

2.费清，卢爱珍.商贸流通业对经济增长贡献的作用机理及优化对策[J].商业经济研究，2015（12）

3.徐永锋，吴，王志增.商贸流通业对经济发展的贡献：地区差异与动态比较[J].商业研究，2015（6）

4.李萍.我国商贸流通效率与经济增长关系研究[J].商业经济研究，2015（31）

5.赵武.商贸流通业的经济增长效应及深化策略[J].商业经济研究，2016（13）

6.潘丹，应瑞瑶.资源环境约束下的中国农业全要素生产率增长研究[J].资源科学，2013（7）