要素配置、全要素生产率对乡村产业发展的影响分析

丁雨凡

(安徽工业大学 商学院,安徽 马鞍山 243000)

引言

“二十大”提出促进经济高质量发展的关键是全要素生产率的提升。经济增长理论认为资源是有限的,且边际效益递减,通过要素的投入获得经济产量的持续增加模式不可取,长期的经济增长需要全要素生产率的提升。我国经济高质量发展离不开乡村振兴,乡村振兴离不开乡村产业发展,乡村产业发展对于小康社会成果的巩固提升、农业农村现代化的推进发挥着重要作用。2020年7月,农业农村部印发的《全国乡村产业发展规划(2020-2025)》指出要发掘乡村功能价值,需聚集资源要素,优化要素配置,加快发展乡村产业,提升产业质量效益。(1)农业农村部印发《全国乡村产业发展规划(2020-2025)》的通知[EB/OL].(2020-07-16)http://www.moa.gov.cn/govpublic/XZQYJ/202007/t20200716_6348795.htm.在此背景下,随着经济的不断发展,我们要在深层次上找寻经济增长的潜力,要以优化要素配置、促进全要素生产率、促进乡村产业发展为导向。

国内外学者对于要素配置、全要素生产率、乡村产业发展的研究主要集中于要素配置、全要素生产率对乡村产业发展的影响路径研究。研究认为,首先,劳动力作为重要的资源要素,其流向对乡村产业发展起到重要作用。劳动力外流从供给数量、质量、结构上改变农村劳动力配置,改善农业资源配比关系,(2)唐伟成,彭震伟,朱介鸣.诱致性制度变迁下的村庄要素配置机制研究——基于长三角的案例分析[J].城市规划,2019,43(06):40-46.(3)张世贵.城乡要素市场化配置的协同机理与改革路径[J].中州学刊,2020(11):70-76.劳动力的流出驱动农户进行要素替代,增加农药化肥、机械类等资本性投入,会在一定程度上影响乡村产业发展的要素水平,(4)JI Y,YU X,ZHANG F.Machinery Investment Decision and Off-farm Employment in Rural China[J].China Economic Review,2012,23(1):71-80.同时劳动力的流出会在一定程度上改善劳动力的过度配置问题。(5)Ngai L R.,et al.China’s mobility barriers and employment allocation[J].Journal of European Economic Association,2019,17(5):1617-1653.劳动力返乡能够提高土地的产出效率,土地会在不同的劳动生产率主体之间进行重新配置,通过土地流转间接影响劳动生产率。(6)Adamopouios T,Restuccia D.Land Reform and Productivity: A Quantitati-ve Analysis with Micro Data[J].American Economic Journal:Macroeconomics,2020,12(3):1-39.而劳动间的专业化分工也能够提高劳动生产率,进而促进乡村产业发展。(7)张凤兵,王会宗.劳动力返乡、要素配置和农业生产率[J].华南农业大学学报(社会科学版),2021,20(03):73-84.随着劳动生产率的提升,也会进一步促进农户生产积极性,促进乡村产业发展产出水平。(8)Alam A S A F,Begum H,Masud M M,etal.Agriculture insurance for disaster risk reduction: Acase study of Malaysia[J].International Journal of Disaster Risk Reduction of Development Economics,2020(47).其次,优化市场配置效率对于提升经济发展质量、建立更高标准市场体系具有重要作用。(9)王一欢,詹新宇.僵尸企业与市场资源配置效率——基于全要素生产率分布的视角[J].当代财经,2021(4):3-15.商品市场化的同时并未建立城乡统一、竞争有序的生产要素市场,这就导致劳动、资本等生产要素难以实现自由流动和平等交换,要素生产率并未实现最优化。同时,地方政府对市场要素配置存在过度干预,这就使得市场的作用发挥不显著。(10)徐鹏杰,王宁,杨乐晴.要素市场化配置、政府治理现代化与产业转型升级[J].经济体制改革,2020(5):86-92.我国要素市场存在扭曲配置,与商品市场相比存在滞后,导致全要素生产率对经济增长的贡献较低,要素市场化配置改革势在必行。应充分发挥要素市场导向作用,激活要素、市场、主体,以乡村的企业为载体,引导资源倾斜于乡村。(11)王留鑫,姚慧琴,韩先锋.碳排放、绿色全要素生产率与农业经济增长[J].经济问题探索,2019 (2):142-149.最后,坚持融合发展,优化要素配置,促进乡村产业发展。坚持产业融合发展,优化农业、非农业部门的劳动力配置,促进两部门之间的劳动力流动,进而促进全要素生产率的提升。(12)王阳.劳动力要素市场化配置改革与经济发展效率——以劳动力要素城乡配置变化为例[J].经济纵横,2020(7):67-76.

以上是当前研究的主要成果撮要,可以发现全要素生产率与乡村产业发展的研究尚属少见,更多的是考虑两者之间的关系。其中,全要素生产率与乡村产业发展的研究主要是偏向定性分析,缺乏实证研究。本文拟对三者之间的关系进行研究,探寻其存在的逻辑机理,并通过实证进行验证。同时,要素配置与农业全要素生产率的研究居多,其中多为土地要素配置的研究,但值得注意的是,随着中国农业用地政策的变化,土地要素会对资本和劳动要素产生连带影响,最终通过影响资本、劳动要素配置以适应新的生态状况,(13)罗慧,赵芝俊,钱加荣.要素错配对中国粮食全要素生产率的影响[J].中国农业大学学报(社会科学版),2021,38(1):97-110.故本文不再将土地作为单独的要素进行研究。技术、数据等也是重要的要素,但它们最终还是通过影响劳动力和资本这两个要素的相对成本来影响生产率,(14)徐杰.基于要素配置效率改进的东北地区产业结构优化研究[D].长春:吉林大学,2021.故本文主要从资本要素与劳动要素进行研究,分析要素配置、全要素生产率对乡村产业发展的影响。

一、机理分析

要素错配与要素最优配置相对立,要素错配实质上就是要素配置结构不合理,未达到最优的配置效率。整体上看,我国行业间劳动要素配置扭曲情况较为严重,如果能够按照优化原则矫正扭曲,则会提高全社会产出总量和全要素生产率。(15)任韬,孙潇筱.中国行业间劳动要素配置扭曲及对经济的影响分析[J].数理统计与管理,2021,40(2):352-365.有学者在研究农业部门要素错配时指出,城乡劳动力要素错配引起全要素生产率的负效应,资本要素的错配及不均衡使得农民福利损失。(16)郭珍,郭继台.乡村产业振兴的生产要素配置与治理结构选择[J].湖南科技大学学报(社会科学版),2019,22 (6):66-71.农业部门配置过多劳动力和过少资本,抑制了中国城乡二元经济结构的转化,有效消除两者间的不合理配置,农业全要素生产率可能会再增长。(17)罗慧,赵芝俊,钱加荣.要素错配对中国粮食全要素生产率的影响[J].中国农业大学学报(社会科学版),2021,38(1):97-110.对农业而言,提升农业生产效率是促进农业现代化的关键,也是促进乡村产业发展水平进一步提高的关键。农业全要素生产率可以很好地衡量农业生产效率,因此需要提升农业全要素生产率来推进乡村产业发展。(18)刘志彪,凌永辉.结构转换、全要素生产率与高质量发展[J].管理世界,2020,36(07):15-29.农业全要素生产率的增长有利于促进乡村产业长期可持续发展,(19)金绍荣,任赞杰,慕天媛.农业保险、农业全要素生产率与农业经济增长[J].宏观经济研究,2022(01):102-114,160.农业全要素生产率衡量技术进步、技术效率、配置效率、规模效率,是实现乡村振兴战略的核心。(20)朱晶,晋乐.农业基础设施、粮食生产成本与国际竞争力——基于全要素生产率的实证检验[J].农业技术经济,2017(10):14-24.(21)林青宁,毛世平.产业协同集聚、数字经济与农业全要素生产率[J].中国农业大学学报,2022,27(8):272-286.现代化的资本、人才将流向乡村,形成规模效应。提升要素的配置效率,将其与农业发展相融合,并在“干中学”效应的作用下不断提高技术进步及效率,有助于乡村产业振兴的深入推进,提升乡村产业发展。要素错配不利于乡村产业发展的要素水平及产出水平,也抑制产业结构升级,各产业部门之间的要素错配也影响着部门之间的密切融合。

二、数据与指标测算

(一)变量选取与数据来源

本文参考薛超和周宏(22)薛超,周宏.中国农业技术进步方向与要素结构匹配度的区域差异分析[J].统计与决策,2019,35(5):136-140.的指标选取,资本要素投入用农林牧渔业中间消耗表示,中间消耗包括用种、化肥、农药、用电等农业生产性支出,劳动要素投入用农林牧渔业就业人数表示。本文依据国家统计局口径将全国分为东、中、西三个地区,其中东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南,中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北和湖南,西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、甘肃、陕西、青海、宁夏、新疆。本文选用2011-2020年数据,运用Stata17.0软件进行数据测算,数据来源于《中国统计年鉴》《中国农村统计年鉴》和各省份统计年鉴。本文对数据进行收集与整合,部分缺失值采用插值法进行处理。

本文选择2011-2020年的相关数据,源于两方面:一是党的十八大以来,我国的农业发展进入稳定向好阶段,以农产品加工业为代表的一二产业融合与以乡村旅游业为代表的一二三产业融合加速发展,促使乡村产业发展逐步进入高质量发展阶段。十九大报告中乡村振兴战略提出后,更是推动了乡村产业加速发展。二是在2010年我国全民生产总值连续两个季度超越日本,成为世界第二大经济体,并且政府提出经济增长将在“促进发展方式转变上下功夫”,这就意味着2010年前后的经济发展将是差异巨大的两个赛道,同时“改善民生”成为最重要最迫切的任务之一,加大节能减排的政策调整造成国内经济中心由传统工业向乡村产业迁移。世博会的成功举办、中国与东盟自由贸易区顺利启动、西部大开发十年以来取得重大成果等,使我国内外经济发展面貌焕然一新,国内经济形势在2010年后迎来新一轮的发展。

本文涉及的要素相关价格指标如下:劳动力价格以农村居民人均可支配工资性收入代替;资本价格以5年期金融机构人民币贷款官方基准利率的3倍表示。根据国家统计的要求,从2014年开始,采用农民人均可支配工资性收入指标反映农民收入水平情况,不再使用农村居民家庭人均工资性纯收入指标,所以2011-2013年的劳动力价格使用农村居民家庭人均工资性纯收入指标,之后的2014-2020年使用农村居民可支配工资性收入指标。

(二)指标测算

1.要素配置测算

宏观经济学理论认为,在完全竞争市场条件下,若要素的边际产品收益与边际产品一致,表明要素配置是最优状态,若存在不一致则表明存在要素错配。本文寻求改善要素错配来优化要素配置,故以要素错配情况来判断要素配置的优劣。有学者运用要素价格扭曲指数来测算要素错配指数,(23)王卫,綦良群.要素错配、技术进步偏向与全要素生产率增长——基于装备制造业细分行业的随机前沿模型分析[J].山西财经大学学报,2018,40(12):60-75.(24)白俊红,刘宇英.对外直接投资能否改善中国的资源错配[J].中国工业经济,2018(01):60-78.然而,对于农业发展而言,受环境、其他非农就业机会及金融市场等限制,即使要素价格不变,也会出现要素配置非最优情况,以要素价格扭曲指数来测算要素错配指数易产生误差,致使测算结果可信度低。(25)罗慧,赵芝俊,钱加荣.要素错配对中国粮食全要素生产率的影响[J].中国农业大学学报(社会科学版),2021,38(01):97-110.因此,本文将要素错配指数设定为要素投入的实际成本份额Zj与其产出弹性Lamj的差值,当差值大于0,则表示配置过度,若小于0则表示配置不足,选用绝对值表示要素错配指数,具体如式(1)所示:

(1)

其中εj为第j种要素的产出弹性,cj为第j种要素的实际成本,本文主要考虑两种生产要素,分别是资本要求K和劳动要求L。

依据上述测算方法,本文对2011-2020年各省市的要素错配指数进行了测算,测算结果如表1所示:

表1 2011-2020各省平均总要素错配及其指数

从表1可知,各省在2011-2020年都存在着要素错配的现象。从整体来看,各省市的总要素错配指数均大于1,其中总要素错配指数排在前三位的是西藏1.498、青海1.456、海南1.343,资本要素错配指数排在前三位的是广西0.816、四川0.813、云南0.805,劳动要素错配指数排在前三位的是北京1.049、上海1.047、西藏0.858。这说明西藏、青海、海南存在相对严重的资本、劳动两要素错配,广西、四川、云南存在相对严重的资本要素错配,北京、上海、西藏存在相对严重的劳动要素错配,需引起相关部门对这些地区的关注。对比各省市的资本、劳动要素错配指数,大多数省份的资本要素错配指数要大于劳动要素错配指数,北京、天津、上海、山西、西藏、甘肃、青海、宁夏的资本要素错配指数要低于劳动要素错配指数。北京、天津、上海、山西这四个地方的经济水平较高,资本利用率更加充分。西藏、甘肃、青海及宁夏这四个地方的经济水平较低,且劳动人员流动性较低,可能是导致这样情况发生的原因。

2.全要素生产率增长测算

为了更准确的分析全要素生产率增长,很多经济学家尝试对全要素生产率增长进行实证分解。本文借鉴其他学者的研究方法,(26)涂圣伟.我国农业要素投入结构与配置效率变化研究[J].宏观经济研究,2017(12):148-162.将全要素生产率增长△TFP分解为技术效率、技术进步、规模效率以及配置效率四个部分,全要素生产率增长的分解方程如式(2)所示:

(2)

lnYit=α0+γ1lnKit+γ2lnLit+γ3t+γ4(lnKit)2+γ5(lnLit)2+γ6t2+γ7lnKitlnLit+γ8tlnKit+γ9lnLit+θit

(3)

式中Yit代表t年第i省的产出,Kit、Lit分别表示为t年第i省的资本要素投入与劳动要素投入,θit为误差项,β1-β9均为估计参数并用于计算要素的产出弹性,α0为常数项。

依据上述超额对数生产函数模型进行生产函数估计,该模型主要考虑资本、劳动要素及时间对产出的非线性和组合作用。具体的估计结果如表2所示:

依据生产函数的估算结果测算出全要素生产率增长及其分解项的结果如表2所示,各省份2012-2020年全要素生产率增长均为正值,其中排在前两位的是西藏0.048、青海0.048,排在后两位的是广东-0.003、山东-0.001。山东省呈现负值主要是由技术效率变化而导致,广东省则主要是因为技术进步呈现负值而导致的。山东整体上属于工业省份,对于农业发展的技术投入相比工业要薄弱一些,广东农业现代化发展存在基础设施水平相对落后、农业现代化技术投入相对滞后等问题。同时,各个省份的技术进步贡献率总体最高,其次是配置效率的贡献率,贡献最小的是规模效率。其中河北、江苏及吉林的技术进步贡献率最高。河北、江苏属于东部地区,东部地区的经济水平相比中西部较高,技术创新的进程相比中西部也较快。吉林的技术进步贡献率处于前三位的原因是国家十分重视吉林的农业发展,具有大批技术性人才,基础建设比较好,大型技术装备比较充足。

3.乡村产业发展的评价体系构建与测算

目前关于乡村产业发展的综合评价体系研究较少,主要集中于乡村振兴(27)申云,陈慧,陈晓娟,等.乡村产业振兴评价指标体系构建与实证分析[J].世界农业,2020(02):59-69.(28)康书生,杨娜娜.数字普惠金融发展促进乡村产业振兴的效应分析[J].金融理论与实践,2022(02):110-118.、乡村产业结构、乡村产业融合发展(29)田聪华,韩笑,苗红萍,等.新疆农村一二三产业融合发展综合评价指标体系构建及应用[J].新疆农业科学,2019,56(03):580-588.(30)杨宾宾,魏杰,宗义湘,等.乡村产业融合发展水平测算[J].统计与决策,2022,38(02):125-128.、农业现代化(31)李婕妤,姚凤阁,路少朋.中国农村金融发展与农业现代化关系研究[J].学习与探索,2017(03):131-137.及农业高质量发展(32)辛岭,安晓宁.我国农业高质量发展评价体系构建与测度分析[J].经济纵横,2019(05):109-118.等。

本文基于产业发展理论,对前人的指标进行了分类及拓展,增加了乡村产业要素水平(33)要素是产业发展的基础能力,是考察乡村产业发展水平不可或缺的部分。指标。将乡村产业发展评价体系分为四个部分,分别是乡村产业要素水平、乡村产业产出水平、乡村产业结构水平及乡村产业融合水平,在指标体系测算方面,现阶段用于指标体系权重的常用测算方法包括主成分分析法、Delphi法、AHP法、熵权法等。由于熵权法的测算是依据数据变异程度反映的信息,所以客观性较强,能较好避免主观赋权的随意性,因此本文选用熵权法对指标体系进行测算,选了14个二级指标,具体指标体系详情如表3所示:

本文依据熵权法对2011-2020年31个省市的乡村产业发展综合评价水平进行了测算,同时对2011-2020年各省市十年的结果进行了均值测算,结果如表4所示:

从表4可知,各省市2011-2020年乡村产业发展水平大致处于上升趋势,表明中国各省市的乡村产业发展水平都在不断提升。对比各省市十年来乡村产业发展均值水平,排在前六位的省市为上海0.600、北京0.600、浙江0.481、天津0.469、江苏0.423、辽宁0.389,这6个省市均属于东部地区,表明东部地区的乡村产业发展相对发达。排名后六位的省市为西藏0.313、甘肃0.284、贵州0.280、广西0.279、云南0.275、海南0.267,除海南以外,其余五省都属于西部地区,表明相对而言,西部的乡村产业发展水平在东中西三地区中最弱。

三、要素配置、全要素生产率对乡村产业发展的影响分析

(一)模型设定

为分析要素配置、全要素生产率增长与乡村产业发展之间的关系,论证全要素生产率增长是否起到了中介作用,设置具体模型如下:

RIDLit=α4+δ11Disit+δ12Controlit+ε1

(4)

△TFPit=α5+δ21Disit+δ22Controlit+ε2

(5)

RIDLit=α6+δ31Disit+δ32Controlit+δ33△TFPit+ε3

(6)

其中,RIDL为被解释变量,代表乡村产业发展水平;△TFP为中介变量,代表全要素生产率增长;Dis为解释变量,代表要素错配指数;Control为控制变量,包括城镇化水平和政府干预水平;α4、α5、α6、ε为常数项及误差项;i、t表示省份及时间。

(二)实证结果与分析讨论

本文利用中介效应模型对要素错配、全要素生产率与乡村产业发展的测算结果进行实证分析。首先运用逐步分析法检验是否存在中介效应,具体分为三个步骤:首先模型(1)(4)(7)(10)以被解释变量为乡村产业发展水平来进行式(4)的回归分析;其次以被解释变量为全要素生产率增长来进行式(5)回归分析;最后对式(6)以乡村产业发展水平为被解释变量来进行回归分析,实证分析结果如表5所示:

从表5可知,从全国层面来看,三步回归的核心解释变量系数均显著,模型(1)(2)综合要素错配的影响系数分别为-0.226、-0.029,模型(3)中综合要素错配和全要素生产率增长的影响系数分别为-0.214、0.407,表明全国的要素配置在乡村产业发展的影响机制中存在全要素生产率增长的中介作用,要素错配程度越高,部分会抑制全要素生产率增长,从而抑制乡村产业发展水平的提高。从区域层面来看,东部地区的模型(5)中综合要素错配在10%显著水平下,对全要素生产率增长起到了抑制作用。模型(6)△TFP在1%水平下显著,其系数为0.390,表明东部地区的全要素生产率增长有助于促进乡村产业发展水平的提高。模型(5)(6)的综合要素错配系数均在显著水平下,即存在中介效应,模型(6)中综合要素错配的系数为-0.190,在10%水平下显著,表明东部地区的要素错配对乡村产业发展存在直接抑制作用,全要素生产率增长在要素错配对乡村产业发展水平中存在部分中介效应。中部地区的模型(8)中综合要素错配的影响系数为-0.028,模型(9)△TFP在10%水平下显著,其系数为0.023,模型(8)(9)的综合要素错配系数均在显著水平下,即存在中介效应,模型(9)中综合要素错配的系数为-0.170,在5%水平下显著,表明中部地区要素错配对乡村产业发展存在直接抑制作用,全要素生产率增长在要素错配对乡村产业发展水平中存在部分中介效应。西部地区的各步骤的核心解释变量系数均显著,模型(10)(11)的综合要素错配的影响系数分别是-0.149、-0.015,模型(12)的综合要素错配指数及全要素生产率增长的影响系数分别是-0.139、0.677,表明西部地区要素错配对乡村产业发展存在直接抑制作用,全要素生产率增长在要素错配对乡村产业发展水平中存在部分中介效应。对比全国及区域层面,就直接抑制效应而言,全国大于东中部,西部最小;就中介效应而言,全国大于东西部,中部最小。产生上述结果的原因,可能是东中部的经济发展水平要高于西部地区,其乡村产业发展水平也高于西部地区,东中部后期乡村产业发展水平提升由全要素生产率增长所驱动的动力有所减弱,因此东中部要素错配对乡村产业发展带来的直接影响要高于西部地区,全要素生产率增长所带来的中介效应要弱于西部。

四、结论与政策建议

(一)研究结论

本文就要素配置、全要素生产率对乡村产业发展的影响进行研究,运用中国2011-2020年31个省相关数据,分别采用要素错配指数、全要素生产率增长分解法、熵权法对要素配置、全要素生产率与乡村产业发展水平进行测算,通过构建计量经济模型实证分析要素配置如何影响全要素生产率增长,全要素生产率增长在这一过程中是否起到中介作用,进而影响乡村产业发展,研究结论如下:(1)考察期内要素错配抑制乡村产业发展,同时对全要素生产率增长也起到抑制作用,全要素生产率增长有助于乡村产业发展;(2)考察期内要素配置在乡村产业发展的影响机制中存在全要素生产率增长的中介作用,要素错配程度越高,部分会抑制全要素生产率增长,从而抑制乡村产业发展水平的提高;(3)就直接抑制效应而言,东部地区大于中部地区大于西部地区,就中介抑制效应而言,西部地区大于东部地区大于中部地区。

(二)政策建议

针对上述研究结论,本文提出以下政策建议:

一,坚持技术创新,改善外部环境,促进乡村产业发展。技术进步高低是影响全要素生产率提升的重要方面,将技术进步与创新和改造传统产业相结合,运用新技术对传统产业进行改造,强化技术创新的重要性并加大支持力度,注重将新技术更直接更迅速地用于生产。政府应加大改善乡村产业发展的外部环境,紧跟步伐。当前产业发展面临着要素错配的问题,传统农业升级的研发支持不足,企业高层次创新人才不足,劳动力要素的质量不高,因此,需进一步改革中国现有的产业政策,继续促进要素配置由外生干预型向内生自主型转化。

二,改善要素错配,促进乡村产业发展。提升全要素生产率增长率需要完善要素市场,将农村农业生产要素激活,形成“农民+企业+社会”三方结合的乡村发展格局。

三,乡村产业的优化升级离不开农村二三产业的发展,需促进农村三次产业融合发展。二三产业发展需要农业农村资源为依托,形成农业产业链,发挥农业的多功能性。注重农村产业的交叉融合,依托当地特色资源,培育发展优势主导产业,有效增加农民受益,带动乡村产业发展。