基于SFA的中國農(nóng)村區(qū)域技術(shù)效率分析

王 輝

(山東大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,山東 濟(jì)南 250100)

基于SFA的中國農(nóng)村區(qū)域技術(shù)效率分析

王 輝

(山東大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,山東 濟(jì)南 250100)

運(yùn)用隨機(jī)前沿分析方法對我國農(nóng)村區(qū)域技術(shù)效率進(jìn)行測算,分析技術(shù)效率差異對農(nóng)村區(qū)域收入差距的影響。研究發(fā)現(xiàn),全國范圍內(nèi)技術(shù)非效率對產(chǎn)出差距的影響十分微小,產(chǎn)出差距主要受不可觀測的其他因素的影響;中部地區(qū)技術(shù)非效率是導(dǎo)致地區(qū)內(nèi)各省份之間收入差距的重要原因,而對于東部和西部地區(qū)而言,這種解釋力度并不強(qiáng)。另外,通過對技術(shù)效率的收斂性分析得出,全國范圍和東部地區(qū)的技術(shù)效率存在著明顯的收斂趨勢;而中部和西部地區(qū)技術(shù)效率處于顯著發(fā)散的趨勢,技術(shù)效率對收入差距的拉大作用越來越大。

農(nóng)村;區(qū)域;技術(shù)效率;隨機(jī)前沿分析

一、引言

中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)自從推行聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制以來,農(nóng)村生產(chǎn)力得到史無前例的解放,我國農(nóng)村居民人均純收入也獲得較快增長,1978年我國農(nóng)村居民名義人均純收入為133.6元,2008年上升到4 760.6元,30年增長了近35倍,平均年增長率為12.65%,而1957年至1977年我國農(nóng)村居民名義人均收入平均年增長率僅為2.4%。但是,隨著農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,我國區(qū)域間農(nóng)村經(jīng)濟(jì)之間的差距不斷拉大,區(qū)域之間的不平衡現(xiàn)象愈加嚴(yán)重。以上海市和甘肅省為例,1978年上海市與甘肅省農(nóng)民人均純收入之比為2.78,而2008年卻達(dá)到4.2之高。①根據(jù) Kuznets(1955)[1],經(jīng)濟(jì)發(fā)展與收入分配之間呈倒“U”型關(guān)系,即隨著一個地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長,收入差距首先會逐步擴(kuò)大,隨后進(jìn)入穩(wěn)定階段,最后隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,收入差距會逐步縮小。Williamson(1965)[2]利用1949～1961年24國橫截面數(shù)據(jù)和10國時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)并支持了該假說。然而,隨著我國經(jīng)濟(jì)高速增長,我國農(nóng)村區(qū)域經(jīng)濟(jì)卻沒有出現(xiàn)所謂的倒“U”型關(guān)系,諸多學(xué)者如萬廣華(1998)[3]、張平(1998)[4]、萬廣華(2004)[5]、鄒薇、張芬(2006)[6]等從農(nóng)村居民純收入構(gòu)成以及影響收入水平的因素分析入手,提出通過發(fā)展非農(nóng)產(chǎn)業(yè)、提高農(nóng)村勞動力教育水平來縮小農(nóng)村地區(qū)差異。

然而,對農(nóng)村地區(qū)間技術(shù)效率的研究卻比較少見,現(xiàn)有的對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)以及農(nóng)村經(jīng)濟(jì)技術(shù)效率的研究主要包括:孟令杰(2000)[7]運(yùn)用DEA方法發(fā)現(xiàn)我國1980～1995年農(nóng)業(yè)技術(shù)效率處于下降的趨勢;喬世君(2004)[8]以及亢霞、劉秀梅(2005)[9]利用隨機(jī)前沿分析(SFA)方法對我國糧食生產(chǎn)的技術(shù)效率進(jìn)行分析;李谷成等(2008)[10]采用隨機(jī)前沿模型,以湖北省農(nóng)戶的微觀面板數(shù)據(jù)作為分析對象,對影響農(nóng)戶家庭經(jīng)營技術(shù)效率的外生性因素進(jìn)行了分析;劉樹坤等(2005)[11]運(yùn)用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)測算了中國玉米生產(chǎn)的技術(shù)效率損失;朱韻潔(2009)[12]對“六五”至“十五”期間我國經(jīng)濟(jì)增長的技術(shù)效率進(jìn)行了測度。本文通過利用隨機(jī)前沿分析方法對我國農(nóng)村區(qū)域技術(shù)效率進(jìn)行測算,進(jìn)而分析技術(shù)效率差異對農(nóng)村區(qū)域收入差距的影響。

二、隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)基本模型

傳統(tǒng)的索洛余值法(SRA)假定,生產(chǎn)者在其技術(shù)邊界上進(jìn)行生產(chǎn),因此在進(jìn)行增長核算時,將產(chǎn)出增長中投入要素貢獻(xiàn)以外的部分歸結(jié)為技術(shù)進(jìn)步的結(jié)果,即全要素生產(chǎn)率。然而,Farrell(1957)[13]指出,由于并不是每一個生產(chǎn)者都處在技術(shù)邊界上,基于SRA測度的全要素生產(chǎn)率并不符合經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí),基于該思想,Aigner和 Chu(1968)[14]提出了前沿生產(chǎn)函數(shù)模型,采用Cobb-Douglas生產(chǎn)前沿函數(shù)形式,忽略所有變量的測量誤差,將技術(shù)效率的差異全部歸結(jié)到擾動項(xiàng)當(dāng)中,因此,實(shí)際產(chǎn)出就由技術(shù)前沿和技術(shù)非效率的差決定;由于實(shí)際產(chǎn)出值不可避免受到隨機(jī)擾動的影響,Aigner和Chu(1968)也提到諸如錯誤操作、產(chǎn)品瑕疵等純隨機(jī)擾動對產(chǎn)出的影響。Aigner,Lovell和Schmidt(1977)[15]以及Meeusen和Broeck(1977)[16]分別獨(dú)立地提出了隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型,最初的形式包括生產(chǎn)函數(shù)和一個由兩部分組成的誤差項(xiàng),其中一個用來說明隨機(jī)效應(yīng),而另一個用來說明技術(shù)非效率,假設(shè)只有一種產(chǎn)出Y和一種投入要素X,生產(chǎn)函數(shù)采用Cobb-Douglas形式,模型表示如下:

模型中包含了兩個誤差項(xiàng),其中vt是服從iid.N(0,σ2v)的隨機(jī)變量,表示投入和技術(shù)以外的因素對產(chǎn)出的影響,即噪聲影響(noise effect);ut是服從iid.N+(0,σ2u)的非負(fù)隨機(jī)變量,用來說明產(chǎn)出的技術(shù)非效率(technical inefficiency effect),且vt和ut是相互獨(dú)立的。β0+β1lnXt是實(shí)際產(chǎn)出的決定部分(deterministic component),也就是前沿生產(chǎn)函數(shù),它表示經(jīng)濟(jì)中最優(yōu)生產(chǎn)技術(shù),圖1描述了隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)的產(chǎn)出分解。

圖1 隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)的產(chǎn)出分解圖

X1、X2分別表示生產(chǎn)者1和生產(chǎn)者2的要素投入,Y1和Y2分別表示生產(chǎn)者1和生產(chǎn)者2的實(shí)際產(chǎn)出,Y1＊和Y2＊表示不存在技術(shù)非效率下(ut=0)生產(chǎn)者1和生產(chǎn)者2的產(chǎn)出水平,規(guī)模報酬遞減的曲線表示前沿生產(chǎn)函數(shù)。在不考慮技術(shù)非效率的情況下,生產(chǎn)者1和生產(chǎn)者2的產(chǎn)出水平分別能達(dá)到Y(jié)1＊和Y2＊,而實(shí)際的產(chǎn)出水平卻是Y1和Y2,因此,Y1Y1＊和Y2Y2＊代表了生產(chǎn)者1和生產(chǎn)者2的技術(shù)非效率,對于兩個生產(chǎn)者而言,Y1＊、Y2＊與生產(chǎn)前沿的距離代表了噪聲影響,由于生產(chǎn)者1的噪聲影響大于零,因此實(shí)際產(chǎn)出與生產(chǎn)前沿的差距是技術(shù)非效率與噪聲影響相互抵消的結(jié)果,而生產(chǎn)者2的噪聲影響小于零,實(shí)際產(chǎn)出與生產(chǎn)前沿的差距是技術(shù)非效率與噪聲影響共同同方向作用的結(jié)果。

本文對Battese和Coelli(1995)[17]的模型進(jìn)行改造,隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型采用如下形式:

其中,yit代表i地區(qū)t期的勞均產(chǎn)出;x為勞均要素投入向量;t是時間趨勢,代表技術(shù)進(jìn)步;β是待估計的參數(shù)向量;vit是服從iid.N(0,σ2v)的隨機(jī)變量且與uit相互獨(dú)立;uit服從在零處截尾的N(mit,σ2it),即uit～N+(mit,σ2it),mit=zδ+ωit,z是影響技術(shù)非效率的解釋變量向量,δ是參數(shù)向量,ωit是隨機(jī)誤差項(xiàng)。產(chǎn)出的技術(shù)效率為

對于生產(chǎn)函數(shù)F(·)而言,目前較為常用的生產(chǎn)函數(shù)有科布—道格拉斯和超越對數(shù)形式兩種,后者的優(yōu)點(diǎn)是放寬了技術(shù)中性和產(chǎn)出彈性固定的假設(shè),但估計中容易產(chǎn)生多重共線性問題,而科布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)能夠較好的描述中國經(jīng)濟(jì)增長,因此,本文的生產(chǎn)函數(shù)采用科布—道格拉斯形式,假設(shè)技術(shù)進(jìn)步是希克斯中性,公式(3)轉(zhuǎn)換為

kit表示勞均物質(zhì)資本;hit表示勞均人力資本,由于我國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)普遍存在著勞動力過剩的現(xiàn)象,因此本文沒有將勞動投入數(shù)量L作為影響產(chǎn)出的變量引入到模型中,而是用勞均人力資本作為影響產(chǎn)出的投入要素;A(t)=exp(A0+βat)表示t期全國的技術(shù)前沿水平,βa表示技術(shù)前沿進(jìn)步的速度;對于影響技術(shù)效率的因素zit,傅曉霞、吳利學(xué)(2006)[18]認(rèn)為人力資本和制度是影響地區(qū)技術(shù)效率最重要的因素,由于本文中勞均人力資本作為解釋變量進(jìn)入到生產(chǎn)函數(shù)中,且農(nóng)村經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的可得性導(dǎo)致制度的測度比較困難,本文采用影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞均農(nóng)用機(jī)械總動力(power)和反映鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)效率的勞均民營企業(yè)增加值(added value)的滯后一期值作為mit的解釋變量,這是因?yàn)榧夹g(shù)水平是影響當(dāng)期鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值的一個主要因素,而滯后一期的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值綜合反映了上一期影響企業(yè)生產(chǎn)的制度、技術(shù)以及市場環(huán)境,這些變量仍然會影響本期的生產(chǎn)和技術(shù)效率。即:

三、我國農(nóng)村區(qū)域技術(shù)效率差異分析

(一)數(shù)據(jù)說明

本文利用隨機(jī)前沿模型(7)計算我國農(nóng)村各地區(qū)技術(shù)效率,模型涉及的變量包括勞均產(chǎn)出、勞均物質(zhì)資本、勞均人力資本、勞均農(nóng)機(jī)總動力以及勞均鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值,說明如下:

資本存量指標(biāo)根據(jù)永續(xù)盤存法計算,

本文以農(nóng)村地區(qū)從業(yè)人員的平均受教育水平來衡量勞均人力資本,根據(jù)相關(guān)年份的《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》,各地區(qū)農(nóng)村居民家庭勞動力文化程度構(gòu)成包括不識字或識字很少、小學(xué)、初中、高中、中專和大專及以上6個組成部分。假定各文化程度構(gòu)成的受教育年限分別為 0、6、9、12、12和16年,勞均人力資本就等于以勞動力文化構(gòu)成為權(quán)數(shù)的教育年限的加權(quán)平均數(shù)。勞均農(nóng)機(jī)總動力等于地區(qū)農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力除以第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù),數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》,勞均鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值QVit等于各地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值除以鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)從業(yè)人員數(shù),并利用各地區(qū)工業(yè)品出廠價格指數(shù)以1997年為基期進(jìn)行平減,其中海南省1997～2001年缺省,利用同期廣東省數(shù)據(jù)代替,資料來源于歷年《中國農(nóng)業(yè)年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。時間趨勢t采用自然序列,初始年份為1。

(二)估計方法與結(jié)果

參數(shù)估計值服從以觀測值個數(shù)減去解釋變量個數(shù)為自由度的t分布,從估計結(jié)果來看,技術(shù)進(jìn)步在全國范圍內(nèi)對農(nóng)村勞均純收入并沒有十分顯著的影響,從各地區(qū)來看,技術(shù)進(jìn)步對東部地區(qū)的產(chǎn)出呈現(xiàn)顯著的負(fù)效應(yīng),而對中西部地區(qū)存在顯著的積極作用。全國范圍、中部地區(qū)和西部地區(qū)產(chǎn)出的勞均人力資本彈性均大于勞均物質(zhì)資本彈性,人力資本是影響這些地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的最主要因素,而東部地區(qū)產(chǎn)出的勞均人力資本彈性不顯著,影響東部產(chǎn)出的主要因素是物質(zhì)資本的投入;全國范圍勞均物質(zhì)資本和勞均人力資本參數(shù)之和為1.036,說明我國農(nóng)村要素投入大致上服從規(guī)模報酬不變,而東部地區(qū)存在著規(guī)模報酬遞減趨勢,中部地區(qū)存在規(guī)模報酬遞增現(xiàn)象,西部地區(qū)接近于規(guī)模報酬不變。從影響技術(shù)非效率的因素來看,盡管全國范圍內(nèi)勞均農(nóng)機(jī)總動力和勞均鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值對技術(shù)效率存在顯著的正的影響,然而各個地區(qū)內(nèi)部卻不盡然,對于勞均農(nóng)機(jī)總動力而言,該變量導(dǎo)致東部地區(qū)的技術(shù)非效率,是東部地區(qū)內(nèi)部各省份技術(shù)效率差距拉大的原因之一,增加農(nóng)業(yè)技術(shù)投入反而會落后于其他地區(qū)的技術(shù)效率,而該變量對改善中西部地區(qū)的技術(shù)效率并沒有顯著的作用,這主要是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)產(chǎn)值在提高地區(qū)勞均純收入方面作用比較微小,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對勞均純收入波動的貢獻(xiàn)率也很小,相對于工業(yè)技術(shù)而言,農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對整個農(nóng)村經(jīng)濟(jì)技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)份額也不大;對于勞均鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值而言,鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)水平進(jìn)步對東部地區(qū)技術(shù)效率具有顯著正的影響,鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步縮小了地區(qū)內(nèi)部各省市之間的技術(shù)效率差距,而中西部地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展水平相對不均衡,鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)水平進(jìn)步導(dǎo)致地區(qū)內(nèi)部技術(shù)效率差距擴(kuò)大,尤其是中部地區(qū);這一點(diǎn)也可以從γ估計值看出,γ取值介于0和1之間,如果σ2it趨于 0,則γ趨于 0,說明實(shí)際產(chǎn)出與前沿產(chǎn)出之間的差距主要受隨機(jī)干擾項(xiàng)波動的影響,而不是受技術(shù)非效率波動的影響;如果γ接近于1,則說明實(shí)際產(chǎn)出與前沿產(chǎn)出之間的差距主要受技術(shù)非效率波動的影響,單側(cè)似然比檢驗(yàn)就是衡量γ值顯著性的檢驗(yàn)方法,其虛擬假設(shè)為 H0∶σ2it=0,其值服從以約束個數(shù)為自由度的卡方分布,對于本文模型而言,約束個數(shù)為4,χ20.95(4)=9.49,因此,全國范圍和中部地區(qū)的γ值顯著異于0,而東部和西部地區(qū)的γ值則不顯著,全國范圍的γ值僅為0.068,說明技術(shù)非效率波動對產(chǎn)出差距的影響十分微小,產(chǎn)出差距主要受不可觀測的其他因素的影響,東部和西部地區(qū)也是如此,而中部地區(qū)的γ值卻接近于1,技術(shù)非效率幾乎完全說明了地區(qū)內(nèi)實(shí)際產(chǎn)出與前沿產(chǎn)出之間的差距的波動。

表1 隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)估計結(jié)果

(三)技術(shù)效率分析

從模型的估計結(jié)果可以看出,東、中、西部地區(qū)之間的差距,尤其是東部與中西部之間的差距導(dǎo)致全國范圍內(nèi)各解釋變量均具有較高的顯著性水平,而三大地區(qū)內(nèi)部各變量對產(chǎn)出的影響卻不盡相同,因此,本文分別計算東、中、西部地區(qū)各自的技術(shù)效率,結(jié)果如表2。

表2 各地區(qū)內(nèi)部省份技術(shù)效率

續(xù)表2

從整體上看,技術(shù)效率水平從東部到西部依次遞減,并且東部地區(qū)技術(shù)效率與中西部地區(qū)技術(shù)效率之間的差距也存在擴(kuò)大的趨勢,1998年,東部和中部之間的平均技術(shù)效率差距為0.027,東部和西部的差距為0.197,而2008年卻分別達(dá)到0.173和0.299。東部地區(qū)各省市技術(shù)效率水平在研究期內(nèi)普遍有所提高,并存在收斂的趨勢,研究初期具有較低技術(shù)效率水平的北京、天津、河北、山東和廣東在期末縮小了與其他地區(qū)的技術(shù)效率差距;而中部地區(qū)各省份的技術(shù)效率卻表現(xiàn)千差萬別,首先從各省份自身技術(shù)效率的縱向比較來看,山西、湖北、湖南以及海南的技術(shù)效率存在著明顯的下降趨勢,內(nèi)蒙古、吉林、安徽、江西和河南的技術(shù)效率保持一個較為穩(wěn)定的水平,而僅有黑龍江的技術(shù)效率水平出現(xiàn)了明顯的提高,另外,從這些省份的技術(shù)效率水平的橫向比較來看,地區(qū)內(nèi)部技術(shù)效率水平具有較大的變異,以2008年為例,黑龍江省的技術(shù)效率高達(dá)0.988,而湖南省卻僅僅為0.57;西部地區(qū)的技術(shù)效率水平雖然較低,但是地區(qū)內(nèi)部差距不大。

利用技術(shù)效率變異系數(shù)(CV)對各地區(qū)進(jìn)行收斂性分析,回歸方程為

表3 收斂性分析結(jié)果

表3的回歸結(jié)果顯示,全國范圍的技術(shù)效率存在著明顯的收斂趨勢,但是這主要是由于東部地區(qū)收斂導(dǎo)致的,東部地區(qū)的顯著收斂對全國范圍的收斂趨勢具有較強(qiáng)的擾動性,因此,通過分地區(qū)回歸表明,中部和西部地區(qū)技術(shù)效率處于顯著發(fā)散的趨勢,技術(shù)效率對收入差距的拉大作用越來越大。

四、結(jié)論及政策建議

(一)基本結(jié)論

本文運(yùn)用隨機(jī)前沿分析方法對1998～2008年中國30個省、市、自治區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的技術(shù)效率進(jìn)行分析,得出如下結(jié)論:

第一,勞均物質(zhì)資本和勞均人力資本差異是造成全國范圍農(nóng)村區(qū)域間收入差距的主要原因,提高固定資產(chǎn)投資、加大教育投入改善教育環(huán)境是落后地區(qū)縮小與發(fā)達(dá)地區(qū)差距的主要手段。

第二,從三大地區(qū)內(nèi)部來看,勞均物質(zhì)資本是影響東部地區(qū)收入差距的主要因素,勞均人力資本是影響中部地區(qū)收入差距的主要因素,而二者均對西部地區(qū)收入差距產(chǎn)生重要的影響。

第三,盡管從全國范圍看,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的提高可以降低技術(shù)非效率、減小收入差距,但是從三大地區(qū)內(nèi)部來看,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)對收入并沒有產(chǎn)生顯著積極的影響。

第四,鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)水平的差異對全國范圍農(nóng)村居民收入差距具有顯著的影響作用,也是東部地區(qū)各省市縮小區(qū)域內(nèi)部差距的主要手段,且東部地區(qū)技術(shù)效率呈現(xiàn)出顯著的收斂趨勢;而對于中西部地區(qū)而言,鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)水平的不均衡導(dǎo)致了收入差距的擴(kuò)大,并且中西部地區(qū)技術(shù)效率呈現(xiàn)顯著的發(fā)散趨勢,且中部尤甚于西部,由于技術(shù)效率對勞均純收入對數(shù)值存在顯著正向效應(yīng),因此,提高對中西部地區(qū)諸如湖南、河南、重慶等鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)效率較低地區(qū)的扶持是縮小收入差距的手段之一。

(二)政策建議

第一,中央政府應(yīng)該繼續(xù)加大對中西部地區(qū)的投資傾斜,利用財政手段和貨幣手段鼓勵投資從發(fā)達(dá)地區(qū)向欠發(fā)達(dá)地區(qū)的流動,通過促進(jìn)固定資產(chǎn)投資的方式來提高中西部地區(qū)的技術(shù)效率水平。

第二,制定優(yōu)惠政策鼓勵人才由東向西流動,提高中西部地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的人力資本水平。東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢吸引了中西部地區(qū)人才向東部地區(qū)的流動,實(shí)際上形成了落后地區(qū)向發(fā)達(dá)地區(qū)的涓滴,這使得“馬太效應(yīng)”凸顯,因此,各級政府應(yīng)該制定相應(yīng)的政策吸引人才,解決經(jīng)濟(jì)發(fā)展中面臨的人力資本匱乏的局面。

第三,鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展落后的地區(qū)應(yīng)采取相應(yīng)的優(yōu)惠措施鼓勵鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)進(jìn)行長期投資,避免“殺雞取卵”的短期行為,通過大力發(fā)展鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)園區(qū)和產(chǎn)業(yè)集群,利用產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)促進(jìn)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)水平的提高,大力扶持鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)建立自己的技術(shù)研發(fā)中心,進(jìn)行自主知識產(chǎn)權(quán)的研發(fā)。

注 釋:

①此處數(shù)據(jù)根據(jù)《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》以及2009年《中國統(tǒng)計年鑒》整理。

②由于海南省的農(nóng)村人均純收入水平相對于東部沿海地區(qū)較低,因此將其劃分到中部地區(qū)。鄒薇(2006)也將海南劃入中部地區(qū),內(nèi)蒙古的農(nóng)村人均純收入在歷史上始終處于一個中等水平,因此將其劃入中部地區(qū),而不是西部。

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Analysis on the Technical Efficiency of China’s Rural Areas Based on the SFA

WANG Hui

(School of Economics,Shandong University,Ji’nan250100,China)

Technical efficiency of China’s rural areas is calculated to analyse the technical efficiency influence on the income gap between rural areas through SFA method.The research shows that technical inefficiency has a little effect on the rural areas income gap nationwidely and it is mainly affected by other unobservable factors.The technical inefficiency of central region is an important reason for the income gap whithin regions,but it isn’t for eastern and western region.In addition,the convergence analysis of the technical efficiency shows that there is a significant convergence trend of technical efficiency in nationwide and eastern region,and there is a significant divergence trend of technical efficiency in central and western region.The technical efficiency has more and more influence on the income gap of central and western region.

rural;areas;technical efficiency;SFA

F124

ADOI10.3969/j.issn.1671-1653.2010.04.001

1671-1653(2010)04-0001-07

2010-09-25

王 輝(1977-),男,山東德州人,山東大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院2008級西方經(jīng)濟(jì)學(xué)專業(yè)博士研究生,主要從事發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)、經(jīng)濟(jì)增長理論研究。