一、引言
基于我国的基本国情，三农问题始终是关系党和人民事业发展的全局性和根本性问题，农业丰则基础强，农民富则国家盛，农村稳则社会安，转变农业发展方式问题是我国长期努力解决而至今尚未妥善解决的问题。因此，中共中央在“九五”计划中明确提出经济增长方式从粗放型向集约型转变，十七大报告从优化结构的角度提出经济发展方式的三大转变，十七届五中全会强调加快转变经济发展方式是我国经济社会领域的一场深刻变革，必须贯穿经济社会发展的全过程和各领域。转变农业发展方式包括两个方面：外延型增长向内涵型增长转变，粗放型增长向集约型增长转变。也就是从主要依靠增加生产要素投入为主的外延性增长向主要依靠科技进步和创新，劳动生产率提高，人力资本提升为主的内涵型增长转变；从主要依靠生产要素数量扩张，单纯追求数量而不顾效益和质量的粗放型增长向提高生产要素有机构成和使用效率的集约型转变。正因为如此，我们要特别重视反映农业总产出对总投入综合效益的全要素生产率，一定时期全要素生产率的高低决定了经济发展方式的状态。我们可以发现，对我国农业发展方式转变的评价，从研究视角来看，大多是从经济总量角度来考察的，从研究方法来看，理论分析居多而实证分析较少。为了揭示中国农业发展方式转变的绩效，本文基于全要素生产率(total factor productivity，TFP)的视角，借助基于DEA理论的莫氏生产率指数来考察中国农业发展方式的转变绩效。
二、文献综述
国外对于转变农业发展方式过程的研究，主要从经济增长的角度出发的。张宇萍和韩一军研究了国外经济增长相关理论和演进过程，并阐述了其经济增长方式转变的基本经验，其结论是，国外实现增长方式转变的过程就是不断增加技术进步因素对农业增长贡献份额的过程。格鲁里特(Grilliches)论证了美国全要素生产率的提高在农业产出增长中的重要性；乔根森和理查德(Jorgenson and Richard)指出，TFP的增长解释了82%的农业经济增长；速水优和鱼坦(Hayami and Ruttan)研究了日本农业技术在促进日本经济增长中所扮演的角色；马丁和米特拉(Martin and Mitra)比较了许多国家生产率的增长，发现在平均水平和不同发展阶段国家的分组上，农业生产率的增长率都高于制造业。全要素生产率的提高便成为集约型增长方式的内涵。西方国家经济发展的实践表明，一个国家发展方式的选择与全要素生产率的关系是密不可分的。
国内对于中国农业发展方式转变的研究主要停留在政策层面上。于志明从实现农业发展方式转变的途径入手，指出以科学的发展观来认识农业、指导农业，按照五个统筹的要求来服务农业、发展农业才能为全面建设小康社会、加快推进社会主义新农村建设、实现农业和农村现代化做出巨大贡献；李志远和李尚红从制度创新的角度通过对现行农业生产组织方式——家庭承包责任制的得失分析，提出我国农业必须走规模经营的道路，而现阶段农业规模经营的最佳选择是构建民营农场制度；薛亮和李谦认为，在推动农业发展方式转变过程中，农村沼气建设大有可为，可推动我国循环经济发展；曾福生提出转变农业经济发展方式，要以发展现代农业为中心。上述文献主要是从转变途径、制度创新、生态效益、生产力、生产方式与生产关系等因素方面研究了农业发展方式转变的内涵和途径，而没有对农业发展方式转变的绩效进行经验分析。
要转变农业发展方式，就是实现由粗放型向集约型的转变。在现代经济学中，全要素生产率是衡量发展方式的重要方法，要想实现发展方式的转变，在很大程度上要提高全要素生产率的增长率。通过全要素生产率这个重要指标来评价中国农业经济发展方式转变程度的文献是不多见的。本文主要从TFP的角度出发来评价我国农业发展方式转变的绩效并且得出集约型增长的不同实现路径。
三、评价方法
为了适应当前农业高产、优质、高效、生态、安全的要求，加快转变农业发展方式是关键。农业产出的增长表现为农业投入带来的增长和农业全要素生产率带来的增长。转变农业发展方式就是农业增长由主要依靠投入增长推动的粗放型增长向主要依靠全要素生产率推动的集约型增长转变。国内学者对于农业生产率已经进行了多方面的研究，顾海和孟令杰借助非参数莫氏指数法对中国1981-1985年农业生产率增长进行了实证研究，结果表明，中国农业全要素生产率增长呈现出“U”型分布，技术进步构成是推进全要素生产率增长的主要因素。全炯振运用非参数莫氏指数模型和参数随机前沿函数模型结合起来的生产率指数模型，得出1978-2007年期间，中国农业全要素生产率的平均增长率为0.7%，其增长主要来自于农业技术进步。方福前和张艳丽以分析中国29个省、直辖市和自治区农业全要素生产率变化为基础，对农业全要素生产率增长差异的原因进行了探讨，认为乡村从业人员对农业生产率值的影响较为明显。
财政支农力度和农业在整体经济中的地位会显著影响农业全要素生产率的变动。现有文献肯定了中国农业产出增长和全要素生产率的增加主要来自中国农业技术进步，但是很少有文献通过全要素生产率的增长率来测算中国农业增长方式转变的绩效；从人力资本和制度等因素分析对全要素生产率的影响的文献很多，但是很少有学者关注农业污染对于全要素生产率的负面影响。本文运用面板数据对中国农业的全要素生产率进行实证研究，利用莫氏指数系统，研究改革开放至今的中国农业全要素生产率的演进，进而测算中国农业发展方式的转变绩效。
(一)评价方法的确定
全要素生产率的度量方法有很多，最常用的主要有索洛余值法、随机前沿生产函数法和非参数莫氏生产率指数法。非参数莫氏生产率指数法通常是直接利用线性规划的方法给出每个决策单元的边界生产函数的估算，从而对效率变化和技术进步进行度量。莫氏生产率指数的变动值即为TFP变动值。卡文等人(Caves et al)首次提出了莫氏生产率指数；法尔等人(Fare et al)得出了该指数的非参数线性规划算法，建立了用以考察全要素生产率增长的莫氏生产率指数法，进而用距离函数将全要素增长率分解为技术变动与效率变化，从而使莫氏生产率指数得到广泛应用。莫氏生产率指数运用距离函数来定义，距离函数是技术效率的倒数。t时期产出指标变量的距
离函数如下：
为了避免基准的不同给其结果造成的影响，这里，笔者用第t期和第t+1期的莫氏指数，即式(3)和式(4)的几何平均值来定义产出导向型的莫氏指数：
式(5)表示的含义是t+1时刻的样本点相对www.dylw.net 写作论文于t时刻的样本点的生产率变化情况。如果它的值大于1，那么说明从t时刻到t+1时刻，生产率为正增长。法尔等人同时证明了莫氏TFP指数可以分解为技术效率变化和技术变化两部分，并可将技术效率变化进一步分解为纯技术效率变化和规模效率变化：
在式(6)中，技术效率(TEC)测度了从t时期到t+1时期每个观察对象到最佳生产前沿边界的追赶程度。技术进步(TCP)测度了从t时期到t+1时期的移动。所谓规模效率(SEC)衡量的是决策单元是否处于最佳规模状态。当规模效率值等于1时，表示该公司具有规模经济性。所谓纯技术效率(PTEC)是只将规模因素抽离，以便在技术效率中分析在短期内不含规模因素情况下组织效率如何，反映生产领域中技术更新速度的快慢和技术推广的有效程度。
(二)数据来源及其处理
本文采用数据包络分析DEAP Version 2.1，对中国31个省级行政区数据进行基于产出的莫氏指数测算，使用的数据是1978-2009年农业投入和产出数据。在实际测算过程中，本文把重庆并入四川进行计算，实际上是30个省、直辖市和自治区数据。研究中所有的数据来自《新中国六十年统计资料汇编》和《中国统计年鉴》。本文选用的投入和产出的变量定义如下：
1.农业产出变量。农业产出是以1978年不变价格的农林牧渔业总产值进行计算。
2.农业投入变量。农业投入变量包括劳动、土地、机械动力、化肥施用量4个方面，这些指标都是农业生产条件中所必须具备的，这是由生产活动的各种因素所决定的。有些文献在投入指标的选取中，没有考虑化肥投入这个指标，只有少数学者发现这个指标对于全要素生产率的影响是比较明显的。
(1)劳动投入。农业从业人员采用的是第一产业就业人数，其中乡村工业和服务业就业人员不包括在内。天津市1978-1984年第一产业从业人员数据缺失，以1985年第一产业人数占总就业人数的百分比分别乘以1978-1984年的总就业人数计算。内蒙古1979年第一产业从业人员和总就业人员均数据缺失，以1978年的第一产业从业人员数计算。浙江省和天津市1978-1984年第一产业从业人员数据缺失，以1985年第一产业人数占总就业人数的百分比分别乘以1978-1984年的总就业人数计算。山东省1979年第一产业从业人员数据缺失，以1978年第一产业人数占总就业人数的百分比分别乘以1978年的总就业人数计算。湖北省1979年第一产业从业人员数据缺失，以1978年第一产业人数占总就业人数的百分比分别乘以1978年的总就业人数计算。甘肃省1978-1982年第一产业从业人员数据缺失，以1983年第一产业人数占总就业人数的百分比分别乘以1978-1982年的总就业人数计算。
(2)土地投入。土地投入是以农作物总播种面积计算而不是以可耕地面积计算的，因为耕地存在复种指数的差别，还存在休耕、弃耕等因素，因此用可耕地面积这个指标会产生一些误差。李静和孟令杰在农业生产率的研究中投入指标包含了有效灌溉面积，笔者认为，农作物总播种面积已经包括了有效灌溉面积，如果把有效灌溉面积单独作为一种投入指标，就会造成重复计算，导致生产率指数的低估。
(3)机械动力投入。主要用于农、林、牧、渔业各种动力机械的动力总合。包括耕作机械、收获机械、农产品加工机械、运输机械、植保机械、牧业机械、林业机械、渔业机械和其他农业机械的动力。
(4)化肥投入。指本年内实际用于农业生产的化肥数量，包括氮肥、磷肥、钾肥和复合肥。化肥施用量要求按折纯量计算数量。甘肃、新疆和广西化肥施用量1978年数据空缺，用1979年数据代替；辽宁1978年和1979年数据均空缺，用1980年数据代替。
四、改革开放以来中国农业发展方式的评价
为了进一步分析中国改革开放以来农业发展方式的转变绩效，通过对顾海兵、沈继楼的计算方法的改进，可以得到发展方式转变绩效指数。本文定义转变绩效指标的计算公式为：
式中，S为转变绩效指标；X为报告期指标的当前数值；X为指标实际数值所在区间的最低值；X为指标实际数值所在区间的最高值。通过该指标我们可以对中国改革开放以来的农业经济发展方式转变的效果进行评价。
从表1可以看出，中国农业全要素生产率在1978-2009年的31年间，年均增长率为2.6%，而同期中国农业年均增长率为6.07%，表明中国农业年均增长率的42.83%是由全要素生产率的提高贡献的。从全要素生产率增长的结构看，31年中农业全要素生产率的增长主要来自技术进步，而不是农业综合技术效率、纯技术效率和规模效率的改变。农业技术进步为农业TFP的年增长贡献了4.0个百分点，有力地推动了农业TFP的增长；而农业综合技术效率的下滑，使TFP年均减少1.3个百分点。在农业技术效率下滑中，纯技术效率指数减少了0.5个百分点，规模效率指数减少了0.8个百分点。显然，中国农业TFP的增长属于技术诱导型的增长模式。
从改革开放31年的转变绩效指数中我们可以发现，中国农业增长仍然保持粗放型增长方式。我们通过转变绩效指数来对中国农业的发展方式的粗放度进行分类。
从表2可以看到，中国农业发展方式的粗放度可以划分为四个阶段：高度粗放型、中度粗放型、低度粗放型和集约型。相应的中国农业全要素生产率的增长也呈现出阶段性特征。在改革开放31年中，其中2个时间段在高度粗放型；有5个时间段处在中度粗放型；14个时间段位于低度粗放型；有10个时间段属于集约型，这表明中国农业增长仍然保持粗放型增长方式，平均处在低度粗放型。可见，改革开放31年来，中国农业的增长主要是扩大生产要素投入所带来的，而不是靠全要素生产率的提高推动的。这与全炯振的研究结论一致。以往有些学者利用全要素生产率对农业增长的贡献率来划分增长方式的粗放度是不科学的，因为当全要素生产率的贡献率很高时，农业增长率和全要素生产率的增长率未必就高，有可能处于很低的数值，这时候对粗放度的划分就会出现偏差。
从改革开放31年的过程来看，1978-1984年是农业全要素生产率的高速增长阶段，使得1983-1984年农业发展方式转变绩效达到最高峰，主要来源于技术进步的增长率，此时达到了9.1个百分点，对于全要素生产
率的增长率的贡献为91%。这是由于改革初期确立了家庭联产承包经营制度，农业新技术推广较快。在家庭联产承包责任制度的实施过程中，农业转变绩效从1984年的高峰跌入1985年的低谷，随后持续到1991年一直在低谷徘徊，此时技术进步指数在逐年降低，新技术的推广速度由于集体作用的弱化而下降。从1992年开始，转变绩效开始回升，一直到2009年转变绩效增长缓慢，中国农业发展方式始终处于粗放型，农业污染是一个非常重要的制约因素，它制约着农村经济和农业的可持续发展。而化肥的过量投入带来了环境污染与农产品质量安全等问题。在中国环境与发展国际合作委员会2004年年会上，中外专家指出，中国农民滥用化肥已严重危害到人体健康和环境质量，中国过量使用化肥已到极限。据国务院发展研究中心国际技术经济研究所的调查，我国使用化肥的强度平均每公顷达400公斤(太湖流域曾高达600公斤)，平均使用量是发达国家化肥安全使用上限的2倍。2004年全国化肥使用总量达4 637万吨，而同期农业转变绩效指数只有36.11。鉴于方福前和张艳丽根据KS检验和T检验来筛选投入产出指标的原则：首先，设定一个基准模型，在规模报酬可变(VRS)的情况下，包含上述所有的投入和产出指标，这样我们可以得到一系列效率值集合。其次，将基准模型的假设条件和变量逐渐从模型中移除，从而得到新的效率值集合。最后，比较两组效率值集合的分布和均值是否存在显著差异。本文做了这样一个计算，在莫氏生产率指数测算过程中以及在投入产出指标中，本文仅仅去掉了化肥投入这个指标，得到的结果是：1978-2009年综合技术效率指数为0.984，技术进步指数为1.061，纯技术效率指数为0.993，规模效率指数为0.991，全要素生产率指数为1.044；仅去掉劳动力投入这个指标，得到的结果是：1978-2009年综合技术效率指数为0.989，技术进步指数为1.032，纯技术效率指数为1.000，规模效率指数为0.989，全要素生产率指数为1.020。如果不考虑化肥投入，全要素生产率指数会增加1.7个百分点，技术进步指数会增加2.1个百分点；如果不考虑劳动力投入，全要素生产率指数会降低0.2个百分点，技术进步指数会降低0.2个百分点。可见，从1978-2009年全国的平均水平来看，化肥的施用量是超过标准水平的，过量的化肥投入对于技术进步和全要素生产率的提高起到了阻碍作用，劳动力的投入对于技术进步和全要素生产率的提高起着积极的促进作用。鉴于此，控制化肥过量施用，减少农业面源污染，发展生态农业，才能很好地促进中国农业发展方式的转变。
五、结论及政策建议
本文运用非参数的莫氏指数法，研究了1978-2009年期间中国农业全要素生产率增长及其构成的时序特征，以及农业增长方式的转变绩效。本文的主要结论是：中国农业全要素生产率在1978-2009年的31年间，年均增长率为2.6%，主要来自于技术进步，而不是来自于效率的改善。技术进步为农业TFP的年增长贡献了4.0个百分点，中国农业TFP的增长属于技术诱导型的发展模式。从1978-2009年的转变绩效指数上看，中国农业增长仍然保持粗放型增长方式。中国农业发展方式的粗放度可以划分为4个阶段：高度粗放型、中度粗放型、低度粗放型和集约型，现阶段主要处于低度粗放型。相应的中国农业全要素生产率的增长也呈现出阶段性特征。推动农业技术进步是农业发展方式转变的动力。根据上述结论，农业发展方式转变要依靠技术创新、科技进步和提高全要素生产率。在农业新技术推广方面，政府应给予更多的政策支持，鼓励农民采用新技术。在政策上注意从以下几个方面调整农业发展方式。
1.引导农业发展方式的根本性变革。一是农业发展方式要由追求数量增加向注重质量效益方面转变。要大力发展高产、优质全农业，促进农产品结构优化和质量提高。要优化产业结构、产品结构、区域结构，推动农业生产的产品空间集聚和产业升级整合，促进特色现代农业的发展。二是农业生产条件由自然生产向提高技术水平转变。技术水平是现代农业的重要标志，是提高农业综合生产能力的关键环节，也是加快转变农业发展方式的重要条件。因此，要用现代技术条件装备农业，用现代科学技术改造农业，用现代产业体系提升农业，提高农业科技贡献率。三是农业经营方式由分散经营向专业化经营转变。要加快发展土地规模经营步伐，促进土地向农业产业化龙头企业、农民专业合作社、家庭农场、经营大户、农民经纪人等组织集中。把分散的农业经营联合起来，实现小生产与大市场的有效对接，提高农业生产组织化程度。
2.发展生态农业是转变农业发展方式的关键。由于多年来盲目、过量施用化肥，以及施肥方法的不合理等，不仅造成土壤板结严重，资源浪费极大，耕地质量急剧下降，农业环境污染，而且还增加了农业生产成本，降低了农产品质量，危害www.dylw.net 写作论文人类健康，阻碍了全要素生产率的增长，也阻碍了农业发展方式的转变。因此，应推广生态平衡施肥，加强农业系统内部的物质循环技术开发和应用，将生物工程技术应用到农业生产当中。建设生态能自我维持、资源能多极循环利用、经济能获得较高效益的可持续发展农业。
3.全面提高农民整体文化素质是转变农业发展方式的重要因素。劳动力的投入对于技术进步和全要素生产率的提高起到了积极的促进作用，有文化素质劳动力的增加将会大大推动农业生产方式的转变。农业科技成果和先进技术的推广取决于农民的科技文化素质水平。政府要建立有利于农业科技人才培养和使用的体制，真正做到通过技术进步、劳动者素质的提高、生态环境保护的加强来提高生产要素的使用效率，实现农业的可持续发展。
