沈 飞
（浙江越秀外国语学院，浙江 绍兴 ３１２０００）
摘要：选取产业技术效率作为外溢获利的衡量指标，以技术效率作为因变量构建随机前沿模型，以农业生产性服务业发展水平、区域距离、政策配套环境及农业价值整合力等要素作为引入因子交叉项，检验农业生产性服务业在上述各类因素方面对农业技术外溢获取能力影响与实现渠道。结果表明，农业生产性服务业与农业技术外溢获利能力提升呈正相关，但后者能力提升与地理差距因素呈负相关，并受制于政策环境因素，二者存在显著利润差，需进一步从人力资本要素投入及政策配套和准入条件上予以优化。
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关键词 ：农业生产性服务业；农业技术；外溢效应；随机前沿模型
中图分类号：Ｆ３０４．１；Ｆ３０４．５ Ｆ０６２．４ 文献标识码：Ａ 文章编号：0439－８114（２０15）07－1755-06
DOI:10.14088/j.cnki.issn0439-8114.2015.07.057
随着中国社会主义市场经济体制的不断深化和服务业的现代化发展趋势日益显著，农业生产性服务业作为剥离于传统生产产业的专业化部门，已逐步发挥其产业效能。而同时，随着经济全球化发展的逐步深入，传统农业在日常生产与适应发展的结构性上出现了矛盾，依托更为细化与专业效率的农业生产性服务业，推动其余农业生产的进一步关联发展具有可行性。因此，探究农业获得源自农业生产性服务业外溢效应而增效的影响因素，有助于理清中国现阶段农业在农业生产性服务业进一步分离背景下的增效机制，从而梳理出农业效益提升与农业生产性服务业协同发展的实现途径。
关于基于农业生产性服务业的农业增效实现，黄慧芬［１］、姜长云［２］认为应基于传统农业生产组织，实现农业生产性服务业专业化分工与功能升级，并赞成农业公共投入、公共农产品及农业合作社是推动农业生产性服务业改善的关键。张振刚等［３］从模式角度分析了现阶段中国农业的生产性服务业推动机制，指出农业的低知识密集以及服务平台薄弱阻碍了其进一步源自农业生产性服务业的增效。Ｂａｒｒｙ［４］、郝爱民［５］、顾乃华［６］和吴宏伟等［7］则认为农业专门化教育以及支农财政、农业产业服务化是农业获得源自农业生产性服务业充足效益的关键，并建议建立多元化的农业生产性服务业供销模式，强调农村、农业知识建设对农业借助农业生产性服务业溢出增效的基础性作用。
关于农业的农业生产性服务业外溢增效测度，Ｍｏｓｅｒ等［８］证实了劳动密集对于农业生产性服务业的农业技术增效外溢存在推进作用，薛贺香［９］在向量自回归模型基础上以方差分解的形式，对农业消费及农业生产性服务业进行了脉冲响应分析，并指出农业消费与农业生产性服务业增长具有正关联影响，城镇化对农业生产性服务业的进一步农业增效推动仅存在长期的时效影响。许承明等［１０］以及鲁钊阳［１１］利用动态面板数据证实了中国农业生产性服务业的城乡收入差距关联及互动机制，并指出要利用支农信贷等与金融服务、农产品物流与营销来提升传统农业生产格局结构层次，从而带动农业生产性服务业的进一步剥离，以形成有效的农业生产性服务业结构升级。
关于基于农业生产性服务业的农业增效的外溢关联，胡铭［１２］从产业互动验证了中国农业与农业生产性服务业的空间协同关联，证实北京、上海、广州地区与长三角、珠三角以及环渤海区域存在产业间协同提升与辐射外溢能力。汪建丰等［１３］比对分析了经合组织成员国与中国农业生产性服务业间的总体水平、结构差异以及增效路径，建议强化中国农业生产性服务业中的金融保险、物流运输服务等行业。
综上所述，现有研究主要针对农业的农业生产性服务业关联，以及农业间互动机制进行了宏观剖析，而具体产业内部结构性的增效机制以及外溢效应的关联因素尚未得到验证，缺乏有针对性的农业生产性服务业增效提升的实现机制。
１ 农业生产性服务业带动下的农业效率改进的外溢机制
为了分析农业生产性服务业对农业生产效率技术外溢吸收条件机理，研究利用简化的两部门模型假设进行上述外溢的验证分析，假定第一产业仅包含农业及农业生产性服务业两大部类，且农业生产性服务业存在农业部门的生产效益外溢，两部类有要素的边际生产率等值差异，前者对后者的影响为不变弹性，结合以上假设，两大部类对应生产函数表述为：
Ｆ＝Ｆ（ＬＦ，ＫＦ，Ｓ）
Ｓ＝Ｓ（ＬＳ，ＫＳ）
Ｙ＝Ｆ＋Ｓ （１）
其中，Ｙ、Ｆ、Ｓ分别对应第一产业总体产出、农业及农业生产性服务业产出，ＬＦ、ＫＦ、ＬＳ、ＫＳ对应农业、农业生产性服务业的劳动力与资本要素投入，（1）式阐明了前文所述的农业生产性服务业对农业产出的技术外溢效应，则式（１）经微分后化为：
ｄＦ＝■ｄＬＦ＋■ｄＫＦ ＋■ｄＳ
ｄＳ＝■ｄＬＳ＋■ｄＫＳ
ｄＹ＝ｄＦ＋ｄＳ （２）
式中，■、■、■、■、■分别刻画农业、农业生产性服务业的劳动力以及资本要素投入的边际产出，以及农业生产性服务业对农业产出增效的边际产出，即农业生产性服务业的外溢效应，根据上述两部类假定，劳动力要素、资本供给满足Ｌ＝ＬＦ＋ＬＳ，Ｋ＝ＫＦ＋ＫＳ，并假定两部类要素边际生产率等值差异?字，则部类间要素边际产出关系为：
■=■＝１＋?字 （３）
式中， ?字为正、负、零时分别对应农业生产性服务业边际产出高于、等于及低于农业部类的相应边际产出。可由两部类劳动力要素、资本供给基本关系获得下式：
■＝（１＋?字）■
■＝（１＋?字）■ （４）
整理式（３）和式（４）后得
ｄＹ＝■ｄＬ＋■ｄＫ＋■ｄＳ＋■ｄｓ＝■ｄＬ＋■ｄＫ＋（■＋■）ｄＳ （５）
令农业生产性服务业对农业的外溢吸收能力影响的不变弹性为?姿，那么，
?姿＝■■，■＝?姿■ （６）
将式（５）同除以Ｙ代入式（６），可得：
■＝■■■＋■■■＋（?姿■＋■）■■ （７）
经整理后可得：
■＝■■■＋■■■＋?姿■■＋■■■=■■■＋■■■＋?姿（1-■）■＋■■■ （８）
式（８）中，■、■、■分别对应第一产业增长率以及劳动力要素与资本要素的增长率，从而可以看出农业两部类假设前提下，■■、（１－■）■分别刻画了农业生产性服务业对国民经济总产值以及农业部类的直接影响；农业生产性服务业经农业部类的弹性影响传递对农业相应部门以及第一产业的影响，也即是外溢效应。综上所述，农业生产性服务业对农业外溢效应有两种途径，即农业生产性服务业自身发展效益及农业生产性服务业对农业生产进步的外溢效应。
２ 农业生产性服务业的农业增长外溢效应测度的计量模型
根据前文所述，区别于现有研究以全要素生产率作为农业生产性服务业的产业外溢效应，研究选取农业技术效率作为外溢获利的衡量指标，即以技术效率作为因变量，构建随机前沿模型，该类随机前沿模型包含两部分随机扰动项，即ｕ、ｖ。
Ｙｉｔ＝ｆ（Ｘｉｔ；β）ｅｘｐ（ｖｉｔ－ｕｉｔ） （９）
式（９）中，Ｙｉｔ、Ｘｉｔ分别对应刻画了ｉ单元生产主体的ｔ时序产出及投入总量，β为待估投入参变量，（ｖｉｔ－ｕｉｔ）为随机前沿函数ｆ的复合扰动项，它的模型意义在于测度、评估以劳动力、资本等要素组合表达构成的利润的外部获取技术效率，即当其获利最大可能曲线与实际利润生成曲线间的距离所对应的获取外溢效应。这种技术效率的测度量化评价有两种方法，第一，计量经济方式，相对侧重于政策实效的评估；第二，数学规划方式，更侧重于管理决策；相应的计量函数形式有超越对数函数和柯布道格拉斯函数，基于后者的易估性和包容性，结合研究需要，借鉴Ｃｏｅｌｌｉ等［１４］ＳＦＡ模型，选取柯布道格拉斯函数作为具体经济计量形式，予以中国农业生产性服务业对农业外溢获益的条件及途径评估研究。
ｌｎＦＰｉｔ＝ａｏ＋?准ｔ＋αｌｎＫｉｔ＋βｌｎＬｉｔ＋Ｖｉｔ－Ｕｉｔ （１０）
式（１０）中，ＦＰ、Ｋ、Ｌ分别刻画了农业总产值、资本以及劳动力投入额度，ａｏ为模型待估常数项，且上述农业发展所获外溢获利技术效率由资本、劳动力及利税的边际弹性描述，其对应系数为?准、α、β、ｉ、ｔ仍同上，为对应区域和相应时序。该ＳＦＡ模型对应回归方程复合扰动为Ｖｉｔ－Ｕｉｔ，分别对应作为经济计量系统的非可控因素冲击噪声误差，以及对应时序的区域随机因素，前者服从一般正态Ｎ（０，?滓２Ｖ），独立于后者Ｕｉｔ；后者服从单侧正态分布Ｎ（Ｍｉｔ，?滓２Ｕ）。
同时，用于衡量农业生产性服务业的农业外溢效应能力的技术无效函数Ｍｉｔ，与技术效率ｅ－Ｍｉｔ成反向变动关系，即越大则技术外溢能力越低，也就是农业生产性服务业的技术外溢无效性越大，根据上述分析，研究对应技术无效函数Ｍｉｔ解析如下：
Ｍｉｔ＝?啄0+?啄1FSi+?啄2GEi+?啄3FSi×RQi+?啄3FSi×ＦＩi+Zit（１１）
式（１１）中，ｉ、ｔ仍同上为对应区域和相应时序及误差项，ＦＳ、ＧＥ、ＲＱ、ＦＩ分别对应农业生产性服务业发展水平、区域距离、政策配套环境以及农业价值整合力，引入这些因子交叉项的目的在于，便于检验所涉因子基于农业生产性服务业对农业技术外溢获取能力的影响。其中由前述符合扰动项可组合分析随机扰动对整个模型技术无效占比，以确立模型的合理性。当Ｍｉｔ越大说明农业增效越依赖于传统农业的基础性生产，而非获自农业生产性服务业的技术效率外溢改进，也即是农业生产性服务业的农业技术外溢程度越低，具体为：
?酌＝■ （１２）
?酌趋于０时，说明经济计量系统的非可控因素冲击噪声误差，构成了随机前沿中的实际获利与最大可能获利间的差距，用ＯＬＳ模型即可估计；而?酌趋于１时，对应时序的区域随机因素Ｕｉｔ，则适合利用随机前沿模型进行估计。
３ 研究过程
３．１ 数据来源
研究选取２００３—２０１３年间中国２２２个省、地、市作为模型验证样本变量，但不包含直辖市以及数据缺失部分的西藏等地区，由于现阶段农业生产性服务业主要分布于城市及城郊，因此将样本口径定于市辖区。而２００３年始，中国对《国民经济行业分类与代码》（２００２）做出六大门类行业增补修正，选取该年份为起点避免了统计口径不一致的缺陷。但考虑到相应统计年鉴中尚未对各区域关于全社会固定资产投资项目的行业进行数据分类，影响数据可比性与研究针对性，因此选取２００３—２０１３年的《中国统计年鉴》数据作为基础样本数据，同时，借鉴前期研究按照农、林、牧、渔产业从业人员总数，以及农、林、牧、渔产业的固定资产投资总量作为农业劳动力以及资本投入要素的代理变量。
３．２ 变量选取
为进一步验证农业生产性服务业对于农业技术外溢效应获取存在的结构性以及区域差异，研究选取以下因素作为变量，具体如表１所示。从表１可以看出，首先，农业总产值ＦＰ，主要考虑到利润及税收间的比值相对稳定，且不存在短期内的消费通胀等因素干扰的影响，能形成对于农业产业增长的较好的近似替代。Ｌ、Ｋ对应的农业劳动力与资本投入，研究按照农业生产性服务企业的平均从业数以及固定资产净值均余额折算。
其次，关于农业生产性服务业发展水平的因子指标选取，考虑到农业生产性服务业中人力资本及知识密集因素，行业的劳动投入在实质上是行业服务种类的重要构成变量，因此选取农业就业数对全体就业数比重，作为刻画农业生产性服务业发展水平FS的因子。据上述分析，预设FS系数为负，即农业生产性服务业发展水平FS对农业获利的外溢效能成正向变动。
再次，由于本研究的区域比对验证侧重的是中国各区域间农业生产性服务业对农业发展技术外溢的条件，而农业、农业生产性服务业对应企业具体地理信息不详，不能直接测算各具体行业企业的地理距离，研究选取一个系数为０的因子构成GE代理参数，以表示源自于农业生产性服务业的农业技术外溢获利，仅与所在市辖区范围内农业生产性服务业发展水平相关，这一指标为各样本市辖区所在省份的农业生产性服务业就业人数比重。
最后，政策配套环境主要负责刻画中国各区域农业生产性服务业引入层面上的开放与配套支持，因而选取限额以上外资农业生产性服务业企业产值对全部农企产值比重作为参变因子，预设与农业生产性服务业发展水平FS交叉项系数为负，即政策环境配套基于农业生产性服务业对农业外溢效应；而农业价值增值整合力FI因为承担了农业生产性服务业人力资本对于农业外溢的智力供给，因此研究选取了企业人均数代理指标，预设与农业生产性服务业发展水平IS交叉项系数为正。
需要说明的是，部分行业兼备了为一般居民消费服务和产业生产服务的双重特性，研究依照行业服务内容的不同侧重，选取信息技术及软件服务业、金融业、商业服务及租赁、邮电储运物流、科研技术等为农业生产性服务业代表行业。
３．３ 验证结果
３．３．１ 农业生产性服务业对农业增长外溢效应结构分析 研究利用Ｆｒｏｍｇｔｉｅｒ ４．１软件，针对全国主要区域的农业生产性服务业进行农业技术外溢条件验证分析（表2）。首先基于式（１）和式（２）针对全国范围进行ＳＦＡ（随机前沿函数模型）的回归分析，形成模型１，并获得如表２所示结果，其中?酌为０．９３１，说明了随机前沿模型的误差超过９０％源自式（２），且非可控因素冲击噪声误差占比少，说明了全国范围的农业生产性服务业溢出条件分析ＳＦＡ模型可靠。同时，ＳＦＡ时间趋势系数报告为-０．０１７，相对并不显著，说明２００３—２０１３年间中国农业获自于农业生产性服务业的技术外溢效能尚未获得显著提升。资本及劳动力投入要素的对数系数lnK、lnL分别在１％显著性水平上报告了０．８９７和０．２４５，证实了中国农业源自农业生产性服务业的技术外溢以资本累积为主，而劳动力资源的技术外溢贡献相对较小。
同时，农业生产性服务业发展水平参数FS系数为-０．２３７，并在５％水平上显著，表示甲验证样本点高出乙样本点５％左右的农业生产性服务业就业比重，形成甲样本点高于乙样本点０．２３７％的结果。区域地理距离因素GE报告了正显著结果，证实农业生产性服务业水平针对基于其发展形成的农业外溢水平为负。这可能是由于中国集中发展农业生产性服务业，但其中的定位与区域分工及协作不足，从而导致了农业生产性服务业的农业外溢不能形成有效聚集。尤其是长三角区域物流类农业生产性服务业的规模扩展偏于重复建设，造成了外溢效应偏低的重复性结构；另外，中国目前阶段相对滞后的城市化与农业产业化间的匹配度不足，也致使农业生产性服务业布局及中间业务供给被迫分散化，加大了农业生产性服务业的重复建设弊端。
另外，模型１中的政策配套环境ＲQ以及农业价值整合ＦＩ与农业生产性服务业交叉项系数分别为-０．００５、０．０５４，并在１％显著性水平上显著，与前文关于该两类要素基于农业生产性服务业对农业的外溢能力分别呈正、反两向变动的预设保持一致。
而根据模型１所得数据显示，中国２００３—２０１３年农业企业源自农业生产性服务业技术外溢，历年均值分别为０．６８、０．５６、０．５７、０．６３、０．６６。这主要是由于在宏观政策方面，中国逐年针对过热、过于集中的农业生产性服务业投资进行了联合财政货币政策的调控，以平衡农业生产性服务业与基础农业的发展，并过渡至基础农业、商品农业以及农业生产性服务业适度的配比结构。结果显示，２００６年后上述均值呈逐步上扬趋势；而中国东部地区，特别是长三角区域在２００３—２０１３年间共有２００３、２００６、２００８—２０１０、２０１１、２０１３年７年的技术效率数值高于中西部区域。
３．３．２ 农业生产性服务业对农业增长外溢效应的区域差异测度 在研究进行的进一步稳健性验证过程中发现，中国东部沿海地区以及中西部区域的?酌值能够表明ＳＦＡ模型对于区域的农业生产性服务业技术外溢条件的验证适宜性，而其对应模型２、３在总体上服从全国农业生产性服务业对于农业技术外溢的规律，全国两大区域的农业生产性服务业发展水平系数符号一致，即两区域基于农业生产性服务业对农业技术外溢的影响作用关系方向一致，但中西部地区未通过１０％显著性水平检验。这可能是由于中西部地区农业生产性服务业对于农业吸收其技术外溢尚存在累计不足的“门槛”缺陷。同时，区域地理距离系数GE分别在模型２、３报告为正显著及负且不显著，也就是中国的东部区域以及中西部区域的检验中报告了显著正相关与负相关但不显著，这与研究预设一致。两区域的地理环境差异因子基于农业生产性服务业造成的农业技术外溢的差异，还受制于发展程度差异，相对中西部而言，东部地区已经存在相对发达的农业生产性服务业，造成了进一步的重复产业建设，反而不利于区域农业对源自农业生产性服务业的技术外溢吸收，相反则在中西部区域获得了相对的“后发”正向优势。
农业价值整合力指标ＦＩ与农业生产性服务业发展水平指标ＦＳ交叉项均报告为正显著相关，证实农业整合力对于全国、东部沿海以及中西部区域都有负向的影响力，且农业整合力是农业排挤其源自农业生产性服务业获取技术外溢的因素，这主要是由于现阶段中国农业生产性服务业发展未能与农业产业规模、结构形成协同，致使产业发展的累积不能很好地激发农业内部基于生产服务外包的效益提升与技术获取。另外，东部沿海区域的农业生产性服务业发展水平指标ＦＳ与政策环境配套因子ＲＯ间交叉项不显著，且系数报告为０，说明基于政策环境配套措施便利，形成的基于农业生产性服务业对农业技术外溢吸收的推进较少。目前中国东部沿海区域虽已累积一定量外资属性的生产性服务业配套，且区域各地政府出台各类吸引外资、优化便利的措施也相对较多，但从产业结构角度而言，上述企业仍在关键零部件开发、采购、相对专业技术服务等生产性配套上选择从母国采购，从而形成本地农技研发与技术服务少、金融信贷等服务需求少、直接产品出口多的格局。从而可知，研究选取以限额以上港澳台、外商投资农业生产性服务业企业的总产值占全部限额以上企业的总产值比重作为政策变量因子，虽能反映中国在吸引外资措施便利性方面对于农业生产性服务业推动农业技术增效外溢的作用，但其中因外资吸收结构差异而导致的农业生产性服务业对农业技术外溢吸收的不利等问题，有待相关政策引入与配套措施的进一步优化。
４ 结论与建议
本研究蕴含的政策含义归纳起来主要有如下几点。
第一，扭转引入发展农业生产性服务业导致产业空心化的观念，从农业与生产性服务业的产业互动视角，积极组织对人力资本、知识资本等生产要素的改善性投入，以高规格人才、高标准服务业培育促进专业化分离生产，以提升农业附加值，促进进一步的生产性服务业的规模化分离经营。
第二，大力促进农业生产性服务业的进一步有效集聚。各地应从管理与业务流程创新再造的角度实现结合地方农业的特色化“剥离”；以跨区域视角规避地方壁垒导致的重复建设，结合集聚区域联合规划、区域间协同政策引导、差异化财政支撑体系构建，合力削减生产性服务业协同网络构建对农业技术外溢获取能力的负面影响，并最终实现生产性服务业的科学、合力集聚，以提升农业的技术外溢获利能力。
第三，促进生产性服务业调整，针对垄断性服务业的改革做好引导与区域间调控布局，并逐步开放金融、经贸、电讯及互联网、会展等专业服务业，鼓励外资进入与农业全产业链的融入，尽快形成中资在上述领域的境外投资，以形成高效的农业生产性服务业竞争格局。以咨询服务、科技创新等农业生产性服务业税收、定向费用补贴、抵押担保等措施，形成行业引导与扶持。
第四，尽快形成微观主体的农业生产性服务业主体保护、农业组织机构的共享合作及其发展政策落实的效率监控追踪、支撑环境透明等配套机制，同时加大农业生产性服务业的基础设施建设投入力度，以形成生产性服务业与农业良性互动的配套环境。
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