許標(biāo)文 陳雪麗

摘要：運(yùn)用累加型LHM全要素生產(chǎn)率指標(biāo)（additive luenberger-hicks-moorsteen total factor productivity indicator）測(cè)度2001—2016年我國(guó)30個(gè)省（市、區(qū)）食品工業(yè)全要素生產(chǎn)率（total factor productivity，TFP），并進(jìn)一步分解為技術(shù)效率變化、規(guī)模效率變化和技術(shù)進(jìn)步。結(jié)果表明，我國(guó)食品工業(yè)仍處于初級(jí)加工階段，3個(gè)子產(chǎn)業(yè)TFP穩(wěn)步提升，但增長(zhǎng)不一;技術(shù)進(jìn)步是TFP增長(zhǎng)的主要因素，技術(shù)效率及規(guī)模效率變化差異不大;從區(qū)域上看，宏觀經(jīng)濟(jì)及農(nóng)業(yè)資源稟賦的差異影響食品工業(yè)的發(fā)展，農(nóng)副食品加工業(yè)TFP增長(zhǎng)率呈東部、中部、西部地區(qū)依次降低的趨勢(shì)，食品制造業(yè)TFP增長(zhǎng)率表現(xiàn)為東部地區(qū)顯著高于中部、西部地區(qū)，飲料制造業(yè)TFP增長(zhǎng)率表現(xiàn)為東部地區(qū)顯著高于中部、西部地區(qū)。因此，應(yīng)加快食品工業(yè)科技創(chuàng)新推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步、優(yōu)化發(fā)展環(huán)境及立足資源稟賦協(xié)調(diào)區(qū)域發(fā)展，以實(shí)現(xiàn)我國(guó)食品工業(yè)高質(zhì)量均衡協(xié)調(diào)發(fā)展。

關(guān)鍵詞：食品工業(yè);農(nóng)副食品加工業(yè);食品制造業(yè);飲料制造業(yè);累加型LHM全要素生產(chǎn)率;區(qū)域差異

中圖分類(lèi)號(hào)： F323.3 ?文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A ?文章編號(hào)：1002-1302（2020）11-0313-07

收稿日期：2019-05-20

基金項(xiàng)目：福建省公益類(lèi)科研院所基本科研專(zhuān)項(xiàng)（編號(hào)：2017R1016-8）。

作者簡(jiǎn)介：許標(biāo)文（1982—），男，福建永定人，碩士，副研究員，主要從事農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究。E-mail：13596447@qq.com。

通信作者：陳雪麗，博士，助理研究員，主要從事新聞傳播與大數(shù)據(jù)運(yùn)用研究。E-mail：chenxueli05@126.com。 ?食品工業(yè)作為保障民生的基礎(chǔ)性產(chǎn)業(yè)，是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈和價(jià)值鏈的重要環(huán)節(jié)，將進(jìn)入以營(yíng)養(yǎng)健康為主的高速發(fā)展階段，在實(shí)施制造強(qiáng)國(guó)戰(zhàn)略和推進(jìn)健康中國(guó)戰(zhàn)略中具有重要地位。在近40年的發(fā)展過(guò)程中，中國(guó)食品工業(yè)實(shí)現(xiàn)了由弱到強(qiáng)的快速發(fā)展并取得了顯著成效。但我國(guó)食品工業(yè)發(fā)展主要以粗放式增長(zhǎng)方式為主[1]，特別是近年來(lái)人力、土地、環(huán)境保護(hù)等成本不斷提高，其發(fā)展面臨結(jié)構(gòu)不合理、企業(yè)規(guī)模偏小、技術(shù)裝備水平不高、資源綜合利用率低、創(chuàng)新能力不足等問(wèn)題。目前，中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)，正處在轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)換增長(zhǎng)動(dòng)力的攻關(guān)期，提高食品工業(yè)全要素生產(chǎn)率（total factir productivity，TFP）也成為食品工業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的必然出路。食品工業(yè)為農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)的重要分支，現(xiàn)有農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)全要素生產(chǎn)率主要采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法（data envelopment analysis，DEA）結(jié)合Malmquist指數(shù)進(jìn)行分析[1-5]，簡(jiǎn)單地把細(xì)分行業(yè)全要素生產(chǎn)率的平均值作為農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)全要素生產(chǎn)率，一般認(rèn)為農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)全要素生產(chǎn)率在穩(wěn)步提高，各子行業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)不一。但這些Malmquist指數(shù)都采用以自身為參照的距離函數(shù)，忽略了其異質(zhì)性，導(dǎo)致其結(jié)果無(wú)法比較。ODonnell指出，Malmquist指數(shù)并不具備乘法完備性[6];Peyrache認(rèn)為，Malmquist指數(shù)只衡量生產(chǎn)邊界在特定點(diǎn)的位移，而忽略了規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)[7]。同時(shí)Kerstens等強(qiáng)調(diào)，Malmuqist指數(shù)、Luenberger指標(biāo)等僅能被稱(chēng)作技術(shù)生產(chǎn)率指標(biāo)（technical productivity measures）[8]。ODonnell等認(rèn)為，LHM（luenberger-hicks-moorsteen）全要素生產(chǎn)率指標(biāo)具備加性完備（additively complete）條件，可以更精確地衡量投入和產(chǎn)出的變化，能夠準(zhǔn)確反映全要素生產(chǎn)率的跨期變化率[6，8]。此外，多數(shù)文獻(xiàn)把各個(gè)評(píng)估單元的全要素生產(chǎn)率的平均值作為總體樣本的全要素生產(chǎn)率，Shen等則提出累加型LHM全要素生產(chǎn)率指標(biāo)，把總體樣本的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)分解為單個(gè)被評(píng)估單元生產(chǎn)率增長(zhǎng)之和，使得被評(píng)估單元之間的生產(chǎn)率具備可比性[9]。因此，本研究運(yùn)用累加型LHM全要素生產(chǎn)率指標(biāo)深入分析2001—2016年中國(guó)各地區(qū)食品工業(yè)的3個(gè)子產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率演變及區(qū)域差異，并創(chuàng)新采用整體性方向性距離函數(shù)分析中國(guó)食品工業(yè)全要素生產(chǎn)率，使得各省份食品工業(yè)TFP可以進(jìn)行相互比較，對(duì)推進(jìn)食品工業(yè)健康發(fā)展具有較強(qiáng)的政策指導(dǎo)意義。

1 研究方法及數(shù)據(jù)來(lái)源

1.1 研究方法

1.1.1 整體生產(chǎn)技術(shù)和距離函數(shù)的設(shè)定 衡量我國(guó)食品工業(yè)的全要素生產(chǎn)率演變及其區(qū)域差異，須要利用中國(guó)各省份的相關(guān)投入與產(chǎn)出數(shù)據(jù)構(gòu)建生產(chǎn)可行性前沿面。一般情況下，生產(chǎn)集用來(lái)表示生產(chǎn)技術(shù)（T），假設(shè)有N個(gè)投入（x）用于生產(chǎn)M個(gè)產(chǎn)出（y），用所有被評(píng)估單元的投入與產(chǎn)出數(shù)據(jù)構(gòu)建成生產(chǎn)集。根據(jù)Shen等的定義，生產(chǎn)集要滿(mǎn)足生產(chǎn)集具有封閉性（closed set）、生產(chǎn)可能性前沿面為凸性（convexity）、可變規(guī)?；貓?bào)（variable returns to scale，VRS）、投入和產(chǎn)出具有自由支配性（free disposability）等基本經(jīng)濟(jì)學(xué)假設(shè)[9-10]。本研究衡量的食品工業(yè)（T）包括3個(gè)子產(chǎn)業(yè)，即農(nóng)副食品加工業(yè)（T1）、食品制造業(yè)（T2）和飲料制造業(yè)（T3）。因此，本研究的生產(chǎn)技術(shù)T表示如下。

生產(chǎn)技術(shù)設(shè)定后，用投入與產(chǎn)出數(shù)據(jù)構(gòu)建生產(chǎn)集，其中投入少、產(chǎn)出多的“標(biāo)桿”省份就構(gòu)成了生產(chǎn)可行性前沿面。此時(shí)，須要引入距離函數(shù)（distance functions）來(lái)衡量各個(gè)省份與“標(biāo)桿”省份之間的發(fā)展差距。距離函數(shù)經(jīng)常用來(lái)衡量被評(píng)估單元和生產(chǎn)可行性前沿面上“標(biāo)桿”（最佳表現(xiàn)者）的差距，主要包括乘積形式的Shephard距離函數(shù)和加減形式的方向性距離函數(shù)（directional distance function，DDF）。其中，方向性距離函數(shù)的值可表示為被評(píng)估單元與前沿面的差距[11]，即被評(píng)估單元的無(wú)效率值。本研究使用的方向性距離函數(shù)D可以用公式（2）表示。

式中：目標(biāo)函數(shù)β、δ分別表示投入和產(chǎn)出的無(wú)效率值，可表示為投入的潛在減少空間和產(chǎn)出的潛在增長(zhǎng)空間。

由于涉及食品工業(yè)的3個(gè)子產(chǎn)業(yè)，為便于比較產(chǎn)業(yè)內(nèi)不同生產(chǎn)單元的全要素生產(chǎn)率，本研究創(chuàng)新采用整體性方向性距離函數(shù)（aggregate directional distance function）。通過(guò)將距離函數(shù)的方向向量設(shè)為整個(gè)食品工業(yè)的投入或產(chǎn)出，即各省份食品工業(yè)的子產(chǎn)業(yè)都基于同一參照方向。該設(shè)定的優(yōu)勢(shì)在于各省份食品工業(yè)子產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率都可以進(jìn)行比較，且數(shù)值也可累加，生產(chǎn)率變化具有更明確的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義，能夠?yàn)闆Q策者提供相對(duì)合理的參考信息和政策建議。該距離函數(shù)可表示為公式（3）

1.1.2 累加型LHM生產(chǎn)率指標(biāo)與分解 本研究基于Shen等提出的累加型LHM全要素生產(chǎn)率指標(biāo)，創(chuàng)新采用整體性方向性距離函數(shù)測(cè)算中國(guó)食品工業(yè)的全要素生產(chǎn)率[9]。根據(jù)Boussemart等的建議[12]，整體性方向性距離函數(shù)的LHM指標(biāo)可以表示如下

式中：LHMt、LHMt+1分別表示t、（t+1）期的生產(chǎn)率變化，兩者的算數(shù)平均值即為L(zhǎng)HM全要素生產(chǎn)率指標(biāo)，可表示為公式（5）

進(jìn)一步將食品工業(yè)的全要素生產(chǎn)率分解為技術(shù)效率變化（TEC）、規(guī)模效率變化（SEC）和技術(shù)進(jìn)步（TP），表示為公式（6）

式中：TECt，t+1用于衡量資源合理利用水平，該值越大，對(duì)全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)就越高;SECt，t+1表示被評(píng)估單元的生產(chǎn)規(guī)模距離最佳生產(chǎn)規(guī)模的遠(yuǎn)近，該值越大，表示規(guī)模的變化可以促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng);TPt，t+1表示技術(shù)創(chuàng)新對(duì)生產(chǎn)前沿面的拉動(dòng)，該值越大，則技術(shù)進(jìn)步為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供的動(dòng)力越大。參考Diewert等對(duì)LHM指標(biāo)的分解[13-15]，LHM全要素生產(chǎn)率指標(biāo)的分解要素可表示為公式（7）

1.1.3 非參數(shù)估計(jì) 距離函數(shù)的估計(jì)可使用參數(shù)或非參數(shù)的測(cè)算方法，其中非參數(shù)法無(wú)須對(duì)生產(chǎn)函數(shù)形式進(jìn)行前期設(shè)定，相對(duì)靈活簡(jiǎn)便，故予以采用。累加型LHM全要素生產(chǎn)率指標(biāo)的分解須計(jì)算10種不同跨期組合的方向性距離函數(shù)，以計(jì)算Dt（xtk，yt+1k;0，gt+1y）為例，基于數(shù)據(jù)包絡(luò)分析的線(xiàn)性規(guī)劃表示如下

1.2 指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究采用工業(yè)銷(xiāo)售產(chǎn)值（億元）作為衡量食品工業(yè)產(chǎn)出的基本指標(biāo)，并用工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格指數(shù)對(duì)產(chǎn)出值進(jìn)行平減。

生產(chǎn)投入包括資本和勞動(dòng)力投入，其中勞動(dòng)力投入采用從業(yè)人員年平均數(shù)（萬(wàn)人）;固定資產(chǎn)投入借鑒朱鐘棣等的方法[16]，其公式如下：

式中：Kt0表示基期年的固定資產(chǎn);Kt表示t年與（t-1）年固定資產(chǎn)的變化量;Pt表示t年固定資產(chǎn)的投資價(jià)格指數(shù)。選擇流動(dòng)資產(chǎn)合計(jì)為流動(dòng)資產(chǎn)投入指標(biāo)，并采用“工業(yè)生產(chǎn)的生產(chǎn)者購(gòu)進(jìn)價(jià)格指數(shù)（農(nóng)副產(chǎn)品類(lèi)）”對(duì)流動(dòng)資產(chǎn)進(jìn)行平減。

本研究測(cè)算2001—2016年除西藏自治區(qū)外中國(guó)大陸30個(gè)?。ㄊ小^(qū)）食品工業(yè)全要素生產(chǎn)率，數(shù)據(jù)來(lái)源于2002—2017年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》等。按照國(guó)家統(tǒng)計(jì)局關(guān)于東部、中部、西部地區(qū)的劃分標(biāo)準(zhǔn)，各區(qū)域及全國(guó)食品工業(yè)投入產(chǎn)出各變量的年均增長(zhǎng)率見(jiàn)表1。

2 實(shí)證結(jié)果與分析

2.1 我國(guó)食品工業(yè)全要素生產(chǎn)率總體分析

由表2可知，中國(guó)食品工業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率穩(wěn)步提升，年均增長(zhǎng)13.72%，這與我國(guó)對(duì)食品工業(yè)的政策和資金扶持是分不開(kāi)的。其中，農(nóng)副食品加工業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)最快，年均增長(zhǎng)9.27%;其次是食品制造業(yè)，年均增長(zhǎng)2.55%;飲料制造業(yè)增長(zhǎng)率最低，年均增長(zhǎng)1.90%?？梢?jiàn)食品工業(yè)3個(gè)子產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)不一，說(shuō)明我國(guó)食品工業(yè)農(nóng)產(chǎn)品精深加工不足，以初級(jí)加工為主的農(nóng)副食品加工發(fā)展態(tài)勢(shì)較好，而具有深度加工的食品制造業(yè)、飲料制造業(yè)則處于較弱的態(tài)勢(shì)。

從TFP分解來(lái)看，食品工業(yè)TFP增長(zhǎng)主要由技術(shù)進(jìn)步拉動(dòng)，這是因?yàn)槠髽I(yè)資源配置不盡合理，企業(yè)規(guī)模還未達(dá)到最佳生產(chǎn)規(guī)模。農(nóng)副食品加工業(yè)、飲料制造業(yè)技術(shù)效率增長(zhǎng)率較低，且食品制造業(yè)技術(shù)效率增長(zhǎng)率為負(fù)，說(shuō)明資源利用水平總體較低，甚至存在不合理的結(jié)構(gòu)，需要企業(yè)在勞動(dòng)力、固定資產(chǎn)、流動(dòng)資產(chǎn)等要素投入進(jìn)一步優(yōu)化配置。農(nóng)副食品加工業(yè)、食品制造業(yè)及飲料制造業(yè)的規(guī)模效率年均增長(zhǎng)率為正，說(shuō)明食品加工業(yè)呈規(guī)模報(bào)酬遞增狀態(tài)，但尚未達(dá)到最佳生產(chǎn)規(guī)模，規(guī)模水平的提高有助于促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。食品工業(yè)3個(gè)子產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步指標(biāo)均較大，技術(shù)進(jìn)步有助于投入改變要素的比例與產(chǎn)品創(chuàng)新，極大地拉動(dòng)了食品工業(yè)生產(chǎn)技術(shù)前沿面;但與發(fā)達(dá)國(guó)家食品工業(yè)深度加工技術(shù)相比，我國(guó)食品工業(yè)加工技術(shù)仍處在初級(jí)階段。

2.2 我國(guó)省際食品加工業(yè)TFP差異分析

不同區(qū)域因農(nóng)業(yè)資源稟賦、經(jīng)濟(jì)發(fā)展態(tài)勢(shì)等差異，對(duì)食品加工業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了一定的影響，省際間食品工業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)差異明顯。由表3可知，我國(guó)農(nóng)副食品加工業(yè)TFP增長(zhǎng)率平均為 0.31%，東部、中部、西部地區(qū)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率分別為4.44%、2.93%、1.90%。由于農(nóng)副食品加工業(yè)較多地依靠豐富的農(nóng)業(yè)資源稟賦，東部地區(qū)的山東、遼寧、江蘇、廣東、河北等省TFP增長(zhǎng)率遠(yuǎn)高于全國(guó)平均水平，而北京、天津、上海、海南等?。ㄊ校㏕FP增長(zhǎng)率低于全國(guó)平均水平;除了河北、遼寧、浙江等少數(shù)省份外，各省份技術(shù)效率變化不大，說(shuō)明東部地區(qū)各投入要素流動(dòng)性較強(qiáng)，資源利用結(jié)構(gòu)較合理;農(nóng)副食品加工業(yè)規(guī)模報(bào)酬呈遞增狀態(tài)，其中福建省、遼寧省等企業(yè)較其他省份而言有較合理的生產(chǎn)規(guī)模;大部分省份技術(shù)進(jìn)步指標(biāo)是TFP增長(zhǎng)的主要推動(dòng)力。由于中部地區(qū)農(nóng)業(yè)資源稟賦較豐裕，大部分省份TFP增長(zhǎng)率均高于全國(guó)平均水平，而江西省、山西省則分別因經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)、農(nóng)業(yè)資源稟賦不足導(dǎo)致其農(nóng)副食品加工業(yè)發(fā)展相對(duì)較慢;各省份的技術(shù)效率變化指標(biāo)較低，而規(guī)模效率變化指標(biāo)及技術(shù)進(jìn)步指標(biāo)相差不大，說(shuō)明中部地區(qū)農(nóng)副食品加工業(yè)發(fā)展水平差異不大。西部地區(qū)除了廣西壯族自治區(qū)、四川省，其他省份因農(nóng)業(yè)資源稟賦較低，其TFP增長(zhǎng)率均低于全國(guó)平均水平0.31%;大部分省份技術(shù)效率沒(méi)有發(fā)生變化，這也使得不少省份規(guī)模變化效率指標(biāo)大于技術(shù)進(jìn)步指標(biāo)，說(shuō)明西部地區(qū)農(nóng)副食品加工業(yè)在現(xiàn)有技術(shù)水平下實(shí)現(xiàn)了較合理的生產(chǎn)規(guī)模，所以要適度加強(qiáng)西部地區(qū)農(nóng)副食品加工業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新與改造。

由表4可知， 各省份食品制造業(yè)的TFP增長(zhǎng)率

為0.09%， 東部、中部、西部地區(qū)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率分別為1.38%、0.71%、0.46%。東部地區(qū)由于食品制造業(yè)與宏觀經(jīng)濟(jì)具有較高的相關(guān)性，除了海南省之外的省份TFP增長(zhǎng)率均高于或等于全國(guó)平均水平;技術(shù)效率變化指標(biāo)較小，其中浙江、河北、上海、江蘇等省份食品制造業(yè)可能因投入要素配置結(jié)構(gòu)的微小失衡阻礙了TFP增長(zhǎng);大部分食品制造業(yè)生產(chǎn)規(guī)模呈規(guī)模遞增階段，而山東省、廣東省食

品制造業(yè)企業(yè)可能因規(guī)模過(guò)小導(dǎo)致其呈規(guī)模遞減階段。中部地區(qū)的安徽、河南、湖北、黑龍江等省TFP高于全國(guó)平均水平，其他省份則低于全國(guó)平均水平;各省份技術(shù)效率和規(guī)模效率的變化不大，但河南省食品制造業(yè)尚未達(dá)到規(guī)模經(jīng)濟(jì)水平，導(dǎo)致其規(guī)模效率指標(biāo)為負(fù)增長(zhǎng)。西部地區(qū)除了內(nèi)蒙古自治區(qū)、四川省，其他省份TFP增長(zhǎng)均低于全國(guó)平均水平;技術(shù)效率變化指標(biāo)為0或?yàn)樨?fù)值，不合理的要素配置阻礙了TFP增長(zhǎng);說(shuō)明西部地區(qū)以勞動(dòng)力、原材料為主的要素投入導(dǎo)致技術(shù)效率難以提升，而先進(jìn)加工設(shè)備及技術(shù)更新滯后使得技術(shù)難以改善，最終影響了TFP的增長(zhǎng)。

由表5可知，各省份飲料制造業(yè)TFP增長(zhǎng)率為0.06%，東部、中部、西部地區(qū)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)分別為0.82%、0.58%、0.51%。在東部、中部地區(qū)除了天津、上海、福建、海南、山西、江西等省份，其他省份TFP增長(zhǎng)率均高于全國(guó)平均水平;技術(shù)效率變化不大，說(shuō)明資源要素利用結(jié)構(gòu)合理，但利用水平不高;除了山東、廣東、河南等省飲料制造業(yè)企業(yè)尚未達(dá)到規(guī)模經(jīng)濟(jì)水平之外，其他省份企業(yè)規(guī)模報(bào)酬呈遞增狀態(tài)，但還須進(jìn)一步提升企業(yè)規(guī)模;技術(shù)進(jìn)步依舊是TFP增長(zhǎng)的主要推動(dòng)力。西部地區(qū)的陜西、甘肅、四川、貴州等省的TFP增長(zhǎng)率高于或等于全國(guó)平均水平;除四川省規(guī)模效率指標(biāo)為負(fù)數(shù)外，其他省份技術(shù)效率變化、規(guī)模效率指標(biāo)及技術(shù)進(jìn)步相差不大。

總體而言，宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及農(nóng)業(yè)資源稟賦的豐裕度影響著食品工業(yè)的發(fā)展。東部地區(qū)宏觀經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展帶動(dòng)了居民食品消費(fèi)的增長(zhǎng)，要素流動(dòng)性也較強(qiáng)，先進(jìn)技術(shù)的推廣與使用也較廣泛，相應(yīng)食品工業(yè)的發(fā)展比其他地區(qū)都好。中部地區(qū)隨著我國(guó)中部地區(qū)崛起以及國(guó)內(nèi)市場(chǎng)一體化，其較豐富的農(nóng)業(yè)資源稟賦優(yōu)勢(shì)也逐漸顯現(xiàn)，其食品工業(yè)發(fā)展也較好。而西部地區(qū)則因相對(duì)落后的經(jīng)濟(jì)及較低的要素配置效率，其食品工業(yè)的發(fā)展還處于相對(duì)落后的地位。

3 結(jié)論與建議

本研究運(yùn)用累加型Luenberger-Hicks-Moorsteen全要素生產(chǎn)率指標(biāo)，創(chuàng)新采用整體性方向性距離函數(shù)測(cè)算并分解了2001—2016年我國(guó)30個(gè)省份的食品工業(yè)全要素生產(chǎn)率，比較各省份的食品工業(yè)全要素生產(chǎn)率。結(jié)果表明：第一，2001—2016年我國(guó)食品工業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)總體水平較低，且食品工業(yè)發(fā)展處于農(nóng)產(chǎn)品加工初級(jí)階段。農(nóng)副食品加工業(yè)、食品制造業(yè)及飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率年均增長(zhǎng)分別為9.27%、2.55%、1.90%。第二，對(duì)LHM全要素生產(chǎn)率指標(biāo)進(jìn)行分解，發(fā)現(xiàn)食品工業(yè)3個(gè)子產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)均主要依靠技術(shù)進(jìn)步拉動(dòng)，農(nóng)副食品加工業(yè)、食品制造業(yè)的規(guī)模變化效率指標(biāo)貢獻(xiàn)度次之，而飲料制造業(yè)規(guī)模變化效率貢

獻(xiàn)度最低。因此，應(yīng)加強(qiáng)食品工業(yè)科技創(chuàng)新，并完善食品工業(yè)空間布局，推進(jìn)食品工業(yè)向最佳生產(chǎn)規(guī)模靠攏，從而實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)資源、投入要素及產(chǎn)品市場(chǎng)的合理配置，最終實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)率分解指標(biāo)協(xié)調(diào)增長(zhǎng)。第三，我國(guó)食品工業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)呈現(xiàn)東部、中部、西部地區(qū)依次降低的格局。東部地區(qū)的河北、遼寧、江蘇、浙江、山東、廣東等省，中部地區(qū)的黑龍江、安徽、河南、湖北等省及西部地區(qū)四川省的食品工業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)較高，這些省份不僅具有良好的農(nóng)業(yè)資源優(yōu)勢(shì)，與食品工業(yè)密切相關(guān)的加工制造技術(shù)也較發(fā)達(dá)，并出臺(tái)了諸如“食品工業(yè)強(qiáng)省”戰(zhàn)略等利于食品工業(yè)發(fā)展的政策措施，極大地推動(dòng)了食品工業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。

因此，要提高我國(guó)食品加工業(yè)全要素生產(chǎn)率水平，在重視技術(shù)進(jìn)步的同時(shí)也要注重規(guī)模效率和技術(shù)效率的變化。首先，加快創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)推進(jìn)技術(shù)進(jìn)步。加快技術(shù)改進(jìn)與引進(jìn)，增加行業(yè)自主創(chuàng)新能力，提高從業(yè)人員整體素質(zhì)，協(xié)同發(fā)揮資本、技術(shù)和知識(shí)等要素的作用，促進(jìn)資源結(jié)構(gòu)合理利用，從而推動(dòng)食品工業(yè)從農(nóng)產(chǎn)品初級(jí)加工向食品深度加工的轉(zhuǎn)型。其次，優(yōu)化發(fā)展環(huán)境提高規(guī)模經(jīng)濟(jì)。優(yōu)化中小食品加工企業(yè)的發(fā)展環(huán)境，促進(jìn)中小食品加工企業(yè)并購(gòu)、兼并或聯(lián)合，加快食品工業(yè)企業(yè)向最佳生產(chǎn)規(guī)模推進(jìn)，著力提升規(guī)模變化效應(yīng)。最后，立足資源稟賦協(xié)調(diào)區(qū)域發(fā)展。立足于我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品的區(qū)域分布，引導(dǎo)食品加工企業(yè)向農(nóng)產(chǎn)品主產(chǎn)區(qū)、優(yōu)勢(shì)區(qū)和物流節(jié)點(diǎn)集聚，推動(dòng)?xùn)|部地區(qū)食品工業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，鼓勵(lì)中西部地區(qū)充分利用當(dāng)?shù)貎?yōu)勢(shì)資源推動(dòng)食品工業(yè)的發(fā)展，注重經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)食品物流營(yíng)銷(xiāo)網(wǎng)絡(luò)建設(shè)，形成合理的產(chǎn)業(yè)空間分工格局。

參考文獻(xiàn)：

[1]劉 濤. 中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變績(jī)效評(píng)估——基于2001—2010年的面板數(shù)據(jù)分析[J]. 華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2013（2）：13-18.

[2]趙 燃，駱 樂(lè)，韓 鵬. 中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)技術(shù)效率、技術(shù)進(jìn)步與生產(chǎn)率增長(zhǎng)[J]. 中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2008（4）：24-32.

[3]姚 升，王光宇. 出口貿(mào)易、FDI與中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)全要素生產(chǎn)率——基于行業(yè)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J]. 技術(shù)經(jīng)濟(jì)與管理研究，2014（10）：17-21.

[4]楊興龍，王 凱. 中國(guó)玉米加工業(yè)生產(chǎn)率增長(zhǎng)、技術(shù)進(jìn)步與效率變化——以4個(gè)玉米主產(chǎn)省為例[J]. 中國(guó)農(nóng)村觀察，2008（4）：53-61，81.

[5]李 鵬，曾 光. 我國(guó)農(nóng)副食品加工業(yè)全要素生產(chǎn)率研究——基于17個(gè)細(xì)分行業(yè)數(shù)據(jù)[J]. 中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)，2012，17（4）：179-184.

[6]ODonnell C J.An aggregate quantity framework for measuring and decomposing productivity change[J].Journal of Productivity Analysis，2012（38）：255-272.

[7]Peyrache A. Hicks-moorsteen versus malmquist：a connection by means of a radial productivity index[J]. Journal of Productivity Analysis，2014，41（3）：435-442.

[8]Kerstens K，Shen Z，Woestyne I V D. Comparing luenberger and luenberger-hicks-moorsteen productivity indicators：how well is total factor productivity approximated？[J]. International Journal of Production Economics，2018，195（1）：311-318.

[9]Shen Z，Valdmanis V.Identifying the contribution to hospital performance among Chinese regions by an aggregate directional distance function[J]. Health Care Management Science，2020，23（1）：142-152.

[10]Hackman S T.Production economics：integrating the microeconomic and engineering perspectives[M]. Berlin：Springer Science & Business Media，2007.

[11]Chambers R G，Chung Y，F(xiàn)re R.Benefit and distance functions[J]. Journal of Economic Theory，1996，70（2）：407-419.

[12]Boussemart J P，Leleu H，Shen Z.Environmental growth convergence among Chinese regions[J]. China Economic Review，2015，34（7）：1-18.

[13]Diewert W E，F(xiàn)ox K J.Reference technology sets，free disposal hulls and productivity decompositions[J]. Economics Letters，2014，122（2）：238-242.

[14]Diewert W E，F(xiàn)ox K J.Decomposing productivity indexes into explanatory factors[J]. European Journal of Operational Research，2017，256（1）：275-291.

[15]Ang F，Kerstens P J.Decomposing the luenberger-hicks-moorsteen total factor productivity indicator：an application to US agriculture[J]. European Journal of Operational Research，2017，260（1）：359-375.

[16]朱鐘棣，李小平. 中國(guó)工業(yè)行業(yè)資本形成、全要素生產(chǎn)率變動(dòng)及其趨異化：基于分行業(yè)面板數(shù)據(jù)的研究[J]. 世界經(jīng)濟(jì)，2005（9）：51-62.閆 靜，李林峰. 典型驅(qū)動(dòng)模式下就地城鎮(zhèn)化的開(kāi)發(fā)路徑——基于海南全域旅游開(kāi)發(fā)視角[J]. 江蘇農(nóng)業(yè)科學(xué)，2020，48（11）：320-326.