1概念界定與研究思路
1.1概念界定
生產配置效率被定義為生產配置有效狀態的投入或產出與實際投入或產出之比，用於反映長期均衡中的實際生產與充分考慮經營管理與技術約束的最佳生產狀態之間的差異，說明生產資源真正得到有效利用的程度，計算公式為：最優投入/實際投入或實際產出/最優產出。該定義中生產配置有效狀態可以用Koopmans定義的生產前沿面[11]來表示，如果在不減少其他產出（或增加其他投入）的情況下，生產技術上不可能增加任何產出（或減少任何投入），則該投入產出向量是技術有效的，技術有效的所有投入產出向量集合構成生產前沿面。農業機械生產配置效率是度量在一定市場環境和生產條件下，固定數量的農業機械投入實現農業生產達到最大產出的程度，或者在固定產出條件下所能實現最小農業機械投入的程度。根據Kopp的生產前沿面理論[12]，假設生產單位i利用要素X與農業機械Ｍ生產了農產品Y，生產可能性集合滿足T(Y,X,M)≥0，生產函數的一般表達式為Y=f(X,M)。在給定產出和其他投入水平的情況下，農業機械生產配置效率等於一定生產條件約束下可行的最小農業機械使用量與實際使用量之比，即ME=Min{μ:f(X,μM)≥Y}=M′/M（1）式中，ME為農業機械生產配置效率，μ表示技術充分有效、不存在任何效率損失情形下的最低的農業機械投入量與實際投入量的比，M（kW）為實際農業機械使用量，M′（kW）為技術上可行的最小農業機械使用量，ME∈[0,1]，當ME=1時，M=M′表示農業機械實現了有效利用；當0＜ME＜1時，則意味著農業機械沒有達到充分有效利用狀態。
1.2研究思路
Farrell提出了利用線性規劃方法構造生產前沿面的理論模型[13]，之後，眾多學者對Farrell提出生產前沿面的分析方法進行驗證、改進和發展，確立了確定性生產前沿面的分析方法和隨機生產前沿面的分析方法（即隨機前沿分析法）。確定性生產前沿面分析方法假定所有的生產單元共用一個固定的前沿面，即存在一個確定的邊界生產函數；同時把生產過程的所有可能影響因素，包括不可控因素和可控因素，不加區分全部歸入一個單側的誤差項中，作為生產非效率的反映，造成所估計的有效生產前沿面與真實的最大可能生產邊界存在很大偏差[14]。隨機前沿法的優勢在於：它估計的生產前沿面是隨機的，各生產單元不需共用一個前沿面；對誤差項進行區分，能更準確地反映生產有效狀態；可以對結果進行假設檢驗。本文採用隨機前沿分析方法測算中國農業機械生產配置效率，其度量的基本思路如圖1所示：曲線Y0為等產量線，M代表農業機械投入，X代表除農業機械以外的其他農業生產要素投入。假設第i個省區在時間t利用農業機械Ma和除農業機械以外的其他農業生產要素投入Xa的實際產出水平為Y0，而該投入組合最大的產出水平位於A點，這表明該省區在時間t的農業生產不是技術上的完全有效率；如果A點處於Y0上，該省區在時間t的農業生產技術效率是完全有效率的。對於農業機械生產配置效率的測定是以其他投入不變和產出不變時可達到的農業機械最小使用量與實際使用量之比來定義的，因此，此時該省區的農業機械生產配置效率：MEit=Mb/Ma。同理，假定農業機械投入和產出不變，其他投入的效率應為：Ｘb/Ｘa。從圖1也可以看出，如果要改進該省區農業各生產要素的效率，達到技術效率充分有效的目標，即圖1中的C點，農業機械和其他投入要素的節約量分別為：(Ma-MC)和(Xa-XC)。
2模型選擇與數據選擇
2.1模型選擇
根據BatteseandCoelli的效率損失影響模型[15]，假定Yit（元）作為省區i在時間t的農業產出，該模型可用隨機前沿生產函數描述為()(),,eititVUitititYfXMβ=（2）式中，Xit代表省區i在時間t除農業機械之外的其他生產要素投入，Mit（kW）代表省區i在時間t的農業機械投入，β為待估參數；誤差項為復合結構，第一部分Vit表示觀測誤差和其他不可控隨機因素的影響（即為隨機擾動項），服從N(0,σ2)分布且為獨立一致分布；第二部分Uit反映生產技術效率損失即實際產出與生產前沿面的距離，即技術非效率影響，服從N+(0,σ2)分布，且Vit與Uit相互獨立。從式（2）可以看出，技術上有效的產出水平itY′（元）可以通過設定Uit=0而得到。那麼，該省區在時間t的農業生產技術效率估計公式為//(,,)eeititVUiitttitititTEYYYfXMβ=′==（3）公式（3）中的參數用最大似然估計法進行估計，為了反映兩項誤差之間的關係及進行參數估計的方便，BatteseandCoelli設定了22uγ=σσ，其中222vuσ=σ+σ，γ的值在0和1之間，如果γ接近於1，說明生產函數的誤差主要是由於生產技術的非效率引起的，採用隨機前沿分析方法是有必要；如果γ接近於0，說明實際產出與最大產出之間的誤差來自於其他方面，此時可直接使用最小二乘法，參數估計無需使用隨機前沿分析方法。為了得到Kopp[12]定義的農業機械生產配置效率估計結果，需要指定隨機前沿生產函數的形式，柯布-道格拉斯函數和超越對數函數是隨機前沿分析最常採用的2種函數形式，本研究採用柯布-道格拉斯函數。此時，式（2）可表示為00lnlnlnNitjjitmitititjYββXβMVU==+∑++（4）在式（4）中，β0為常數項，βj和βm為待估參數，分別為選定的其他投入要素和農業機械投入的產出彈性。設定Uit=0，可以得到技術上有效的產出itY′（元）。與此同時，用生產一定產出的最小可行農業機械使用量itM′（kW）代替實際農業機械使用量Mit（kW），可以得到農業機械使用有效的產出MitY′（元），其表達式為00lnlnlnNMitjjitmititjYββXβMV=′=+∑+′+（5）假定式（4）和式（5）相等，可得
2.2數據來源與選擇
本文數據主要採用1991－2009年中國大陸31個省、直轄市和自治區的農業投入和產出數據，在實際測算過程中，把重慶市併入到四川省進行計算。所有的數據均來自歷年的《中國統計年鑑》、《中國農村統計年鑑》。以往關於中國農業生產技術效率測算的文獻很多（杜文傑[16]、周端明[17]等），儘管這些實證研究採用的分析方法不同，但土地、勞動力、化肥、農業機械是生產函數的普遍投入變量，鑒於數據可獲得性和參考相關文獻，在產出方面，選擇各省份的農業總產值（Y/億元）作為農業產出，並運用農業總產值平減指數將其折算成1990年的可比價；在投入方面，主要設定土地、勞動力、化肥、農業機械總動力4個投入變量。1）土地投入（X1/khm2）：以農作物總播種面積而不是可耕地面積計算，因為耕地存在複種指數的差別，同時還存在拋荒和半拋荒等現象，因此，可耕地面積不是反映農業土地投入的一個好指標。2）勞動力投入（X2/萬人）：選擇第一產業就業人數來計算。3）化肥投入（X3/萬t）：指本年內實際用於農業生產的化肥數量，包括氮肥、磷肥、鉀肥和復合肥，按照折純量來計算。4）農業機械總動力投入（M/萬kW）：主要用於農、林、牧、漁業的各種動力機械的動力總和，包括耕作機械、排灌機械、收穫機械、農用運輸機械、植物保護機械、牧業機械、林業機械、漁業機械和其他農業機械。
3實證結果
本文採用分析軟體Frontier4.1對隨機前沿生產函數和農業生產技術效率進行估計。由表2可知，γ=0.8943且通過了顯著水平為5%的檢驗，表明技術非效率在各省區的農業生產過程中是顯著存在的，同時印證了本文採用的隨機前沿分析方法的合理性；其模型總體擬合程度良好，大多數估計參數都在1%或5%的水平下顯著，在所有投入要素中，只有勞動力對產出產生負影響，且在任何水平下都不顯著，原因可能是由於該變量包含了農村地區的非農勞動力，過分誇大了農業勞動力的數量，同時，農業作為勞動密集型產業，勞動力的過多密集產生了「富集效應」，已經進入到邊際報酬遞減階段，勞動投入的繼續增加不能提高農業產出。根據前面的測算原理和選取的變量，計算了1991－2009年中國農業機械的生產配置效率。對於測算結果，本文主要基於農業機械生產配置效率的趨勢和基於東北、華北、華東、中南、西南、西北劃分的區域性2個方面進行分析。
3.1趨勢分析
1991－2009年間中國農業機械生產配置效率的變化趨勢。整體上呈現出波動之中上升的趨勢。具體而言，大致分為3個階段：第一階段，1991－1995年，為逐年上升時期，這一時期，農業機械生產配置效率由1991年的50.08%上升至1995年的71.24%。原因有二：一是到20世紀80年代末90年代初農業機械特別是大中型農用拖拉機及其配套機具老化，大部分是六七十年代購置的，已經超過了使用期限。1990年的84.7萬台大中型拖拉機中使用年限超過15a的達20萬台，之後幾年進行有計劃的農業機械更新改造[18]。先進適用的新型農機具替代老舊農機具後，各種使用問題逐漸減少，新機具的使用率提高，促使這一階段的農業機械生產配置效率逐漸上升；二是20世紀90年代前半期中國農產品供不應求，為了保證糧食價格供應，中央政府採取提高政府合同定購糧的收購價格和允許地方政府根據實際情況對定購糧的收購價格給予補貼[17]，這些政策措施大大提高了農民種糧的積極性，而這時農村勞動力情況也發生了改變，青壯年勞力進城打工逐漸增多，種田活勞動價格上升，農業機械化成為農民的迫切需求[18]，農業機械的購買和使用慾望增強，各類農機具的利用率不斷提高，由此帶來農業機械生產配置效率的提高。第二階段，1995－2002年，為逐年下降時期，降至2002年的62.03%。1995年成為農業機械生產配置效率上升和下降的轉折點的原因有以下方面：一是1995年中國農業機械化進入以市場為導向的發展階段，國家取消了在計劃經濟體制下出台的全部農業機械化優惠政策，這些優惠政策包括通過價格管制保證農機產品以較低的價格供應農業、鼓勵使用農業機械的優惠政策；每年安排數百噸平價柴油供應農村，以降低農民使用農業機械的成本等，這些政策的取消，使得農民購買農業機械和使用農業機械的成本提高，部分農戶使用農業機械的積極性降低，導致農業機械配置效率降低。二是1994下半年開始的農機化熱潮，各級政府根據工業化社會糧食消費上升、土地資源減少的嚴重形勢，加大了對農業的投入，農業機械化被各級政府列入議事日程，1995－1999年農業機械總動力的平均增長率為7.73%，而1991－1994年、2000－2009年農業機械總動力平均增長速度分別為4.18%和5.97%。一方面是農業機械數量的快速增長，另一方面是農業機械使用成本的增加，導致部分農業機械出現閒置，由此帶來農業機械生產配置效率的降低[18]。還有一個可能的原因是中國農業由於90年代前半期的糧食豐收導致了90年代後半期「賣糧難」及農業結構性矛盾致使農民增產不增收問題嚴重，影響了農民生產積極性，農業機械的利用率和使用效果大打折扣，導致生產配置效率下降。第三個階段，2002－2009年農業機械生產配置效率為逐年上升時期，升至2009年的69.78%。原因有以下方面，一是因為農業機械跨區作業實現了農業機械的共同利用。2000年聯合收割機跨區機收作業進入全面發展推進階段，2002年農業機械跨區作業模式在全國推廣[20]，2002年全國小麥跨區機收面積達到10423khm2，比2001年增加了95.66%，之後每年（2003年除外）的跨區作業都超過10000khm2，2004年，全國跨區機收水稻的聯合收割機突破5萬台，跨區機收面積為3046.7khm2，跨區作業的實施，有力的促進了農業機械利用率，閒置問題逐漸減少，農業機械生產配置效率得以提升。二是因為農機裝備結構的優化。2001年、2002年中央財政設立了農業機械裝備結構調整補助經費（2003年更名為「新型農機具購置補貼項目」），2000年大型拖拉機與其配套農具比、小型拖拉機與其配套農具比分別為1∶1.44和1∶1.41，而2003年這2項比分別達到了1∶1.73和1∶1.54，農機結構更加合理，動力機械得到更有效的利用，農業生產各環節機械化水平均有提升，促進了農業機械的配置效率提升。三是有關優惠政策和法律的出台。「十五」期間，國家實行了農業機械購置補貼政策，出台了跨區作業的聯合收割機和運送聯合收割機的車輛免收道路通行費等支持農機社會化服務的優惠政策。2004年頒布實施了《農業機械化促進法》，明確提出，國家鼓勵和支持農民合作使用農業機械，提高農業機械利用率，鼓勵跨行政區域開展農業機械作業服務，對農業機械的農業生產作業用燃油安排補貼，這些政策措施的實施，為農業機械化推廣使用、扶持措施、科研開發、質量保障和社會化服務提供了法律保障，農業機械化依法管理水平、服務水平提高，進一步促進了農業機械配置效率提高。另外，隨著農村產業結構調整和農村勞動力向二、三產業轉移步伐加快，一些地方出現了有效勞動力供給不足，爭勞力，搶農時的矛盾比較突出，同時隨著農業產業化經營、標準化生產、規模化作業和社會化服務水平的提高，進一步拉動農業和農村社會對農業機械的需求和使用積極性[18,19]，農業機械承擔農業勞動量越來越大，利用率大幅提高，使得配置效率逐年上升。
3.2區域性分析
1991－2009年中國各省、直轄市、自治區和按華北、東北、華東、中南、西南和西北劃分的區域農業機械生產配置效率的計算結果。1991－2009年間，中國農業機械的平均生產配置效率為64.65%，這表明，較低水平的生產配置效率狀況使得中國農業機械沒有充分地挖掘出現有的潛力，因此，提高農業機械生產配置效率以促進農業增長還有較大的餘地。從各區域來看，東北地區最高，華東地區次之，這2個地區的農業機械生產配置效率都超過70%；西北地區最低，僅為50.16%；西南地區、華北地區和中南地區的農業機械生產配置效率位於60%~70%之間。從時間階段來看，把1991－2009年分為3個階段：1991－1995年、1995－2002年和2002－2009年，東北地區的農業機械生產配置效率在前兩個階段都處於首位，西南地區緊隨其後，但第三階段華東地區超越了西南地區和東北地區，占據了首位；中南地區和華北地區的農業機械生產配置效率在第一階段處於分別第四、第五的位置，但是到了第二階段和第三階段，華北地區超越了中南地區；西北地區的農業機械生產配置效率在各個階段都處於最後的位置。從1991－2009年各省、直轄市和自治區之間農業機械生產配置效率的差異很大，最高的5個省份依次是：浙江、四川、廣東、上海、黑龍江，位於75%～80%之間；而最低的省份為寧夏，僅為21.77%，其他較低的省份依次是：陝西、山西、海南、廣西，位於43%～55%之間。從變動趨勢來看，1991－1995年、1995－2002年和2002－2009年3個時期的農業機械生產配置效率在全國呈現持續上升的演進軌跡。從各區域來看，東北地區、華東地區和西北地區農業機械生產配置效率與全國的變動趨勢一致，而華北地區、中南地區和西南地區則呈現先升後降的倒「U」型。從各個省、直轄市和自治區的單獨演進看，三階段持續降低的有：天津、廣西、海南、西藏4個省區；先升後降呈倒「U」型的有：內蒙古、吉林、河南、廣東、陝西、甘肅、新疆6個省區；寧夏則表現出先降後升的「U」型趨勢：其餘省份皆表現為三階段持續上升的變動趨勢。由此可見，中國農業機械生產配置效率的演進規律在各區域、各省、直轄市和自治區之間呈現多元化。
4結論
本文參照生產配置效率的概念框架，採用隨機前沿分析方法測算了1991－2009年中國大陸31個省（市、區）的農業機械生產配置效率，分析了其變化趨勢和空間分布特徵。主要研究結論如下：從1991－2009年的19年間，中國農業機械生產配置效率呈現出波動之中上升的趨勢，平均為64.65%，表明較低水平的生產配置效率狀況使得中國農業機械沒有充分地挖掘出現有的潛力，因此，提高農業機械生產配置效率以促進農業增長還有較大的餘地。從1991－2009年農業機械生產配置效率的平均值來看，東北地區最高，華東地區次之，西北地區最低，西南地區、華北地區和中南地區位於中間。1991－2009年間中國農業機械生產配置效率的演進規律在各區域之間呈現多元化。
1.1概念界定
生產配置效率被定義為生產配置有效狀態的投入或產出與實際投入或產出之比，用於反映長期均衡中的實際生產與充分考慮經營管理與技術約束的最佳生產狀態之間的差異，說明生產資源真正得到有效利用的程度，計算公式為：最優投入/實際投入或實際產出/最優產出。該定義中生產配置有效狀態可以用Koopmans定義的生產前沿面[11]來表示，如果在不減少其他產出（或增加其他投入）的情況下，生產技術上不可能增加任何產出（或減少任何投入），則該投入產出向量是技術有效的，技術有效的所有投入產出向量集合構成生產前沿面。農業機械生產配置效率是度量在一定市場環境和生產條件下，固定數量的農業機械投入實現農業生產達到最大產出的程度，或者在固定產出條件下所能實現最小農業機械投入的程度。根據Kopp的生產前沿面理論[12]，假設生產單位i利用要素X與農業機械Ｍ生產了農產品Y，生產可能性集合滿足T(Y,X,M)≥0，生產函數的一般表達式為Y=f(X,M)。在給定產出和其他投入水平的情況下，農業機械生產配置效率等於一定生產條件約束下可行的最小農業機械使用量與實際使用量之比，即ME=Min{μ:f(X,μM)≥Y}=M′/M（1）式中，ME為農業機械生產配置效率，μ表示技術充分有效、不存在任何效率損失情形下的最低的農業機械投入量與實際投入量的比，M（kW）為實際農業機械使用量，M′（kW）為技術上可行的最小農業機械使用量，ME∈[0,1]，當ME=1時，M=M′表示農業機械實現了有效利用；當0＜ME＜1時，則意味著農業機械沒有達到充分有效利用狀態。
1.2研究思路
Farrell提出了利用線性規劃方法構造生產前沿面的理論模型[13]，之後，眾多學者對Farrell提出生產前沿面的分析方法進行驗證、改進和發展，確立了確定性生產前沿面的分析方法和隨機生產前沿面的分析方法（即隨機前沿分析法）。確定性生產前沿面分析方法假定所有的生產單元共用一個固定的前沿面，即存在一個確定的邊界生產函數；同時把生產過程的所有可能影響因素，包括不可控因素和可控因素，不加區分全部歸入一個單側的誤差項中，作為生產非效率的反映，造成所估計的有效生產前沿面與真實的最大可能生產邊界存在很大偏差[14]。隨機前沿法的優勢在於：它估計的生產前沿面是隨機的，各生產單元不需共用一個前沿面；對誤差項進行區分，能更準確地反映生產有效狀態；可以對結果進行假設檢驗。本文採用隨機前沿分析方法測算中國農業機械生產配置效率，其度量的基本思路如圖1所示：曲線Y0為等產量線，M代表農業機械投入，X代表除農業機械以外的其他農業生產要素投入。假設第i個省區在時間t利用農業機械Ma和除農業機械以外的其他農業生產要素投入Xa的實際產出水平為Y0，而該投入組合最大的產出水平位於A點，這表明該省區在時間t的農業生產不是技術上的完全有效率；如果A點處於Y0上，該省區在時間t的農業生產技術效率是完全有效率的。對於農業機械生產配置效率的測定是以其他投入不變和產出不變時可達到的農業機械最小使用量與實際使用量之比來定義的，因此，此時該省區的農業機械生產配置效率：MEit=Mb/Ma。同理，假定農業機械投入和產出不變，其他投入的效率應為：Ｘb/Ｘa。從圖1也可以看出，如果要改進該省區農業各生產要素的效率，達到技術效率充分有效的目標，即圖1中的C點，農業機械和其他投入要素的節約量分別為：(Ma-MC)和(Xa-XC)。
2模型選擇與數據選擇
2.1模型選擇
根據BatteseandCoelli的效率損失影響模型[15]，假定Yit（元）作為省區i在時間t的農業產出，該模型可用隨機前沿生產函數描述為()(),,eititVUitititYfXMβ=（2）式中，Xit代表省區i在時間t除農業機械之外的其他生產要素投入，Mit（kW）代表省區i在時間t的農業機械投入，β為待估參數；誤差項為復合結構，第一部分Vit表示觀測誤差和其他不可控隨機因素的影響（即為隨機擾動項），服從N(0,σ2)分布且為獨立一致分布；第二部分Uit反映生產技術效率損失即實際產出與生產前沿面的距離，即技術非效率影響，服從N+(0,σ2)分布，且Vit與Uit相互獨立。從式（2）可以看出，技術上有效的產出水平itY′（元）可以通過設定Uit=0而得到。那麼，該省區在時間t的農業生產技術效率估計公式為//(,,)eeititVUiitttitititTEYYYfXMβ=′==（3）公式（3）中的參數用最大似然估計法進行估計，為了反映兩項誤差之間的關係及進行參數估計的方便，BatteseandCoelli設定了22uγ=σσ，其中222vuσ=σ+σ，γ的值在0和1之間，如果γ接近於1，說明生產函數的誤差主要是由於生產技術的非效率引起的，採用隨機前沿分析方法是有必要；如果γ接近於0，說明實際產出與最大產出之間的誤差來自於其他方面，此時可直接使用最小二乘法，參數估計無需使用隨機前沿分析方法。為了得到Kopp[12]定義的農業機械生產配置效率估計結果，需要指定隨機前沿生產函數的形式，柯布-道格拉斯函數和超越對數函數是隨機前沿分析最常採用的2種函數形式，本研究採用柯布-道格拉斯函數。此時，式（2）可表示為00lnlnlnNitjjitmitititjYββXβMVU==+∑++（4）在式（4）中，β0為常數項，βj和βm為待估參數，分別為選定的其他投入要素和農業機械投入的產出彈性。設定Uit=0，可以得到技術上有效的產出itY′（元）。與此同時，用生產一定產出的最小可行農業機械使用量itM′（kW）代替實際農業機械使用量Mit（kW），可以得到農業機械使用有效的產出MitY′（元），其表達式為00lnlnlnNMitjjitmititjYββXβMV=′=+∑+′+（5）假定式（4）和式（5）相等，可得
2.2數據來源與選擇
本文數據主要採用1991－2009年中國大陸31個省、直轄市和自治區的農業投入和產出數據，在實際測算過程中，把重慶市併入到四川省進行計算。所有的數據均來自歷年的《中國統計年鑑》、《中國農村統計年鑑》。以往關於中國農業生產技術效率測算的文獻很多（杜文傑[16]、周端明[17]等），儘管這些實證研究採用的分析方法不同，但土地、勞動力、化肥、農業機械是生產函數的普遍投入變量，鑒於數據可獲得性和參考相關文獻，在產出方面，選擇各省份的農業總產值（Y/億元）作為農業產出，並運用農業總產值平減指數將其折算成1990年的可比價；在投入方面，主要設定土地、勞動力、化肥、農業機械總動力4個投入變量。1）土地投入（X1/khm2）：以農作物總播種面積而不是可耕地面積計算，因為耕地存在複種指數的差別，同時還存在拋荒和半拋荒等現象，因此，可耕地面積不是反映農業土地投入的一個好指標。2）勞動力投入（X2/萬人）：選擇第一產業就業人數來計算。3）化肥投入（X3/萬t）：指本年內實際用於農業生產的化肥數量，包括氮肥、磷肥、鉀肥和復合肥，按照折純量來計算。4）農業機械總動力投入（M/萬kW）：主要用於農、林、牧、漁業的各種動力機械的動力總和，包括耕作機械、排灌機械、收穫機械、農用運輸機械、植物保護機械、牧業機械、林業機械、漁業機械和其他農業機械。
3實證結果
本文採用分析軟體Frontier4.1對隨機前沿生產函數和農業生產技術效率進行估計。由表2可知，γ=0.8943且通過了顯著水平為5%的檢驗，表明技術非效率在各省區的農業生產過程中是顯著存在的，同時印證了本文採用的隨機前沿分析方法的合理性；其模型總體擬合程度良好，大多數估計參數都在1%或5%的水平下顯著，在所有投入要素中，只有勞動力對產出產生負影響，且在任何水平下都不顯著，原因可能是由於該變量包含了農村地區的非農勞動力，過分誇大了農業勞動力的數量，同時，農業作為勞動密集型產業，勞動力的過多密集產生了「富集效應」，已經進入到邊際報酬遞減階段，勞動投入的繼續增加不能提高農業產出。根據前面的測算原理和選取的變量，計算了1991－2009年中國農業機械的生產配置效率。對於測算結果，本文主要基於農業機械生產配置效率的趨勢和基於東北、華北、華東、中南、西南、西北劃分的區域性2個方面進行分析。
3.1趨勢分析
1991－2009年間中國農業機械生產配置效率的變化趨勢。整體上呈現出波動之中上升的趨勢。具體而言，大致分為3個階段：第一階段，1991－1995年，為逐年上升時期，這一時期，農業機械生產配置效率由1991年的50.08%上升至1995年的71.24%。原因有二：一是到20世紀80年代末90年代初農業機械特別是大中型農用拖拉機及其配套機具老化，大部分是六七十年代購置的，已經超過了使用期限。1990年的84.7萬台大中型拖拉機中使用年限超過15a的達20萬台，之後幾年進行有計劃的農業機械更新改造[18]。先進適用的新型農機具替代老舊農機具後，各種使用問題逐漸減少，新機具的使用率提高，促使這一階段的農業機械生產配置效率逐漸上升；二是20世紀90年代前半期中國農產品供不應求，為了保證糧食價格供應，中央政府採取提高政府合同定購糧的收購價格和允許地方政府根據實際情況對定購糧的收購價格給予補貼[17]，這些政策措施大大提高了農民種糧的積極性，而這時農村勞動力情況也發生了改變，青壯年勞力進城打工逐漸增多，種田活勞動價格上升，農業機械化成為農民的迫切需求[18]，農業機械的購買和使用慾望增強，各類農機具的利用率不斷提高，由此帶來農業機械生產配置效率的提高。第二階段，1995－2002年，為逐年下降時期，降至2002年的62.03%。1995年成為農業機械生產配置效率上升和下降的轉折點的原因有以下方面：一是1995年中國農業機械化進入以市場為導向的發展階段，國家取消了在計劃經濟體制下出台的全部農業機械化優惠政策，這些優惠政策包括通過價格管制保證農機產品以較低的價格供應農業、鼓勵使用農業機械的優惠政策；每年安排數百噸平價柴油供應農村，以降低農民使用農業機械的成本等，這些政策的取消，使得農民購買農業機械和使用農業機械的成本提高，部分農戶使用農業機械的積極性降低，導致農業機械配置效率降低。二是1994下半年開始的農機化熱潮，各級政府根據工業化社會糧食消費上升、土地資源減少的嚴重形勢，加大了對農業的投入，農業機械化被各級政府列入議事日程，1995－1999年農業機械總動力的平均增長率為7.73%，而1991－1994年、2000－2009年農業機械總動力平均增長速度分別為4.18%和5.97%。一方面是農業機械數量的快速增長，另一方面是農業機械使用成本的增加，導致部分農業機械出現閒置，由此帶來農業機械生產配置效率的降低[18]。還有一個可能的原因是中國農業由於90年代前半期的糧食豐收導致了90年代後半期「賣糧難」及農業結構性矛盾致使農民增產不增收問題嚴重，影響了農民生產積極性，農業機械的利用率和使用效果大打折扣，導致生產配置效率下降。第三個階段，2002－2009年農業機械生產配置效率為逐年上升時期，升至2009年的69.78%。原因有以下方面，一是因為農業機械跨區作業實現了農業機械的共同利用。2000年聯合收割機跨區機收作業進入全面發展推進階段，2002年農業機械跨區作業模式在全國推廣[20]，2002年全國小麥跨區機收面積達到10423khm2，比2001年增加了95.66%，之後每年（2003年除外）的跨區作業都超過10000khm2，2004年，全國跨區機收水稻的聯合收割機突破5萬台，跨區機收面積為3046.7khm2，跨區作業的實施，有力的促進了農業機械利用率，閒置問題逐漸減少，農業機械生產配置效率得以提升。二是因為農機裝備結構的優化。2001年、2002年中央財政設立了農業機械裝備結構調整補助經費（2003年更名為「新型農機具購置補貼項目」），2000年大型拖拉機與其配套農具比、小型拖拉機與其配套農具比分別為1∶1.44和1∶1.41，而2003年這2項比分別達到了1∶1.73和1∶1.54，農機結構更加合理，動力機械得到更有效的利用，農業生產各環節機械化水平均有提升，促進了農業機械的配置效率提升。三是有關優惠政策和法律的出台。「十五」期間，國家實行了農業機械購置補貼政策，出台了跨區作業的聯合收割機和運送聯合收割機的車輛免收道路通行費等支持農機社會化服務的優惠政策。2004年頒布實施了《農業機械化促進法》，明確提出，國家鼓勵和支持農民合作使用農業機械，提高農業機械利用率，鼓勵跨行政區域開展農業機械作業服務，對農業機械的農業生產作業用燃油安排補貼，這些政策措施的實施，為農業機械化推廣使用、扶持措施、科研開發、質量保障和社會化服務提供了法律保障，農業機械化依法管理水平、服務水平提高，進一步促進了農業機械配置效率提高。另外，隨著農村產業結構調整和農村勞動力向二、三產業轉移步伐加快，一些地方出現了有效勞動力供給不足，爭勞力，搶農時的矛盾比較突出，同時隨著農業產業化經營、標準化生產、規模化作業和社會化服務水平的提高，進一步拉動農業和農村社會對農業機械的需求和使用積極性[18,19]，農業機械承擔農業勞動量越來越大，利用率大幅提高，使得配置效率逐年上升。
3.2區域性分析
1991－2009年中國各省、直轄市、自治區和按華北、東北、華東、中南、西南和西北劃分的區域農業機械生產配置效率的計算結果。1991－2009年間，中國農業機械的平均生產配置效率為64.65%，這表明，較低水平的生產配置效率狀況使得中國農業機械沒有充分地挖掘出現有的潛力，因此，提高農業機械生產配置效率以促進農業增長還有較大的餘地。從各區域來看，東北地區最高，華東地區次之，這2個地區的農業機械生產配置效率都超過70%；西北地區最低，僅為50.16%；西南地區、華北地區和中南地區的農業機械生產配置效率位於60%~70%之間。從時間階段來看，把1991－2009年分為3個階段：1991－1995年、1995－2002年和2002－2009年，東北地區的農業機械生產配置效率在前兩個階段都處於首位，西南地區緊隨其後，但第三階段華東地區超越了西南地區和東北地區，占據了首位；中南地區和華北地區的農業機械生產配置效率在第一階段處於分別第四、第五的位置，但是到了第二階段和第三階段，華北地區超越了中南地區；西北地區的農業機械生產配置效率在各個階段都處於最後的位置。從1991－2009年各省、直轄市和自治區之間農業機械生產配置效率的差異很大，最高的5個省份依次是：浙江、四川、廣東、上海、黑龍江，位於75%～80%之間；而最低的省份為寧夏，僅為21.77%，其他較低的省份依次是：陝西、山西、海南、廣西，位於43%～55%之間。從變動趨勢來看，1991－1995年、1995－2002年和2002－2009年3個時期的農業機械生產配置效率在全國呈現持續上升的演進軌跡。從各區域來看，東北地區、華東地區和西北地區農業機械生產配置效率與全國的變動趨勢一致，而華北地區、中南地區和西南地區則呈現先升後降的倒「U」型。從各個省、直轄市和自治區的單獨演進看，三階段持續降低的有：天津、廣西、海南、西藏4個省區；先升後降呈倒「U」型的有：內蒙古、吉林、河南、廣東、陝西、甘肅、新疆6個省區；寧夏則表現出先降後升的「U」型趨勢：其餘省份皆表現為三階段持續上升的變動趨勢。由此可見，中國農業機械生產配置效率的演進規律在各區域、各省、直轄市和自治區之間呈現多元化。
4結論
本文參照生產配置效率的概念框架，採用隨機前沿分析方法測算了1991－2009年中國大陸31個省（市、區）的農業機械生產配置效率，分析了其變化趨勢和空間分布特徵。主要研究結論如下：從1991－2009年的19年間，中國農業機械生產配置效率呈現出波動之中上升的趨勢，平均為64.65%，表明較低水平的生產配置效率狀況使得中國農業機械沒有充分地挖掘出現有的潛力，因此，提高農業機械生產配置效率以促進農業增長還有較大的餘地。從1991－2009年農業機械生產配置效率的平均值來看，東北地區最高，華東地區次之，西北地區最低，西南地區、華北地區和中南地區位於中間。1991－2009年間中國農業機械生產配置效率的演進規律在各區域之間呈現多元化。
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