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摘要：本文基于2004-2013年中國29個省份的面板數(shù)據(jù)，分別使用SML指數(shù)、空間自相關(guān)和空間β收斂分析方法對環(huán)境約束下規(guī)模生豬養(yǎng)殖全要素生產(chǎn)率的時空分異趨勢及收斂性進行分析。研究發(fā)現(xiàn)：中國規(guī)模生豬養(yǎng)殖全要素生產(chǎn)率主要受到技術(shù)進步的拉動在考察期內(nèi)以年均5.29%的速度增長，技術(shù)效率在波動中無明顯改善；隨著技術(shù)進步度過快速空間外溢時期，地區(qū)間規(guī)模生豬養(yǎng)殖全要素生產(chǎn)率增長的正向空間溢出作用經(jīng)歷了先增后降的變化趨勢；HH類型地區(qū)以中南區(qū)為基礎(chǔ)逐漸向西北方向的重慶和陜西擴張，LL類型地區(qū)在北方以及華東區(qū)的連片分布范特征逐漸增強，HL類型和LH類型地區(qū)的連片特征趨于減弱；中國規(guī)模生豬養(yǎng)殖全要素生產(chǎn)率增長存在顯著的絕對β收斂和條件β收斂特征，經(jīng)濟發(fā)展水平、畜禽養(yǎng)殖業(yè)發(fā)展水平和農(nóng)村人力資本水平是影響收斂性的主要因素。

關(guān)鍵詞：環(huán)境約束；規(guī)模生豬養(yǎng)殖；全要素生產(chǎn)率；時空分異；收斂性

1978-2013年期間中國畜禽養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值比重由14.98%上升至29.32%，在經(jīng)濟發(fā)展水平提升和居民食物消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的推動下，我國畜禽養(yǎng)殖業(yè)持續(xù)蓬勃發(fā)展[1]。生豬養(yǎng)殖是我國畜禽養(yǎng)殖業(yè)的支柱產(chǎn)業(yè)，隨著畜禽養(yǎng)殖業(yè)的快速發(fā)展，生豬養(yǎng)殖的規(guī)?；潭纫苍诓粩嗵岣?。在2004-2013年期間，我國生豬年出欄量在500頭以上的養(yǎng)殖戶從5.14萬戶上升至26.63萬戶，其生豬飼養(yǎng)數(shù)量由0.85億頭上升至3.74億頭。雖然規(guī)模養(yǎng)殖對于實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟和促進農(nóng)民增收具有重要作用，但規(guī)模的不斷擴大也帶來了巨大的生態(tài)環(huán)境壓力。此外，持續(xù)上升的生產(chǎn)成本也促使規(guī)模生豬養(yǎng)殖面臨的風(fēng)險和挑戰(zhàn)與日俱增。因此，中國未來規(guī)模生豬養(yǎng)殖應(yīng)由依賴于投入要素增加和忽視環(huán)境約束的傳統(tǒng)生產(chǎn)模式向全要素生產(chǎn)率（TotalFactorProductivity，TFP）增進和環(huán)境友好型的可持續(xù)發(fā)展模式轉(zhuǎn)變，其中注重環(huán)境因素對于生豬養(yǎng)殖業(yè)發(fā)展的剛性約束顯得尤其重要。那么，基于上述背景之下，考慮環(huán)境約束以后的中國規(guī)模生豬養(yǎng)殖TFP在時間上呈現(xiàn)出怎樣的變化趨勢，其變化的驅(qū)動因素是什么？規(guī)模生豬養(yǎng)殖TFP在空間上呈現(xiàn)出怎樣的分異特征，其空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)是否存在？規(guī)模生豬養(yǎng)殖TFP的地區(qū)差異是呈現(xiàn)收斂還是發(fā)散的趨勢，影響其收斂性的因素有哪些？回答以上問題對于明晰環(huán)境約束下中國規(guī)模生豬養(yǎng)殖TFP的時空分異趨勢及其收斂機制具有重要意義，同時也為進一步促進規(guī)模生豬養(yǎng)殖TFP增長與生態(tài)環(huán)境保護的協(xié)調(diào)發(fā)展，縮小地區(qū)間規(guī)模生豬養(yǎng)殖TFP差異提供實證依據(jù)。早期對于畜禽養(yǎng)殖業(yè)或是生豬養(yǎng)殖TFP評價的研究均基于投入—期望產(chǎn)出的視角，其評估方法大體可以劃分為參數(shù)方法[2]-[4]和非參數(shù)方法兩類[5]-[7]，而得到的結(jié)論也不盡相同。曹佳等[8]的研究發(fā)現(xiàn)我國畜禽養(yǎng)殖業(yè)TFP在1978-2007年期間的年均增長率為4.71%，梁劍宏和劉清泉[4]、蘭勇和姚屹濃[7]、王芳等[9]的研究發(fā)現(xiàn)我國不同規(guī)模的生豬養(yǎng)殖TFP均出現(xiàn)上升的趨勢；也有部分學(xué)者得到了相反的結(jié)論，如寧攸涼和喬娟[10]、廖翼和周發(fā)明[11]的研究發(fā)現(xiàn)生豬養(yǎng)殖TFP由于受到技術(shù)停滯和倒退的影響呈現(xiàn)出下降的趨勢；但上述研究均未考慮環(huán)境因素對于TFP增長的影響。

與此同時，眾多學(xué)者在對農(nóng)業(yè)TFP進行評價時，將環(huán)境因素納入指標體系已經(jīng)成為全面、準確評估農(nóng)業(yè)TFP工作中至關(guān)重要的一環(huán)，李谷成等[12]、韓海彬[13]、潘丹和應(yīng)瑞瑤[14]均使用單元調(diào)查評估法對化肥施用、畜禽養(yǎng)殖、固體廢棄物和水產(chǎn)養(yǎng)殖造成污染物進行核算，將其作為環(huán)境非期望產(chǎn)出指標帶入到Malmquist-Luenberger指數(shù)中對農(nóng)業(yè)TFP進行評估，并通過研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境污染因素已經(jīng)成為制約農(nóng)業(yè)TFP增長與環(huán)境協(xié)調(diào)、可持續(xù)發(fā)展的重要因素。雖然近期不斷有學(xué)者開始關(guān)注環(huán)境因素對于規(guī)模畜禽養(yǎng)殖業(yè)TFP增長的影響，如張曉恒等[15]和朱寧等[16]分別以規(guī)模生豬和規(guī)模蛋雞養(yǎng)殖為例，在考慮環(huán)境以后以后對規(guī)模畜禽業(yè)的環(huán)境效率或環(huán)境全要素生產(chǎn)率進行重新計算，并發(fā)現(xiàn)環(huán)境因素對于規(guī)模畜禽養(yǎng)殖業(yè)TFP增長的抑制作用明顯。但在規(guī)模畜禽養(yǎng)殖業(yè)TFP的研究領(lǐng)域仍有以下幾方面問題亟待改善：一是使用單元調(diào)查評估方法核算污染物排放量時，大部分文獻均以賴斯蕓等[17]構(gòu)建的排污系數(shù)體系作為最主要的核算標準，但使用早期核算標準對近期污染物排放量進行計算可能存在較大的誤差，也無法體現(xiàn)出不同清污方式下污染物排放量的差異。二是使用Malmquist-Luenberger指數(shù)對環(huán)境約束下的TFP進行評價時，其生產(chǎn)參考集與經(jīng)典Malmquist指數(shù)一致，仍以當(dāng)期生產(chǎn)為主，容易引發(fā)計算上的“技術(shù)退步”問題，并且無法體現(xiàn)生產(chǎn)要素作用的長期性和滯后性。三是關(guān)于規(guī)模畜禽養(yǎng)殖業(yè)TFP空間分異趨勢的研究較少，并主要停留在分析不同地區(qū)規(guī)模畜禽養(yǎng)殖業(yè)TFP的走勢差異層面，更是鮮有文獻觸及到TFP增長的空間關(guān)聯(lián)性或者是收斂特征的驗證?；诖?，本文基于中國大陸29個省份規(guī)模生豬養(yǎng)殖的相關(guān)數(shù)據(jù)，并結(jié)合相關(guān)文獻對各地區(qū)清糞方式的統(tǒng)計調(diào)查，使用2009年的《第一次全國污染源普查——畜禽養(yǎng)殖業(yè)源產(chǎn)排污系數(shù)手冊》對規(guī)模生豬養(yǎng)殖的污染物排放量進行測算，并將其代入到考慮環(huán)境非期望產(chǎn)出以及規(guī)避“技術(shù)退步”問題的Sequential-Malmquist-Luenberger指數(shù)中對規(guī)模生豬養(yǎng)殖TFP的時間分異趨勢進行分析，進而使用空間自相關(guān)和空間β收斂分析方法揭示規(guī)模生豬養(yǎng)殖TFP的空間分異趨勢和收斂特征，并根據(jù)實證結(jié)果提出促進中國規(guī)模生豬養(yǎng)殖TFP增長和縮小地區(qū)間TFP差異的措施。

1研究方法與數(shù)據(jù)說明

1.1研究方法對收斂性進行判斷則需要通過空間計量模型的設(shè)定檢驗。

1.2變量選擇

1.2.1投入產(chǎn)出指標選擇投入指標方面，本文基于《全國農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編》中對于生產(chǎn)投入類別的劃分，選擇飼料投入，勞動力投入、水資源投入、能源投入、醫(yī)療防疫投入、其他直接投入和間接投入作為投入指標。產(chǎn)出指標方面，本文借鑒吳學(xué)兵等[21]、蘭勇和姚屹濃[7]和張曉恒等[15]的研究，使用生豬的凈產(chǎn)量作為期望產(chǎn)出指標；使用規(guī)模生豬養(yǎng)殖化學(xué)需氧量（COD）、總氮（TN）和總磷（TP）的等標排放量作為非期望產(chǎn)出指標①，所有涉及費用的指標均以2004年為基期，使用各省份的農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)資料價格指數(shù)進行平減，各項指標的具體選擇及衡量方式如表1所示：規(guī)模生豬養(yǎng)殖COD、TN和TP排放量的核算主要以《畜禽養(yǎng)殖業(yè)源產(chǎn)排污系數(shù)手冊》中的排污系數(shù)表為依據(jù)，本文的排污量主要是計算生豬在保育期和育肥期的排污量總和，并按照林源等[22]和周天墨等[23]的研究將生豬的飼養(yǎng)周期設(shè)定為199天，其中1/3為保育期，2/3為育肥期。由于使用《畜禽養(yǎng)殖業(yè)源產(chǎn)排污系數(shù)手冊》進行核算時需要對規(guī)模生豬養(yǎng)殖的清糞工藝進行選擇，因此本文主要基于祝其麗等[24]對全國144處規(guī)模豬場清糞方式的調(diào)查結(jié)果（如表2所示），將規(guī)模生豬養(yǎng)殖劃分小型、中型和大型規(guī)模生豬養(yǎng)殖，并按照各種養(yǎng)殖類型清糞方式的比例對排污量進行測算①。排污量的計算方式如下式所示：QfCUQ??DayfCDayqssqsss?????????2i1iiq1（8）其中i代表第i個省份，s取1,2,3分別代表小、中、大型規(guī)模生豬養(yǎng)殖，q取1,2,3分別代表COD、TN和TP三類污染物，qsUi為i省的s型規(guī)模生豬第q種污染物的排污量，sQi為i省的s型規(guī)模生豬養(yǎng)殖數(shù)量，sC為小、中、大型規(guī)模養(yǎng)殖干清糞處理的比例，q1f和q2f分別為干清糞和水沖糞處理方式下COD、TN、TP的排污系數(shù)，將三種類型生豬養(yǎng)殖的排污量加總即可得到規(guī)模生豬養(yǎng)殖的總排污量。

1.2.2條件β收斂分析的控制變量選擇本文在規(guī)模生豬養(yǎng)殖TFP條件β收斂分析的控制變量挑選方面主要借鑒方福前和張艷麗[25]、石慧和吳方衛(wèi)[26]、潘丹和應(yīng)瑞瑤[14]對于農(nóng)業(yè)TFP影響因素的選擇，使用經(jīng)濟發(fā)展水平（人均GDP）、畜禽養(yǎng)殖業(yè)發(fā)展水平（畜禽養(yǎng)殖業(yè)總產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值比重）、農(nóng)村人力資本水平（農(nóng)村居民平均受教育年限②）和財政支農(nóng)力度（財政用于農(nóng)業(yè)支出）作為收斂性分析的控制變量。此外考慮到SML指數(shù)計算得到的規(guī)模生豬養(yǎng)殖TFP已納入環(huán)境因素，本文進一步使用地區(qū)環(huán)境污染治理投資總額作為衡量地方政府環(huán)境規(guī)制的變量引入到控制變量的指標體系中，其中人均GDP和財政支農(nóng)力度以2004年為基期使用GDP平減指數(shù)進行處理，以上五種控制變量的具體衡量方式如表1所示。

1.3數(shù)據(jù)說明本文考察的時間范圍為2004‐2013年，空間單元選擇為除江西和西藏以外的中國大陸29個省份，地區(qū)劃分以《排污手冊》的六大區(qū)分類標準為依據(jù)。投入產(chǎn)出指標數(shù)據(jù)來源于《全國農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編》，規(guī)模生豬養(yǎng)殖的數(shù)量來源于《中國畜牧業(yè)年鑒》，空間條件β收斂分析的控制變量來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。需要說明的是，鑒于《全國農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編》對于規(guī)模生豬的定義與《排污手冊》不同③，因此本文規(guī)模生豬養(yǎng)殖的投入產(chǎn)出值以《全國農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編》中每個地區(qū)中規(guī)模和大規(guī)模生豬養(yǎng)殖相關(guān)指標的平均值來表示，每個地區(qū)的規(guī)模生豬養(yǎng)殖的投入產(chǎn)出總量均由生豬出欄數(shù)量與每頭生豬的投入產(chǎn)出值相乘得到。

2實證結(jié)果分析

2.1規(guī)模生豬養(yǎng)殖全要素生產(chǎn)率的時間分異趨勢分析本文計算得到全國總體以及六大區(qū)的規(guī)模生豬養(yǎng)殖技術(shù)效率（EFFCH）指數(shù)、技術(shù)進步（TECHCH）指數(shù)和全要素生產(chǎn)率（SML）指數(shù)的時間分異趨勢。

2.1.1EFFCH指數(shù)的時間分異趨勢全國總體規(guī)模生豬養(yǎng)殖技術(shù)效率在2005-2007年和2008-2010年期間出現(xiàn)小幅的下降，其余時間段則呈現(xiàn)出小幅上升的趨勢，但總體上技術(shù)效率的年均增長率僅為0.15%，累計增幅為1.38%，全國層面技術(shù)效率在考察期內(nèi)增減相抵后僅維持了微幅的增長。六大區(qū)中華北區(qū)、中南區(qū)、東北區(qū)、華東區(qū)和西南區(qū)的技術(shù)效率同樣呈現(xiàn)波動中微幅上升的趨勢，它們技術(shù)效率年均增長率分別為0.80%、0.23%、0.05%、0.04%和0.04%，累計增幅分別為7.40%、2.10%、0.47%、0.35%和0.32%；而西北區(qū)技術(shù)效率的年均增長率為-0.29%，累計增長幅度為-2.58%，技術(shù)效率呈現(xiàn)出微幅下降的傾向；總體而言，地區(qū)層面技術(shù)效率的上升或惡化幅度均有限。

2.1.2TECHCH指數(shù)的時間分異趨勢由于本文SML指數(shù)采用了序列生產(chǎn)參考集，完全規(guī)避了“技術(shù)退步”現(xiàn)象的產(chǎn)生，因此計算出所有地區(qū)規(guī)模生豬養(yǎng)殖TECHCH指數(shù)在各個時間段的值均≥1。全國總體規(guī)模生豬養(yǎng)殖技術(shù)進步在考察期內(nèi)年均增長5.13%，累計增長了56.91%，其中尤其以2004-2005年和2006-2008年期間的增長最為突出，全國層面規(guī)模生豬養(yǎng)殖的生產(chǎn)技術(shù)和環(huán)境技術(shù)均有明顯進步，但增長速度在近期有所下降。中南區(qū)、西南區(qū)、華東區(qū)、東北區(qū)、華北區(qū)和西北區(qū)的技術(shù)進步年均增長率分別為7.88%、6.51%、4.38%、4.30%、3.70%和3.63%，累計增幅分別為97.94%、76.46%、47.12%、46.11%、38.73%和37.87%，中南區(qū)和西南區(qū)的技術(shù)進步在整個考察期內(nèi)均具有顯著增長，其余四個地區(qū)增長最為明顯的時間段與全國層面一致，但總體上各地區(qū)規(guī)模生豬養(yǎng)殖的技術(shù)進步現(xiàn)象也開始呈現(xiàn)出放緩的趨勢。

2.1.3SML指數(shù)的時間分異趨勢考慮到2004-2013年期間規(guī)模生豬養(yǎng)殖技術(shù)效率的改善有限，因此SML指數(shù)增長主要受到技術(shù)進步的影響和拉動，并且走勢也基本與TECHCH指數(shù)相符合。全國層面規(guī)模生豬養(yǎng)殖TFP在考察期內(nèi)年均增長5.29%，累計增幅為59.08%；地區(qū)層面中南區(qū)、西南區(qū)、華北區(qū)、華東區(qū)、東北區(qū)和西北區(qū)的TFP年均增長率分別為8.13%、6.55%、4.53%、4.42%、4.36%和3.33%，累計增幅分別為102.08%、77.02%、48.99%、47.64%、46.81%和34.32%。中南區(qū)和西南區(qū)TFP在考察期內(nèi)呈現(xiàn)出持續(xù)顯著增長的趨勢，全國總體及其余四個地區(qū)的TFP均在2007-2008年和2011-2012年期間的增長最為突出，但各地區(qū)在2012-2013年期間的增長速度同樣有所放緩。

2.2規(guī)模生豬養(yǎng)殖全要素生產(chǎn)率的空間分異趨勢分析

2.2.1規(guī)模生豬養(yǎng)殖全要素生產(chǎn)率的全局空間自相關(guān)分析為了體現(xiàn)中國規(guī)模生豬養(yǎng)殖TFP在空間上持續(xù)的分異趨勢，本文將SML、EFFCH和TECHCH三種指數(shù)由環(huán)比形式（前年=1）轉(zhuǎn)換成以2004年為固定基期（2004年=1）的指數(shù)，計算得到2005-2013年的全局Moran指數(shù)如表4所示。由表4可知，SML指數(shù)的Moran指數(shù)經(jīng)歷了“先負后正”和“正向關(guān)聯(lián)性先增強后減弱”的變化過程，空間正向關(guān)聯(lián)特征在2007-2011年期間顯著型最強，但隨后減弱至2013年的0.0720，總體上鄰近省份之間的規(guī)模生豬養(yǎng)殖TFP增長形勢逐步趨同，趨于形成高TFP增長省份集群和低TFP增長省份集群。EFFCH指數(shù)在一半以上的考察期內(nèi)呈現(xiàn)為負向空間關(guān)聯(lián)的特征，隨后向正向空間關(guān)聯(lián)轉(zhuǎn)換，說明雖然規(guī)模生豬養(yǎng)殖技術(shù)效率的改善幅度有限，但正向的空間溢出效應(yīng)已經(jīng)趨于形成，空間合作以及帶動作用成為新的趨勢。TECHCH指數(shù)的Moran值由2005年的0.1527下降致2013年0.0332，顯著性也隨之大幅下降，說明伴隨著新型養(yǎng)殖生產(chǎn)技術(shù)和環(huán)境技術(shù)在省份之間的普及和傳遞，省份之間規(guī)模生豬養(yǎng)殖技術(shù)的正向空間溢出效應(yīng)正在趨于減弱，規(guī)模生豬養(yǎng)殖已經(jīng)渡過技術(shù)進步快速空間外溢時期。

2.2.2規(guī)模生豬養(yǎng)殖全要素生產(chǎn)率的局域空間自相關(guān)分析將中國29個省份規(guī)模生豬養(yǎng)殖的定基SML指數(shù)（2004年=1）代入到Geoda1.5.32軟件中，制作的局域空間自相關(guān)（LISA）分布圖如圖1-圖3所示。由圖1-圖3可知，四種局域空間自相關(guān)類型地區(qū)的空間分異趨勢如下：HH類型地區(qū)的空間分異趨勢。HH類型地區(qū)在2005年主要連片分布于中南區(qū)的湖南、廣西和廣東，同時華東區(qū)的福建和上海也屬于該類型地區(qū)。隨后HH類型地區(qū)向西北方向擴張，考察期內(nèi)重慶和陜西因其規(guī)模生豬養(yǎng)殖TFP分別增長了68.59%和82.30%而新晉成為HH類型地區(qū)，中南區(qū)的湖南、廣西和廣東的TFP增幅分別達到244.16%、113.96%和97.42%并始終為高TFP增長集聚區(qū)，上海和福建則因為鄰近省份TFP的后期增長速度相對放緩而脫離該類型地區(qū)。此外，根據(jù)規(guī)模生豬養(yǎng)殖污染物排放量占比和養(yǎng)殖數(shù)量占比的變化趨勢可知，所有HH類型地區(qū)在考察期內(nèi)的污染物排放量和養(yǎng)殖規(guī)模大體相當(dāng)，規(guī)模生豬養(yǎng)殖均未出現(xiàn)污染物過度排放的現(xiàn)象。需要注意的是HH類型省份中僅有廣東和湖南兩省屬于養(yǎng)殖規(guī)模較大的省份，并且廣東的養(yǎng)殖數(shù)量占比在考察期內(nèi)下降了10.76%，其余省份都呈現(xiàn)出生豬養(yǎng)殖規(guī)模相對較小但具有高TFP增長的特征。HL類型地區(qū)的空間分異趨勢。HL類型地區(qū)在2005年存在“連片”和“散狀”兩種分布形式，東北區(qū)的遼寧、吉林和黑龍江以及四川、甘肅和寧夏均呈現(xiàn)出連片分布的形式，山西、湖北和江蘇呈現(xiàn)“散狀”分布的形式，其中甘肅、寧夏和山西均屬于初期規(guī)模生豬養(yǎng)殖TFP增長較快并且養(yǎng)殖數(shù)量占比較低的地區(qū)。隨后HL類型地區(qū)的連片分布格局逐步被打破，東北三省以及甘肅、山西和江蘇由于自身TFP增速相對不足而退出該類型地區(qū)，河南、福建和河北等養(yǎng)殖數(shù)量占比較高的省份由于自身TFP增長明顯（增幅分別達到149.58%、98.06%和96.15%）且鄰近省份TFP增長較慢而新晉成為HL類型地區(qū)，四川和寧夏的TFP分別增長了172.67%和103.57%并始終屬于該類型地區(qū)。值得一提的是，四川和福建的污染物排放比重略低于養(yǎng)殖數(shù)量比重，污染物減排成效明顯，同時其余省份也未出現(xiàn)過度排放的現(xiàn)象。

LL類型地區(qū)的空間分異趨勢。2005年全國有6個省份屬于LL類型地區(qū)，其中既包含北京、天津、新疆和青海等規(guī)模生豬養(yǎng)殖數(shù)量較少的省份，也囊括了河南和河北等養(yǎng)殖數(shù)量占比較高的省份。隨后LL地區(qū)分別向東北和東南方向轉(zhuǎn)移與擴張，至2013年，新疆因其規(guī)模生豬養(yǎng)殖TFP累計下降了3.37%與其余10個低TFP增長省份（增幅介于5.00%與57.24%）共同構(gòu)成了LL類型在北方和華東區(qū)的連片分布地區(qū)。從它們污染物處理情況以及養(yǎng)殖數(shù)量占比來看，新疆、青海、甘肅和內(nèi)蒙古屬于低TFP增長、低養(yǎng)殖數(shù)量占比且無污染物過度排放的省份；遼寧、吉林和黑龍江的污染物排放占比均明顯高于養(yǎng)殖數(shù)量占比，污染物過度排放現(xiàn)象突出并成為阻礙TFP增長的重要因素；安徽、江蘇、浙江和上海雖然擁有良好的污染物減排效果，但怎樣擴大產(chǎn)出以及降低成本是它們未來TFP改進應(yīng)重點關(guān)注的問題。LH類型地區(qū)的空間分異趨勢。LH類型地區(qū)在2005年主要在南北方向上形成云南至內(nèi)蒙古的線型分布，并涵蓋華東區(qū)的山東、安徽、浙江以及中南區(qū)的海南。隨著LL類型地區(qū)在北方和華東區(qū)連片分布的形成，以及重慶、陜西、河北和河南憑借后期規(guī)模生豬養(yǎng)殖TFP的大幅增長晉升為HH類型或HL類型地區(qū)，連片或獨立規(guī)模生豬養(yǎng)殖高TFP增長省份的布局逐漸清晰，同時圍繞高TFP增長省份形成的LH類型地區(qū)趨于向“散狀”分布轉(zhuǎn)換。至2013年，全國仍有8個省份屬于LH類型地區(qū)，其中北京、天津、山西、云南、貴州和海南的TFP增幅均介于20%至60%之間，并屬于養(yǎng)殖數(shù)量占比較低的省份；山東和湖北的TFP增幅分別為61.47%和54.28%，它們的養(yǎng)殖數(shù)量占比較高且無過度污染物排放，并有希望通過進一步促進TFP增長晉升為高TFP增長省份。

2.3規(guī)模生豬養(yǎng)殖全要素生產(chǎn)率的收斂性分析

2.3.1空間β收斂模型的設(shè)定檢驗上文的研究證明規(guī)模生豬養(yǎng)殖TFP增長存在空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)，因此有必要選擇空間β收斂分析方法進行研究，以充分考慮空間因素對于收斂性的影響。本文使用Elhorst[27]的空間計量工具箱進行設(shè)定檢驗得到的結(jié)果如表5所示。根據(jù)表5可知，Moran檢驗的結(jié)果證明絕對β收斂模型和條件β收斂模型均存在空間溢出特征，使用空間β收斂分析方法是適宜的。Hausman檢驗結(jié)果證明兩種模型均應(yīng)采用固定效應(yīng)進行估計，進一步通過LR檢驗對固定效應(yīng)的具體形式進行判斷可知，兩種模型應(yīng)采用時間和空間雙固定效應(yīng)進行估計。根據(jù)兩種模型的LM檢驗和RobustLM檢驗的結(jié)果可知，絕對β收斂模型更適合設(shè)定為空間誤差模型（SEM）的形式進行估計，條件β收斂模型的更適合設(shè)定為空間滯后模型（SLM）的形式進行估計。

2.3.2空間β收斂模型的估計結(jié)果分析絕對β收斂模型分析。由表6可知，絕對β收斂模型中收斂系數(shù)β在SLM和SEM的估計結(jié)果分別為-0.2217和-0.2237，數(shù)值較為接近且均通過了1%的顯著性檢驗。鑒于模型設(shè)定檢驗結(jié)果以及l(fā)og-likelihood值都傾向于采用SEM的估計結(jié)果，本文以-0.2237作為β收斂系數(shù)進行分析。收斂系數(shù)顯著為負說明中國規(guī)模生豬養(yǎng)殖TFP增長存在顯著的絕對β收斂特征，前期TFP增長較快的地區(qū)在當(dāng)期趨于擁有較低的TFP增長，而前期TFP增長較慢的地區(qū)在當(dāng)期呈現(xiàn)“后發(fā)趕超”的趨勢，地區(qū)間TFP增長的差異趨于減小。誤差項的空間自相關(guān)系數(shù)ρ為0.1975且通過5%的顯著性檢驗，證明模型存在正向的空間溢出效應(yīng)，這與全局自相關(guān)分析中SML指數(shù)的全局Moran指數(shù)為正的結(jié)果相符。條件β收斂模型分析。

由表6可知，在加入了5個控制變量以后，收斂系數(shù)β在SLM和SEM的估計結(jié)果分別為-0.2718和-0.2715且均通過了1%的顯著性檢驗。根據(jù)模型設(shè)計檢驗結(jié)果以及l(fā)og-likelihood值可知，條件β收斂模型分析應(yīng)以SLM的估計結(jié)果為準，規(guī)模生豬養(yǎng)殖TFP的條件β收斂系數(shù)為-0.2718，略高于絕對β收斂系數(shù)的-0.2237，說明在添加了控制變量以后，規(guī)模生豬養(yǎng)殖TFP增長依然存在顯著的的條件β收斂特征，并且收斂的趨勢相比絕對β收斂而言更加突出。進一步分析控制變量的估計結(jié)果可知，lnAGDP的估計系數(shù)為0.1313且通過10%的顯著性檢驗，說明經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)擁有較高的TFP增長，地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展水平差距的縮?。〝U大）相應(yīng)會促進TFP增長的收斂（發(fā)散）；AnimalHusbandry和lnHumanCapital的估計系數(shù)均分別為-0.0058和-0.5119，且分別通過了1%和5%的顯著性檢驗，畜禽養(yǎng)殖業(yè)發(fā)展水平和農(nóng)村人力資本水平較高的地區(qū)擁有較低的TFP增長，一方面這與前文的分析相一致，一些養(yǎng)殖規(guī)模較小的省份出現(xiàn)了顯著的TFP增長，而一些養(yǎng)殖規(guī)模較大省份的TFP增長幅度相對較小，另一方面，畜禽養(yǎng)殖業(yè)較為發(fā)達以及農(nóng)村人力資本水平較高的地區(qū)可能環(huán)保意識更強并對污染物減排擁有更高的關(guān)注度，控制污染物排放能夠提高TFP的增長質(zhì)量，但對TFP的增長速度可能具有負向作用；lnFinance和lnPollutionRegulation的估計系數(shù)分別為0.0028和-0.0050但均未通過顯著性檢驗，說明財政支農(nóng)對于TFP增長的促進作用并不顯著，此外政府環(huán)境規(guī)制對TFP增長的抑制作用同樣不明顯；空間自回歸系數(shù)δ的估計系數(shù)為0.1808且通過了5%的顯著性檢驗，說明地區(qū)間規(guī)模生豬養(yǎng)殖TFP增長的空間溢出效應(yīng)顯著為正，高（低）TFP增長地區(qū)的集聚特征趨于加強，這也與前文空間自相關(guān)分析的結(jié)論相一致。

3結(jié)論與啟示

本文基于2004-2013年中國29個省份的規(guī)模生豬養(yǎng)殖相關(guān)數(shù)據(jù)，在考慮環(huán)境約束的情況下，使用SML指數(shù)、空間自相關(guān)和空間β收斂分析方法對中國規(guī)模生豬養(yǎng)殖TFP的時空分異趨勢及收斂性進行實證分析。主要結(jié)論有：（1）從時間分異趨勢來看，中國規(guī)模生豬養(yǎng)殖TFP在考察期內(nèi)年均增長5.29%，累計增長了59.08%，但增長速度在近期有所減緩；技術(shù)效率變化的波動特征明顯但總體上無明顯改善；技術(shù)進步是推進TFP增長的最主要因素。（2）從全局的空間分異趨勢來看，地區(qū)間規(guī)模生豬養(yǎng)殖TFP增長的正向空間關(guān)聯(lián)特征先增強后減弱；技術(shù)效率的正向的空間溢出效應(yīng)趨于形成；技術(shù)進步已經(jīng)度過快速空間外溢時期。（3）從局域的空間分異趨勢來看，HH類型地區(qū)以中南區(qū)為基礎(chǔ)逐漸向西北方向的重慶和陜西擴張；HL類型地區(qū)在東北區(qū)和西北區(qū)的省份數(shù)量趨于減少，現(xiàn)階段主要散狀分布于四川、寧夏、河北、河南和福建等省份；LL類型地區(qū)的在北方以及華東區(qū)的連片分布范特征逐漸增強，并涵蓋了一些規(guī)模養(yǎng)殖較大的省份；LH類型地區(qū)的連片特征趨于減弱，并包含了山東和湖北等規(guī)模生豬養(yǎng)殖大省。（4）從收斂性來看，中國規(guī)模生豬養(yǎng)殖TFP增長存在顯著的絕對β收斂和條件β收斂特征，地區(qū)間TFP增長的差異逐漸減少，經(jīng)濟發(fā)展水平、畜禽養(yǎng)殖業(yè)發(fā)展水平和農(nóng)村人力資本水平是影響收斂性的主要因素。根據(jù)上述研究結(jié)論本文得到了以下三點啟示：一是通過提高規(guī)模生豬養(yǎng)殖管理水平和生產(chǎn)要素利用效率促進技術(shù)效率改善，并借助技術(shù)效率增長的正向空間溢出效應(yīng)推動規(guī)模生豬養(yǎng)殖TFP增長。二是繼續(xù)加強規(guī)模生豬養(yǎng)殖技術(shù)以及糞便污染物無害化和資源化技術(shù)研發(fā)支持，扭轉(zhuǎn)近期技術(shù)進步減緩的趨勢，擴大技術(shù)進步對規(guī)模生豬養(yǎng)殖TFP增長的促進作用。三是有針對性的破解部分規(guī)模生豬養(yǎng)殖數(shù)量較高省份的低TFP增長難題，擴大高TFP增長地區(qū)的連片集聚范圍，促進TFP增長在空間上的收斂，其中東北區(qū)的遼寧、吉林和黑龍江3省應(yīng)重點加強污染物減排控制，實現(xiàn)規(guī)模生豬養(yǎng)殖TFP增長與生態(tài)環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展；山東、湖北等省則應(yīng)通過改進養(yǎng)殖技術(shù)進一步擴大產(chǎn)出和降低成本促進規(guī)模生豬養(yǎng)殖TFP增長。

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作者：左永彥 單位：西南大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院