兼業(yè)對(duì)農(nóng)戶種糧技術(shù)效率的影響研究
——基于隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)的實(shí)證

魏素豪

(中國人民大學(xué) 農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學(xué)院，北京 100872)

內(nèi)容提要：為了檢驗(yàn)兼業(yè)對(duì)農(nóng)戶種糧技術(shù)效率的影響，基于農(nóng)戶的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，本文運(yùn)用超效率生產(chǎn)函數(shù)形式的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)法測算農(nóng)戶種糧技術(shù)效率，基于Tobit模型實(shí)證分析農(nóng)戶種糧技術(shù)性效率的影響因素。研究發(fā)現(xiàn)：農(nóng)戶種糧的技術(shù)效率損失主要來源于管理誤差，專業(yè)農(nóng)戶種糧技術(shù)效率顯著高于兼業(yè)農(nóng)戶；投入要素產(chǎn)出彈性的排序?yàn)樯a(chǎn)性資金>勞動(dòng)力>土地，勞動(dòng)力與生產(chǎn)性資金、土地與生產(chǎn)性資金之間存在要素替代關(guān)系；兼業(yè)、土地細(xì)碎化降低了農(nóng)戶種糧技術(shù)效率，而糧食播種面積、身體健康條件、參加種糧技術(shù)培訓(xùn)增加了農(nóng)戶種糧技術(shù)效率。因此，需要有序引導(dǎo)低技術(shù)效率的兼業(yè)農(nóng)戶退出糧食種植，定期開展針對(duì)農(nóng)戶的種糧技術(shù)培訓(xùn)，完善農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)市場，并提升農(nóng)民技術(shù)、管理等方面的信息獲取能力。

一、引言

兼業(yè)以其絕對(duì)的地理概念和人口概念成為世界各國農(nóng)業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵詞匯，無論是人少地多的國家，還是人多地少的國家，農(nóng)民兼業(yè)現(xiàn)象均都廣泛存在，只是兼業(yè)化程度存在差別①。人少地多的美國年銷售額介于5000-9999、10000-19999、20000-39999、40000-99999美元的農(nóng)場，早在1980年農(nóng)場外收入與農(nóng)場凈收入的比值就已經(jīng)分別高達(dá)108.9%、105.4%、106.1%、96.7%、59.4%[1]。人多地少的日本農(nóng)戶兼業(yè)現(xiàn)象更為普遍，2017年農(nóng)戶總量為120萬戶，兼業(yè)農(nóng)戶為81.9萬戶，占68.25%，其中一兼戶18.2萬戶，二兼戶63.8萬戶②，農(nóng)戶的“二兼滯留”問題③已經(jīng)嚴(yán)重阻礙到日本農(nóng)地集中的進(jìn)程。中國作為人均土地資源較為匱乏的國家，同樣存在廣泛的農(nóng)戶兼業(yè)現(xiàn)象，2017年第三季度農(nóng)村外出務(wù)工勞動(dòng)力數(shù)量為17969萬人，外出務(wù)工勞動(dòng)力月均收入為3459元，兼業(yè)收入已經(jīng)成為農(nóng)戶增收的主要途徑。

兼業(yè)是否會(huì)影響農(nóng)戶的生產(chǎn)效率？理論界評(píng)價(jià)不一，存在兩種主流觀點(diǎn)，一種觀點(diǎn)認(rèn)為兼業(yè)會(huì)導(dǎo)致農(nóng)戶種糧技術(shù)效率的下降。農(nóng)戶并不會(huì)將非農(nóng)收入投資到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域，而是傾向于提高生活水平的消費(fèi)，農(nóng)戶獲得的非農(nóng)收入對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的刺激，并不能彌補(bǔ)由于勞動(dòng)力外流而導(dǎo)致的生產(chǎn)力損失[2]。隨著非農(nóng)收入增加，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)會(huì)逐漸成為副業(yè)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營方式逐步走向粗放，生產(chǎn)效率必然下降[3]。專業(yè)農(nóng)戶的資金、時(shí)間投入以及單位勞動(dòng)時(shí)間的產(chǎn)出均都高于兼業(yè)農(nóng)戶，兼業(yè)農(nóng)戶效率改進(jìn)能力弱于專業(yè)農(nóng)戶，極易導(dǎo)致土地資源浪費(fèi)[4]。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為兼業(yè)能夠改善農(nóng)戶生產(chǎn)效率。兼業(yè)現(xiàn)象廣泛存在，但農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出并沒有下降，也沒有出現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)的危機(jī)，說明兼業(yè)化并沒有導(dǎo)致效率損失[5]。兼業(yè)農(nóng)戶擁有更強(qiáng)大的農(nóng)業(yè)投資能力和抗風(fēng)險(xiǎn)能力，尤其是農(nóng)機(jī)具購買力的增加，對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率有促進(jìn)作用[6]。

現(xiàn)有的理論研究之所以存在如此大的爭論，其原因可能兼業(yè)對(duì)農(nóng)戶生產(chǎn)效率的影響會(huì)受到機(jī)械化的影響，機(jī)械化率高的地區(qū)兼業(yè)農(nóng)戶與專業(yè)農(nóng)戶表現(xiàn)出來的技術(shù)效率差距，與機(jī)械化率低的地區(qū)不同。從糧食主產(chǎn)區(qū)山東三縣一區(qū)的調(diào)研來看，糧食作物耕、種、收環(huán)節(jié)基本實(shí)現(xiàn)全程機(jī)械化，大大減少了種糧勞動(dòng)力投入，但兼業(yè)農(nóng)戶與專業(yè)農(nóng)戶種糧投入的工作日數(shù)、土地?cái)?shù)量、種子、農(nóng)藥、化肥、農(nóng)機(jī)、灌溉等存在顯著差異，單位播種面積的糧食產(chǎn)出也差異較大，兼業(yè)農(nóng)戶與專業(yè)農(nóng)戶是否表現(xiàn)出技術(shù)效率的差異？又該如何解釋這種差異？回答好這兩個(gè)問題對(duì)豐富兼業(yè)與生產(chǎn)效率理論，改善糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶技術(shù)效率，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源配置效率，以及保障糧食供應(yīng)安全具有重要意義。本文采用超對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)形式的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)法，基于糧食主產(chǎn)區(qū)山東省三縣一區(qū)303戶農(nóng)戶微觀種糧行為的調(diào)查，在區(qū)分專業(yè)農(nóng)戶與兼業(yè)農(nóng)戶的基礎(chǔ)上，測算了農(nóng)戶的種糧技術(shù)效率和投入要素的產(chǎn)出彈性，并實(shí)證分析了兼業(yè)對(duì)農(nóng)戶種糧技術(shù)效率的影響。

二、理論分析與方法設(shè)計(jì)

(一)理論分析框架

農(nóng)戶兼業(yè)化對(duì)農(nóng)戶種糧技術(shù)效率影響遵循兩條傳導(dǎo)路徑，包括要素替代與土地規(guī)模。一是兼業(yè)農(nóng)戶調(diào)整要素投入結(jié)構(gòu)，不同結(jié)構(gòu)的農(nóng)戶表現(xiàn)出差異化的種糧技術(shù)效率。兼業(yè)的直接后果是相對(duì)減少了自有勞動(dòng)力在耕地上的投入，消化了農(nóng)業(yè)中的剩余勞動(dòng)力，緩解了勞動(dòng)力的過密化投入[7]。由于土地與機(jī)械相對(duì)要素價(jià)格的變化，兼業(yè)農(nóng)戶傾向于購買并投入更多的生產(chǎn)資料與農(nóng)機(jī)服務(wù)替代勞動(dòng)投入，這種勞動(dòng)力的減少勢必造成施肥、打藥等精耕細(xì)作環(huán)節(jié)走向粗放，也會(huì)影響到種糧技術(shù)效率。農(nóng)戶兼業(yè)影響資本投入，獲得非農(nóng)收入的農(nóng)戶傾向于投入更多的資金替代勞動(dòng)，以此彌補(bǔ)勞動(dòng)力短缺造成的效率損失[8]。不同作物資本對(duì)勞動(dòng)力投入的替代程度不同，勞動(dòng)力密集作物，資本對(duì)勞動(dòng)力的替代能力較弱，替代效應(yīng)不明顯[9]，即兼業(yè)帶來資本投入的增加量取決于農(nóng)作物生產(chǎn)的特點(diǎn)。二是農(nóng)戶兼業(yè)影響土地經(jīng)營規(guī)模，不同經(jīng)營規(guī)模的農(nóng)戶展現(xiàn)出不同的種糧技術(shù)效率。相對(duì)自由的農(nóng)村勞動(dòng)力市場，兼業(yè)加速了農(nóng)村土地的流轉(zhuǎn)[10]，在既定勞動(dòng)總時(shí)間的約束下，兼業(yè)農(nóng)戶會(huì)選擇流轉(zhuǎn)部分耕地，只保留支撐口糧消費(fèi)的耕地從事農(nóng)業(yè)種植活動(dòng)。但也有研究表明農(nóng)戶兼業(yè)并不會(huì)影響土地經(jīng)營規(guī)模，也就不會(huì)導(dǎo)致不同經(jīng)營規(guī)模農(nóng)戶的效率分化[11]。

(二)農(nóng)戶種糧技術(shù)效率的測算方法

技術(shù)效率包含規(guī)模效率和純技術(shù)效率，其目的并不是為了衡量總產(chǎn)出、總收入的水平，而是針對(duì)生產(chǎn)效率和管理效率的測量，即假定技術(shù)、價(jià)格不變，衡量一個(gè)決策單元在給定投入的情況下能夠?qū)a(chǎn)出最大化的能力。技術(shù)效率可以簡單的理解為實(shí)際產(chǎn)出與理論上最大產(chǎn)出的比值，是相對(duì)概念而不是絕對(duì)概念。隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)法與數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法作為測算技術(shù)效率的兩大方法，二者在對(duì)現(xiàn)實(shí)的擬合精準(zhǔn)度方面一直存在爭議。Aigner等提出了隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)法，認(rèn)為隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)法測算技術(shù)效率更為精準(zhǔn)[12]。Gong等發(fā)現(xiàn)如果技術(shù)效率測算模型設(shè)定不存在偏誤，隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)法無論是在擬合的精準(zhǔn)度方面，還是參數(shù)估計(jì)本身的可檢驗(yàn)性方面都優(yōu)于數(shù)據(jù)包括分析[13]。農(nóng)戶在糧食生產(chǎn)過程中的要素配置效率嚴(yán)重依賴于既定的要素投入結(jié)構(gòu)與生產(chǎn)經(jīng)營方式，投入要素包含了勞動(dòng)力、資本、土地等，糧食主產(chǎn)區(qū)山東省的糧食產(chǎn)出主要包括玉米、小麥兩種，屬于典型的多投入單產(chǎn)出生產(chǎn)決策單元。本文農(nóng)戶耕地產(chǎn)出的技術(shù)效率的測算采取隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)法，具體的模型設(shè)置為：

Yit=f(Xit,α)exp(Mit-Nit)

(1)

其中Yit表示農(nóng)戶i第t年的種糧產(chǎn)出，以產(chǎn)出糧食的總產(chǎn)值表征。Xit為農(nóng)戶i第t年的各項(xiàng)種糧投入，包括耕地、勞動(dòng)力、資本；函數(shù)f((·)為生產(chǎn)可能性邊界，表示現(xiàn)有水平下的最優(yōu)產(chǎn)出能力；α為待估計(jì)的參數(shù)。Mit-Nit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，其中Mit為隨機(jī)誤差項(xiàng)，代表除去投入Xit以外的自然條件、統(tǒng)計(jì)過程中的誤差等因素對(duì)耕地產(chǎn)出的影響，假設(shè)Mit～N(0,σM2)；Nit為技術(shù)效率損失，只要存在管理誤差，耕地的實(shí)際產(chǎn)出量就不能達(dá)到生產(chǎn)可能性邊界上的最優(yōu)產(chǎn)出量，假設(shè)Nit～N(μit,σN2)。技術(shù)效率的損失模型為μit=Ritγ，其中Rit表示影響農(nóng)戶耕地產(chǎn)出效率的因素，γ為待估參數(shù)，如果γ>0則影響因素對(duì)技術(shù)效率產(chǎn)生負(fù)向影響，如果γ<0則產(chǎn)生正向影響。

農(nóng)戶糧食生產(chǎn)的技術(shù)效率定義如下：

(2)

對(duì)公式(1)取對(duì)數(shù)可得：

lnYit=lnf(Xit,α)+Mit-Nit

(3)

運(yùn)用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)法選擇生產(chǎn)函數(shù)時(shí)通常有柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)和超對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)兩種選擇方案，本文選取較為靈活的超對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)形式的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)法進(jìn)行分析估計(jì)。運(yùn)用的數(shù)據(jù)為針對(duì)農(nóng)戶實(shí)地調(diào)查的橫截面數(shù)據(jù)，根據(jù)公式(3)設(shè)定超對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)形式下的農(nóng)戶糧食生產(chǎn)的隨機(jī)前沿模型如下：

lnY=β0+β1lnL+β2lnS+β3lnK+β4(lnL)2+β5(lnS)2+β6(lnK)2+β7(lnL)×(lnS)+β8(lnL)×(lnK)+β9(lnS)×(lnK)+Mi-Ni

(4)

其中，Y表示糧食總產(chǎn)出產(chǎn)值。L為勞動(dòng)力投入，指農(nóng)戶在兩種糧食作物生產(chǎn)過程中投入的勞動(dòng)工作日。S為土地投入，指農(nóng)戶兩種糧食作物的播種面積。K為生產(chǎn)資料投入，指農(nóng)戶在糧食生產(chǎn)過程投入的種子、化肥、農(nóng)藥、機(jī)械、灌溉五種費(fèi)用總和，其中包含了購買第三方服務(wù)的費(fèi)用。β為待估計(jì)參數(shù)。為了測算單個(gè)投入要素對(duì)糧食總產(chǎn)出的影響，需要計(jì)算要素的產(chǎn)出彈性，單個(gè)要素的產(chǎn)出彈性是指保持其他要素投入不變的前提下該要素增加1%，糧食總產(chǎn)出增加的百分比，即最終的糧食產(chǎn)出對(duì)投入要素增量的敏感度。敏感度的計(jì)算公式如下：

λL=(dY/dL)/(dL/L)=dlnY/dlnL

(5)

根據(jù)公式(4)求導(dǎo)，可得勞動(dòng)力、土地和生產(chǎn)資料的投入產(chǎn)出彈性計(jì)算公式如下：

λL=β1+2β4lnL+β7lnS+β8lnK

(6)

λS=β2+2β5lnS+β7lnL+β9lnK

(7)

λK=β3+2β6lnK+β8lnL+β9lnS

(8)

其中βi為公式(4)的各項(xiàng)待估參數(shù)，lnL、lnS、lnK分別對(duì)應(yīng)糧食種植中的工作日數(shù)、播種面積和生產(chǎn)資金投入取對(duì)數(shù)后的平均值。

(三)農(nóng)戶種糧效率計(jì)量模型設(shè)定

根據(jù)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)法測算出的農(nóng)戶種糧技術(shù)效率，設(shè)定基本的計(jì)量模型如下：

TEi=η0+∑ηiQj+εi

(9)

其中TEi為農(nóng)戶i種糧的技術(shù)效率，Qj,j=1,2,3…n為影響農(nóng)戶i種糧的技術(shù)效率的外生變量，εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。影響農(nóng)戶種糧技術(shù)效率的因素主要包括農(nóng)戶兼業(yè)程度fac，農(nóng)戶本身的土地資源稟賦land，農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力稟賦labor，農(nóng)戶種糧技術(shù)的可獲取度tec以及不可觀測的地區(qū)變量reg。根據(jù)公式(9)，農(nóng)戶種糧技術(shù)效率影響因素的計(jì)量模型可以設(shè)定為：

TEi=η0+η1faci+η2landi+η3labori+η4teci+η5regi+εi

(10)

種糧的技術(shù)效率TEi的值介于0到1之間，屬于兩端截?cái)嗟谋唤忉屪兞浚@種受到限制的被解釋變量不滿足最小二乘估計(jì)的經(jīng)典假定，不能簡單的采取最小二乘回歸來估計(jì)種糧技術(shù)效率，本文采取極大似然法的截取回歸模型即Tobit模型來估計(jì)。

三、農(nóng)戶種糧技術(shù)效率的測算

(一)區(qū)域與數(shù)據(jù)來源

驗(yàn)證兼業(yè)化對(duì)農(nóng)戶種糧效率的影響，分析區(qū)域選在以糧食為主要生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的糧食主產(chǎn)區(qū)，這些區(qū)域存在較為普遍的農(nóng)戶兼業(yè)行為。由于區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、宏觀土地政策、宏觀農(nóng)業(yè)政策、地形地貌等外在環(huán)境變量基本相同，可減少不可控制的外在環(huán)境因素對(duì)不同農(nóng)戶種糧效率的隨機(jī)擾動(dòng)。本文選取山東省核心的平原糧食主產(chǎn)縣(單縣、曹縣、巨野縣、牡丹區(qū)三縣一區(qū))作為研究區(qū)域，它們均屬于黃河沖擊平原，地勢平坦，土層深厚，海拔高度介于37到68米之間，均屬華北平原新沉降盆地的一部分，糧食播種面積達(dá)1740.29萬畝，糧食總產(chǎn)量達(dá)773.35萬噸④，是我國優(yōu)質(zhì)小麥與玉米的重要來源地。所選擇的四個(gè)樣本區(qū)域糧食播種面積占各自總播種面積的75%以上，能夠較好地滿足本文研究的需要。

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于2017年10月-12月中國人民大學(xué)農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學(xué)院師生在糧食主產(chǎn)區(qū)山東省開展的“農(nóng)戶糧食種植、銷售與儲(chǔ)備”專題調(diào)研，考慮到農(nóng)戶受教育年限的差異，同時(shí)需要調(diào)查人員協(xié)助核算糧食生產(chǎn)過程中的種子、農(nóng)藥、化肥、農(nóng)機(jī)、灌溉、農(nóng)具、動(dòng)力燃料等費(fèi)用，以及家庭各項(xiàng)收入、勞動(dòng)工作日投入等，調(diào)研采取入戶的方式由調(diào)研員針對(duì)戶主一對(duì)一直接訪談。在選取三縣一區(qū)作為研究區(qū)域后，在每個(gè)調(diào)研區(qū)縣再隨機(jī)抽取15個(gè)村，按照村民小組的戶數(shù)，并按占比確定抽取權(quán)重，針對(duì)每個(gè)村民小組隨機(jī)抽取指定量的農(nóng)戶，最終完成有效問卷313份，其中有10戶農(nóng)戶并未種植糧食，剔除后共計(jì)303份作為本文數(shù)據(jù)來源。303份問卷中曹縣99份，巨野縣81份，牡丹區(qū)79份，單縣44份，農(nóng)戶種植的糧食作物均為小麥、玉米，其他糧食品種種植基本為零，忽略不計(jì)。針對(duì)農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù)，記錄的是從2016年10月份小麥播種季到2017年10月份生產(chǎn)周期內(nèi)小麥、玉米兩種糧食作物生產(chǎn)過程中的投入產(chǎn)出情況。如無特殊說明，糧食僅指小麥和玉米兩種糧食作物。

(二)投入產(chǎn)出指標(biāo)選取

綜合郭曉鳴等[14]、李博偉等[15]測量農(nóng)戶種糧技術(shù)效率所選取的投入產(chǎn)出指標(biāo)，本文將微觀農(nóng)戶種糧的投入分為土地、資金和勞動(dòng)，不再將機(jī)械的采納作為技術(shù)投入，而是將農(nóng)戶購買的農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)直接納入到資本投入中，產(chǎn)出指標(biāo)為從2016年10月份小麥播種季到2017年10月份生產(chǎn)周期內(nèi)小麥、玉米兩種糧食作物總產(chǎn)出的產(chǎn)值。土地投入用糧食播種面積表示，為小麥與玉米兩種糧食作物播種面積的總和，資金投入包括小麥、玉米生產(chǎn)過程中的種子投入、化肥投入、農(nóng)藥投入、農(nóng)機(jī)投入、灌溉投入五種，其中農(nóng)戶自有小農(nóng)具極少，可以忽略不計(jì)，勞動(dòng)力投入為農(nóng)戶在小麥、玉米從種到收全過程生產(chǎn)中投入的勞動(dòng)工作日數(shù)量。

(三)超對(duì)數(shù)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)結(jié)果

為了便于對(duì)比兼業(yè)農(nóng)戶與專業(yè)農(nóng)戶在糧食生產(chǎn)過程中存在的投入產(chǎn)出差異，本文將調(diào)研的數(shù)據(jù)進(jìn)行分組分析，數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性描述如表1所示。從整體而言，農(nóng)戶戶均糧食總產(chǎn)值為1.2萬元，戶均糧食播種面積為12.8畝，戶均種糧投入勞動(dòng)日數(shù)為23.5個(gè)勞動(dòng)日，戶均種子、農(nóng)藥、化肥、農(nóng)機(jī)、灌溉投入分別為834.92元、510.52元、2240.95元、1700.02元、287.55元，化肥和機(jī)械是農(nóng)戶種糧過程中最主要的兩種要素投入。對(duì)比專業(yè)農(nóng)戶與兼業(yè)農(nóng)戶的投入產(chǎn)出指標(biāo)發(fā)現(xiàn)，專業(yè)農(nóng)戶戶均糧食播種面積大于兼業(yè)農(nóng)戶，說明兼業(yè)農(nóng)戶傾向于轉(zhuǎn)出土地而專業(yè)農(nóng)戶傾向于流入農(nóng)地，專業(yè)農(nóng)戶的戶均糧食播種面積的單位產(chǎn)值要大于兼業(yè)農(nóng)戶。

表1 糧食生產(chǎn)投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)描述

表2 超對(duì)數(shù)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)結(jié)果

注：γ的計(jì)算公式為γ=σu2/(σu2+σv2)，其中σu與σv由模型估計(jì)得到。***、**、*分別表示1%、5%、10%水平下的顯著性檢驗(yàn)(下同)。

將農(nóng)戶糧食生產(chǎn)中投入的種子、農(nóng)藥、化肥、農(nóng)機(jī)、灌溉五項(xiàng)費(fèi)用歸為資金投入，根據(jù)公式(4)設(shè)定的超對(duì)數(shù)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型，運(yùn)用Stata14.0做回歸分析，結(jié)果如表2所示。對(duì)數(shù)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型估計(jì)的p值為0.000，表明生產(chǎn)函數(shù)整體擬合效果較好，γ值的計(jì)算結(jié)果為0.9617，即整體誤差來源于管理誤差項(xiàng)的比例為96.17%，僅有3.83%來源于隨機(jī)誤差項(xiàng)。整體而言農(nóng)戶糧食生產(chǎn)存在明顯的技術(shù)非效率，且這種非效率主要來源于管理誤差。

(四)兼業(yè)農(nóng)戶與專業(yè)農(nóng)戶種糧技術(shù)效率對(duì)比

根據(jù)隨機(jī)前沿生產(chǎn)模型計(jì)算得出農(nóng)戶種糧的技術(shù)效率，技術(shù)效率的分布統(tǒng)計(jì)如表3所示。從整體而言，303戶農(nóng)戶的平均種糧技術(shù)效率為0.616，存在39.4%的效率損失，這種效率損失主要來源于管理誤差項(xiàng)，如果農(nóng)戶能夠更合理的管理并配置農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的各項(xiàng)投入要素，提高糧食生產(chǎn)過程中經(jīng)營管理的水平就能夠獲得較大程度的技術(shù)效率提升。從兼業(yè)農(nóng)戶與專業(yè)農(nóng)戶種糧技術(shù)效率對(duì)比的角度而言，專業(yè)農(nóng)戶種糧技術(shù)效率顯著高于兼業(yè)農(nóng)戶，專業(yè)農(nóng)戶平均種糧技術(shù)效率為0.769，比兼業(yè)農(nóng)戶高了28.3個(gè)百分點(diǎn)，即專業(yè)農(nóng)戶與兼業(yè)農(nóng)戶的種糧技術(shù)效率存在一定程度的分化。從種糧技術(shù)效率頻率分布上看，兼業(yè)農(nóng)戶種糧技術(shù)效率的分布更為集中在低效率組，種糧技術(shù)效率介于0-0.5的農(nóng)戶占比達(dá)52.8%，相比之下專業(yè)農(nóng)戶的占比為14.61%，種糧技術(shù)效率介于0.8-1.0之間的高效率農(nóng)戶占比，專業(yè)農(nóng)戶高于兼業(yè)農(nóng)戶，專業(yè)農(nóng)戶組占比達(dá)26.97%，而兼業(yè)農(nóng)戶組占比僅為1.87%。本文對(duì)技術(shù)效率測算的結(jié)果支持兼業(yè)化降低農(nóng)戶種糧技術(shù)效率這一判斷。

表3 兼業(yè)農(nóng)戶與專業(yè)農(nóng)戶種糧技術(shù)效率的統(tǒng)計(jì)分析

種糧技術(shù)效率兼業(yè)農(nóng)戶專業(yè)農(nóng)戶戶數(shù)占比戶數(shù)占比0.9-1.031.40%88.99%0.8-0.910.47%1617.98%0.7-0.8125.61%2123.60%0.6-0.73014.02%1213.48%0.5-0.65525.70%1921.35%0-0.511352.80%1314.61%最大值0.9711.000最小值0.1720.165均值0.4860.769樣本量21489

(五)投入要素的產(chǎn)出彈性測算

根據(jù)公式(6)-(8)可以計(jì)算出勞動(dòng)力、播種面積和生產(chǎn)性資金三種投入要素在均值處的種糧產(chǎn)出彈性。勞動(dòng)力投入要素產(chǎn)出彈性為0.107，播種面積投入要素產(chǎn)出彈性為0.034，生產(chǎn)性資金投入產(chǎn)出彈性為0.147，產(chǎn)出彈性的排序?yàn)樯a(chǎn)性資金>勞動(dòng)力>土地。生產(chǎn)性資金投入產(chǎn)出彈性最大，說明山東菏澤三縣一區(qū)糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶的糧食產(chǎn)量對(duì)種子、農(nóng)藥、化肥等投入的依賴性較強(qiáng)，勞動(dòng)力投入產(chǎn)出彈性小于資金投入說明資金投入、尤其是購買農(nóng)機(jī)服務(wù)，對(duì)勞動(dòng)力具有顯著的替代作用。投入要素的交互項(xiàng)代表了要素之間的相互替代關(guān)系，如表2所示。勞動(dòng)力與生產(chǎn)性資金投入存在顯著替代關(guān)系，表明農(nóng)戶通過資金投入，特別是購買第三方服務(wù)，能夠替代勞動(dòng)力投入，投入新的各項(xiàng)生物技術(shù)可以預(yù)防糧食生產(chǎn)的病蟲害，進(jìn)而減少勞動(dòng)力投入，這與要素相對(duì)價(jià)格變化誘致技術(shù)變遷的結(jié)論一致。土地與生產(chǎn)性資金投入之間也存在顯著的替代關(guān)系，農(nóng)戶通過投入高質(zhì)量的種子、農(nóng)藥、化肥等生產(chǎn)要素可以提高單位面積的糧食產(chǎn)量，生產(chǎn)出同樣的產(chǎn)量需要較少的土地，二者之間的替代關(guān)系符合小部分農(nóng)戶依靠種子、農(nóng)藥、化肥、灌溉以及購買第三方農(nóng)機(jī)服務(wù)來替代土地投入，選擇流轉(zhuǎn)出部分土地，僅耕種一小部分土地的現(xiàn)象。

四、農(nóng)戶種糧技術(shù)效率分化的實(shí)證分析

(一)變量選取

基于調(diào)查數(shù)據(jù)，被解釋變量設(shè)定為基于隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)法測算出來的微觀農(nóng)戶種糧的技術(shù)效率。選取的外生解釋標(biāo)量分為5類，共12個(gè)指標(biāo)如下：

兼業(yè)程度：本文設(shè)定的核心解釋變量為農(nóng)戶的兼業(yè)化程度，在控制其他變量的前提下，利用模型驗(yàn)證農(nóng)戶的兼業(yè)化程度對(duì)農(nóng)戶種糧技術(shù)效率的影響。農(nóng)戶的兼業(yè)化程度用農(nóng)戶兼業(yè)收入占家庭總收入的比重表示，不存在兼業(yè)的農(nóng)戶兼業(yè)收入為0，則兼業(yè)化程度也為0。

土地稟賦：農(nóng)戶土地經(jīng)營規(guī)模與農(nóng)戶效率關(guān)系的爭論由來已久，Kumbhakar的研究表明農(nóng)戶土地經(jīng)營規(guī)模與效率存在正相關(guān)性[16]，而Sen證明了土地經(jīng)營規(guī)模與效率存在負(fù)相關(guān)性[17]。用糧食播種面積與土地細(xì)碎化程度來表征農(nóng)戶的土地資源稟賦，其中糧食播種面積由小麥和玉米兩種糧食作物播種面積的加總得到，土地細(xì)碎化程度用單位地塊平均面積表示，單位地塊平均面積等于農(nóng)戶土地總面積與地塊數(shù)量的比值。

勞動(dòng)力稟賦：勞動(dòng)力稟賦特征會(huì)直接影響到農(nóng)戶種糧的技術(shù)采納，年齡對(duì)農(nóng)戶效率的影響存在爭論，年齡大的勞動(dòng)力具有豐富的務(wù)農(nóng)經(jīng)驗(yàn)，其效率相對(duì)較高[18]，但也有學(xué)者認(rèn)為年齡大的勞動(dòng)力體力較差，普遍難以接受新技術(shù)，其效率反而更低[19]。本文用戶主年齡、受教育年限、身體是否健康來表征農(nóng)戶的勞動(dòng)力稟賦，一般情況下農(nóng)戶的受教育年限越高，技術(shù)采納越容易，身體越健康，種糧投入的有效勞動(dòng)越高，技術(shù)效率也表現(xiàn)越好。

農(nóng)戶技術(shù)與信息獲取：農(nóng)戶能否及時(shí)獲得農(nóng)業(yè)信息影響到農(nóng)戶種糧的技術(shù)采納，進(jìn)而影響到農(nóng)戶的種糧技術(shù)效率[20]，本文用是否參加種糧培訓(xùn)、與縣城的距離、是否為村干部來表征農(nóng)業(yè)信息的可獲取程度。

地區(qū)虛擬變量：不同的調(diào)查地點(diǎn)擁有不同的文化習(xí)俗背景，即存在不可觀測的因素對(duì)農(nóng)戶效率的影響，本文設(shè)置地區(qū)虛擬變量來表征由于調(diào)研地點(diǎn)差異所產(chǎn)生的不可觀測的因素，三縣一區(qū)設(shè)置三個(gè)地區(qū)虛擬變量。

(二)變量描述性統(tǒng)計(jì)分析

對(duì)影響因素變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表4所示。從整體而言，農(nóng)戶的平均兼業(yè)化程度為0.545，小麥、玉米兩種糧食的戶均播種面積為12.8畝，戶均地塊數(shù)量為3.93，土地細(xì)碎化程度較高。農(nóng)戶戶主個(gè)人特征方面，戶主年齡平均為52.5歲，受教育年限平均為6.82年，與縣城距離平均為15.58公里。對(duì)比兼業(yè)農(nóng)戶與專業(yè)農(nóng)戶發(fā)現(xiàn)，專業(yè)農(nóng)戶不存在兼業(yè)，兼業(yè)收入占比為0，而兼業(yè)組平均兼業(yè)化程度達(dá)0.771，即兼業(yè)收入占家庭總收入的77.1%，專業(yè)農(nóng)戶的糧食播種面積和參加種糧技術(shù)培訓(xùn)的比例大于兼業(yè)農(nóng)戶，但兼業(yè)農(nóng)戶戶主平均年齡比專業(yè)農(nóng)戶小了8歲，兼業(yè)農(nóng)戶戶主的身體健康狀況好于專業(yè)農(nóng)戶，受教育年限、是否為村干部、與縣城距離三個(gè)方面兩組差異不大。

(三)實(shí)證結(jié)果分析

為了分析兼業(yè)與農(nóng)戶種糧技術(shù)效率的關(guān)系，并深入剖析影響農(nóng)戶種糧技術(shù)效率的其他因素，根據(jù)公式(10)設(shè)定的計(jì)量模型，從模型Ⅰ到模型Ⅳ共構(gòu)建了四個(gè)農(nóng)戶種糧技術(shù)效率實(shí)證模型，設(shè)定四個(gè)模型的目的是為了分析同一因素對(duì)不同農(nóng)戶組種糧技術(shù)效率的影響。其中模型Ⅰ為針對(duì)專業(yè)農(nóng)戶種糧技術(shù)效率的Tobit模型回歸結(jié)果，模型Ⅱ?yàn)獒槍?duì)兼業(yè)農(nóng)戶種糧技術(shù)效率的Tobit模型回歸結(jié)果，模型Ⅲ為針對(duì)全部農(nóng)戶忽略兼業(yè)程度變量的Tobit模型回歸結(jié)果，模型Ⅳ為針對(duì)全部農(nóng)戶種糧技術(shù)效率的Tobit模型回歸結(jié)果，具體實(shí)證結(jié)果如表5所示。

表4 農(nóng)戶種糧技術(shù)效率影響因素的描述性統(tǒng)計(jì)

表5 農(nóng)戶種糧技術(shù)效率Tobit模型回歸結(jié)果

1.兼業(yè)與農(nóng)戶種糧效率。根據(jù)模型Ⅱ與模型Ⅳ回歸結(jié)果可得兼業(yè)程度均在1%的水平上顯著為負(fù)，農(nóng)戶兼業(yè)降低了農(nóng)戶種糧的技術(shù)效率。從投入產(chǎn)出的角度而言，相較于專業(yè)農(nóng)戶，兼業(yè)農(nóng)戶具有更為保守的生產(chǎn)性資金投入，單位播種面積投入的勞動(dòng)工作日也相對(duì)較少，糧食總產(chǎn)值也顯著低于專業(yè)農(nóng)戶，基于SFA模型測算出的種糧技術(shù)效率同樣顯著低于專業(yè)農(nóng)戶。對(duì)于兼業(yè)組農(nóng)戶，兼業(yè)程度對(duì)農(nóng)戶種糧技術(shù)效率的邊際效應(yīng)為-0.122，加入專業(yè)農(nóng)戶后的整體樣本，農(nóng)戶種糧技術(shù)效率的邊際效應(yīng)為-0.052。

2.土地稟賦與農(nóng)戶種糧技術(shù)效率。從模型Ⅰ到模型Ⅳ，糧食播種面積均在1%的水平上顯著為正，即在播種面積普遍較小的情況下，面積的適度擴(kuò)大能夠顯著提高農(nóng)戶種糧的技術(shù)效率。專業(yè)農(nóng)戶播種面積擴(kuò)大對(duì)種糧技術(shù)效率影響的邊際效應(yīng)為0.024，高于兼業(yè)農(nóng)戶的邊際效應(yīng)，說明對(duì)于專業(yè)農(nóng)戶來說擴(kuò)大糧食播種面積帶來的種糧技術(shù)效率提升幅度要大于兼業(yè)農(nóng)戶。從模型Ⅰ到模型Ⅳ，農(nóng)戶的平均地塊面積在1%的水平上顯著為正，農(nóng)戶土地細(xì)碎化程度越小，農(nóng)戶的種糧技術(shù)效率越高，兼業(yè)農(nóng)戶的邊際效應(yīng)為0.032，高于專業(yè)農(nóng)戶的0.015，說明土地細(xì)化程度對(duì)兼業(yè)農(nóng)戶種糧技術(shù)效率的影響大于專業(yè)農(nóng)戶。

3.勞動(dòng)力稟賦與農(nóng)戶種糧技術(shù)效率。從模型Ⅰ到模型Ⅳ，戶主年齡、受教育年限對(duì)農(nóng)戶種糧技術(shù)效率的影響并沒有通過顯著性檢驗(yàn)，雖然兼業(yè)農(nóng)戶戶主的平均年齡比專業(yè)農(nóng)戶小了8歲，但在機(jī)械化全面推進(jìn)的華北平原地區(qū)，機(jī)械全面替代勞動(dòng)，年齡和受教育年限并沒有導(dǎo)致種糧技術(shù)效率的分化。戶主的身體健康顯著影響了農(nóng)戶種糧的技術(shù)效率，根據(jù)模型Ⅳ的整體回歸結(jié)果，無重大疾病、身體健康的農(nóng)戶比存在重大疾病、身體不健康的農(nóng)戶，種糧技術(shù)效率高0.034，專業(yè)農(nóng)戶身體健康條件對(duì)農(nóng)戶種糧效率影響的邊際效應(yīng)為0.039，遠(yuǎn)大于兼業(yè)農(nóng)戶的0.012。

4.技術(shù)、信息獲取與農(nóng)戶種糧技術(shù)效率。從模型Ⅰ到模型Ⅳ，是否為村干部、與縣城的距離對(duì)種糧技術(shù)效率的影響沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說明村干部農(nóng)戶與非村干部農(nóng)戶并不影響農(nóng)戶的技術(shù)采納。由于處于平原地區(qū)，與縣城的距離并不會(huì)影響到農(nóng)戶獲得信息、交通、水利等方面的資源。是否參加種糧技術(shù)培訓(xùn)顯著影響農(nóng)戶種糧技術(shù)效率，根據(jù)模型Ⅳ的整體回歸結(jié)果，參加種糧技術(shù)效率培訓(xùn)的農(nóng)戶比不參加種糧技術(shù)培訓(xùn)的農(nóng)戶種糧技術(shù)效率高了0.046，兼業(yè)農(nóng)戶參與種糧技術(shù)培訓(xùn)帶來的效率提升要高于專業(yè)農(nóng)戶。

5.地區(qū)虛擬變量與農(nóng)戶種糧效率。根據(jù)模型Ⅳ回歸結(jié)果可得單縣農(nóng)戶種糧技術(shù)效率要顯著低于曹縣、巨野縣和牡丹區(qū)的農(nóng)戶；根據(jù)模型Ⅱ結(jié)果，對(duì)于兼業(yè)農(nóng)戶組而言，單縣兼業(yè)農(nóng)戶種糧的技術(shù)效率同樣低于曹縣、巨野縣和牡丹區(qū)的農(nóng)戶。

五、結(jié)論與政策啟示

本文主要結(jié)論如下：農(nóng)戶糧食生產(chǎn)存在明顯的技術(shù)非效率，303戶農(nóng)戶的平均種糧技術(shù)效率為0.616，存在39.4%的效率損失，其中技術(shù)效率損失中有96.17%來源于農(nóng)戶糧食生產(chǎn)過程中的管理誤差，僅有3.83%來源于自然條件等不可控制的隨機(jī)誤差。專業(yè)農(nóng)戶與兼業(yè)農(nóng)戶的種糧技術(shù)效率存在一定程度的分化，專業(yè)農(nóng)戶平均種糧技術(shù)效率為0.769，比兼業(yè)農(nóng)戶高了28.3個(gè)百分點(diǎn)。要素的投入產(chǎn)出彈性測算結(jié)果顯示，種子、農(nóng)藥、化肥、機(jī)械等生產(chǎn)性資金投入的產(chǎn)出彈性大于勞動(dòng)力，同時(shí)勞動(dòng)力投入的產(chǎn)出彈性又大于播種面積，且勞動(dòng)力與生產(chǎn)性資金、土地與生產(chǎn)性資金之間存在顯著的要素替代關(guān)系。兼業(yè)程度、土地細(xì)碎化程度與農(nóng)戶種糧技術(shù)效率顯著負(fù)相關(guān)，糧食播種面積、身體健康條件、參加種糧技術(shù)培訓(xùn)與農(nóng)戶種糧技術(shù)效率顯著正相關(guān)，而單縣無論是全部農(nóng)戶還是兼業(yè)農(nóng)戶均都表現(xiàn)出較低的技術(shù)效率。

研究的政策啟示：(1)在機(jī)械化容易推進(jìn)的平原地區(qū)，進(jìn)一步推動(dòng)農(nóng)村土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)，有序引導(dǎo)低技術(shù)效率的兼業(yè)農(nóng)戶退出糧食種植，推動(dòng)土地向種糧技術(shù)效率較高的新型經(jīng)營主體手中集中，形成適度規(guī)模經(jīng)營，避免兼業(yè)化導(dǎo)致耕地利用轉(zhuǎn)向低效率、無效率甚至拋荒。(2)定期開展針對(duì)農(nóng)戶的種糧技術(shù)培訓(xùn)，增加對(duì)農(nóng)戶的人力資本投入，培養(yǎng)一批具備專業(yè)種糧技術(shù)素養(yǎng)的農(nóng)民隊(duì)伍，積極鼓勵(lì)并引導(dǎo)具備專業(yè)知識(shí)的年輕人才進(jìn)入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域。(3)進(jìn)一步完善農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)市場，優(yōu)先扶持國內(nèi)農(nóng)機(jī)制造業(yè)發(fā)展，提升農(nóng)機(jī)供給的數(shù)量與質(zhì)量，協(xié)調(diào)不同區(qū)域的農(nóng)機(jī)供給與需求，推動(dòng)小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的有機(jī)銜接。(4)提升農(nóng)民技術(shù)、管理等方面的信息獲取能力，開拓信息獲取渠道，完善農(nóng)村生產(chǎn)類基礎(chǔ)設(shè)施，為農(nóng)戶種糧技術(shù)效率的提升提供外在保障。

注釋：

① 既從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，又從事非農(nóng)活動(dòng)并獲得收入的農(nóng)戶稱為兼業(yè)農(nóng)戶。農(nóng)戶的兼業(yè)化程度是指從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)又從事非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶從非農(nóng)產(chǎn)業(yè)中獲得收入的程度，可以用非農(nóng)收入占家庭總收入的比重來表征。

② 數(shù)據(jù)來源：日本總務(wù)省統(tǒng)計(jì)局。一般認(rèn)為非農(nóng)收入占比小于10%為純農(nóng)戶，介于10%到50%之間的為一兼戶，大于50%的為二兼戶。

③ “二兼滯留”問題是指，日本農(nóng)村勞動(dòng)力大量減少，但農(nóng)業(yè)經(jīng)營單位數(shù)量下降緩慢，土地牢牢掌握在分散的二兼農(nóng)戶手中(二兼農(nóng)戶占總農(nóng)戶數(shù)量的53.17%)，導(dǎo)致單個(gè)農(nóng)戶的經(jīng)營規(guī)模擴(kuò)張極其緩慢。

④ 數(shù)據(jù)來源：2017年荷澤統(tǒng)計(jì)公報(bào)。