勞動力質量、生產規模與農牧戶生產技術效率

許 榮 肖海峰

(中國農業大學 經濟管理學院，北京 100083)

農業技術效率對農業生產具有重要的積極作用，是提高我國農業綜合實力的重要途徑。在我國農業快速發展過程中，越來越多先進技術應用其中，不斷改善和創新農業生產技術。但就我國農業生產技術效率現狀來看，目前正處高耗能、低效率的狀態，存在明顯的生產技術效率損失[1]。作為農業資源短缺的國家，我國不應再走資源過度投入的傳統道路，而應加快農業技術的轉化率，提高農業生產技術效率，實現農業的現代化發展。歷史已經證明，人力資本是提升農民生產效率的重要途徑之一[2]。但隨著城市化的推進，我國大量農村勞動力向城市部門轉移，農村勞動力結構發生了較大改變，在農村進行農業生產的農戶呈現出“女性化”、“高齡化”及“低文化”等特征[3-5]，我國農村正面臨著人力資本降低、勞動力質量較差的局面。因此，在農村勞動力持續轉移的背景下，我國目前的農村家庭勞動力質量現狀是否對農戶生產技術效率產生影響？影響程度多大？都值得我們關注。

對于農村勞動力質量與農戶生產技術效率的關系，學術界已有廣泛的探討。如姚增福等[6]通過分析農村勞動力質量對規模農戶生產效率的影響，研究認為經驗豐富型的男性和女性均對家庭經濟增長效率提升產生了顯著的正效應，效應值分別為0.290、0.170；曾雅婷等[7]通過分析農戶勞動力稟賦對農機社會化服務采納的影響，研究認為較高勞動力質量有助于農村農機社會化服務的使用率，最終促進農戶生產效率提高；關愛萍等[8]實證分析農村女性對農戶收入增長和收入差距的影響，得出女性人力資本要素能顯著促進家庭收入增長；馬九杰等[9]通過分析貧困地區農戶的家庭勞動質量與生產經營的關系得出，農戶家庭勞動力的質量與農戶家庭農產品年總產值呈正“U”形關系；聶正彥等[10]運用隨機前沿分析方法研究了老齡與非老齡農戶生產技術效率的差異，研究認為老齡農戶的平均技術效率要高于非老齡農戶，且更具穩定性；李俊鵬等[11]分析了農業勞動力老齡化與中國糧食生產之間的關系，研究認為農業勞動力老齡化可以在一定程度上減少糧食生產勞動投入，推動糧食生產規模化與機械化，通過提高單產與種植面積促進糧食增產。許多學者對生產規模與生產技術效率的關系也進行了大量的研究，也得出不同的結論。沈雪等[12]利用調研數據對不同規模下的水稻種植戶的生產技術效率進行了測度，得出規模越大，生產技術效率越高；李谷成等[13]認為農業效率與生產規模并不存在什么關系；周曉時等[14]認為，生產要素對農業生產影響效應的發揮還需要一個臨界最小的農戶生產規模，才有可能實現有效率的配置。因此，研究家庭勞動力質量與農牧戶生產技術效率的關系不能忽略生產經營規模的不同帶來的影響不同。而本研究將以絨毛用羊產業為例，基于農牧戶微觀調研數據，從農戶生產規模異質性出發運用門檻回歸模型實證分析家庭勞動力質量與農牧戶生產技術效率的關系，以期為提高我國畜牧業的生產技術效率提供現實的參考和決策依據。

1 模型與方法

1.1 隨機前沿生產函數

本部分的研究主要基于對農牧戶絨毛用羊的生產技術效率的估計和分析。目前，以數學線性規劃為主的非參數法和以經濟計量方法為主的參數方法是估計生產技術效率的主要方法[15]。考慮到參數方法具有一定的經濟理論基礎，并且結合我國畜牧業生產的實際情況，本研究采用參數方法中承認隨機沖擊與技術效率損失共存的隨機前沿生產函數(Stochastic frontier production function，簡稱SFA)分析法來分析農牧戶絨毛用羊生產技術效率。隨機前沿生產函數的具體設定形式主要有柯布-道格拉斯(Cobb-Douglas)形式和超越對數(translog)2種形式，其中柯布-道格拉斯模型是超對數模型的特例。以超越對數形式為例，超越對數隨機前沿生產函數模型及其對應的技術效率損失模型的具有表達式為：

(1)

(2)

lnYi=β0+∑βilnXi+Vi+Ui

(3)

在實際研究過程中對于不同類型的數據可以采用最大似然值比值檢驗法在這2種不同的模型設定形式中確定合適的模型進行估計。最大似然值比值檢驗法的原假設H0主要為“所有的βij估計值均等于0，即應采用Cobb-Douglas生產函數來進行估計”；備選假設H1為：“至少有一個βij的估計值不等于0，即應采用Translog函數來進行估計”。該檢驗法的檢驗統計量可表示為：

(4)

式中：L(H0)和L(H1)分別表示SFA生產函數在原假設H0和備選假設H1下的對數似然函數值；q表示原假設H0中零約束的個數。當LR>臨界值時，拒絕原假設H0，即應采用Cobb-Douglas生產函數來進行估計。

1.2 門檻回歸模型

門檻回歸模型又叫門限效應，是指當一個經濟參數達到特定的數值后，引起另外一個經濟參數發生突然轉向其它發展形式的現象，作為原因現象的臨界值稱為門限值。繼Tong[16]提出門限自回歸模型(Threshold auto-regression， TAR)之后，這種非線性時間序列模型在經濟研究領域得到了廣泛的應用。為了更好的服務于研究，Hansen[17]、Potter等[18]進一步擴展TAR模型，使其可以利用截面數據和面板數據進行門限值的估計。

以單門限模型為例，其基本形式為：

(5)

yi=Xi(qi,γ)β+εi

(6)

(7)

式中：i=1,2,…,N表示樣本個體，yi是被解釋變量，Xi是解釋變量，β為待估參數系數，qi為門檻變量，γ為門檻值，根據其相應的“門檻值”γ，可將樣本分成“兩組”，β′1和β′2分別為兩組樣本的回歸系數，隨機誤差項εi～iid(0,σ2)。為了方便分析，門檻回歸模型可簡化為單一方程:

(8)

Y=Xθ+Xγδn+ε

(9)

Sn(θ,δ,γ)=(Y-Xθ-Xγδ)

(10)

(11)

由此，估計得到的門檻值就是使得Sn(γ)最小的γ。

2 數據來源與變量說明

2.1 數據來源

本數據來源于國家現代農業產業技術體系絨毛用羊產業經濟研究室2018年進行的體系內絨毛用羊農戶調查，樣本分布于新疆、青海、陜西、貴州、西藏共5個主產省(自治區)10個縣(旗、市)。調查依托于國家絨毛用羊產業技術體系于我國各絨毛用羊主產省份設立的綜合試驗站進行，以多層抽樣與隨機抽樣相結合的方式選取樣本，以調查員逐一提問、農牧民回答的形式填寫問卷，去掉有缺失數據和異常值樣本，最終獲得有效樣本432個。

2.2 變量說明

2.2.1生產技術效率投入產出指標

參考已有文獻的研究成果并根據絨毛用羊生產特點，本研究選取絨毛產值和出欄羊收入為測算生產技術效率的產出指標[11]。投入要素指標主要選取精飼料飼喂量、粗飼料飼喂量、勞動力投入量及物質費用4種投入要素。其中，物質費用包括除精飼料、粗飼料以及勞動力投入要素之外的飼鹽費、醫療防疫費、死亡損失費、草原建設維護投入、圈舍修建投入、飼草料加工費和燃料動力費等各種生產投入的費用支出。本研究所選取投入產出指標均以農戶為單位進行取值，各變量描述統計情況見表1。

2.2.2勞動力質量變量

借鑒馬林靜[19]、顏敏等[20]、楊宇等[21]的研究，本研究將選擇家庭人力資本存量大小和勞動力結構2個維度來代表農戶家庭勞動力質量情況。

其中，人力資本存量計算方法采用Hall等[22]的擴展性人力資本(Human capital-augmented)計算公式來計算，公式如下：

Hi=eφ(Ei)Li

(12)

式中：Hi代表家庭人力資本的水平，Ei表示第i個農牧戶家庭中從事絨毛用羊生產勞動力的平均受教育年限，φ(Ei)表示接受E年教育后的家庭勞動力的生產效率，當然，若家庭勞動力均沒有接受過任何正規教育，則家庭勞動力的生產效率水平φ(Ei)為0，即φ(0)=0，它蘊涵著隨著勞動力接受正規教育年限的增加，正規教育的生產效率也是按一定比例增加。若Ei=0，則Hi=Li，意味著對于一個受教育年限為0的人來說，他只屬于一個在一般生產函數中簡單的勞動力。另外，借鑒侯風云[23]、李谷成等[24]的相關研究，本研究也采用希臘經濟學家Psacharopoulos等[25]對世界多數國家關于教育收益率的跟蹤研究數據結果：中國小學的教育收益率為0.18，中學的教育收益率為0.134，高等教育階段為0.151，與之相對應的教育年限階段分別為0～6、6～12和12年以上，以此來計算農戶家庭人力資本存量。

表1 投入產出變量說明及統計特征Table 1 Input-output variable description and statistical characteristics

勞動力質量結構變量將參照王雅鵬等[3]、李旻等[4]和胡雪枝等[26]的研究，選用女性化和老齡化2個維度。其中，女性化程度根據家庭從事絨毛用羊生產的勞動力數量中女性的占比來表示；對于年齡變量，根據家庭從事絨毛用羊生產的勞動力平均年齡，在年齡維度設置“老齡組”和“低齡組”2個組別，賦值分別1和0。前者是指家庭從事絨毛用羊生產勞動力的平均年齡在60歲及以上，后者是指家庭勞動力的平均年齡在40歲以下，勞動力平均年齡在 40～60歲的農戶家庭為基本組。本部分將在控制其他變量的基礎上分析農戶家庭人力資本存量、女性化及老齡化3個維度對農牧戶生產技術效率的影響。

2.2.3其他特征變量

已有相關研究表明，除農牧戶家庭勞動力變量之外，農戶的生產行為、政府政策、經濟社會發展水平等因素也是影響農業生產技術效率的重要因素。因此，本研究將農牧戶絨毛用羊的養殖特征和社會經濟條件情況等其他特征變量作為控制變量納入到模型中。其中，養殖特征變量主要包括養羊收入占總收入的比例、家庭總人口數、養殖年限和養殖規模；社會經濟情況變量主要包括是否參加了合作社或協會等組織、是否接受過技術培訓、是否獲得過政府扶持及是否借貸過資金等變量。主要變量的描述統計情況見表2。

3 實證結果分析

3.1 投入產出效率分析

首先對柯布道格拉斯生產函數模型及超越對數生產函數模型選擇進行估計，經計算得到的LR檢驗統計量為：

(13)

根據最大似然比值法的檢驗結果可知，本研究應當采用Translog形式SFA生產函數來測算絨毛用羊生產技術效率效率。農牧戶絨毛用羊生產技術效率測算結果見表3，根據表可知，樣本農牧戶絨毛用羊生產的技術效率從0.182 2到0.897 7不等，平均效率值為0.623 6；在樣本總體中，僅有27.55%的農牧戶的絨毛用羊生產技術效率≥0.7，技術效率總體上較低。這表明，在現有的技術和投入水平下，各種投入要素的產出效率還不高，農牧戶生產技術效率水平還有待進一步提高。

3.2 門檻模型估計結果

借鑒劉彬彬等[27]、周曉時等[14]的研究，首先對門檻效應進行相關檢驗，確定門檻值(S，只)與門檻個數，從而確定門檻估計的模型形式。表4和5分別為門檻估計值結果和模型參數估計結果。

通過表4發現，根據門檻值估計結果，農牧戶的養殖規模被劃分為小規模(S≤56.5)、中等規模(56.5291)3個門檻。

表5中模型1為基準模型，只添加了家庭人力資本存量變量；模型2～4為依次添加不同類型(其他勞動力質量變量、生產特征變量和社會經濟特征變量)控制變量的估計結果。通過模型1～4對比，各變量的系數和顯著性均未發生明顯變化，表明本研究的估計結果具有一定的穩健性。

表2 主要變量描述性統計Table 2 Descriptive statistics of major variables

表3 農牧戶絨毛用羊生產技術效率分布情況Table 3 Distribution of production technology efficiency of farmers and herdsmen’s cashmere sheep

表4 門檻估計值結果Table 4 Threshold estimation results

表5 模型參數估計結果Table 5 Parameter estimation results of model

根據模型1～4結果可以發現，農戶人力資本存量對絨毛用羊生產技術效率的影響并非是一成不變，而是呈現明顯的門檻效應。在養殖戶養殖規模較小時，農戶人力資本存量的系數為-0.440 7，影響不顯著；在中等養殖規模下即農戶養殖規模超過56.5只后，人力資本存量對農牧戶生產技術效率具有了顯著的正向促進作用，且在1%的水平下顯著，農戶家庭人力資本存量每增加1個單位，養殖戶生產技術效率可以提高0.192 0個單位；隨著養殖規模的繼續增加，在規模超過291只的情況下，人力資本變量對農牧戶絨毛用羊生產技術效率仍然具有正向促進作用，但不顯著。實證結果表明，隨著農戶養殖規模的不斷增大，家庭人力資本存量對農戶生產技術效率的作用由負變正。從而說明家庭人力資本存量對農牧戶絨毛用羊的生產技術效率增長存在著門檻效應，只有當人力資本存量超過一定的門檻后，人力資本的產出效應才能體現。但目前，農牧戶在養殖規模超過291只時，人力資本的產出效應在畜牧業養殖過程中還沒有完全發揮。

在模型2中可以看到，女性占比對農牧戶生產技術效率具有顯著的負向影響，且在10%的水平下顯著，這說明在排除農牧戶其他生產特征和社會經濟特征后，農牧戶家庭中女性占比越高卻不利于農牧戶絨毛用羊生產技術效率的提高。但在加入其他特征變量后，女性占比該變量則不存在顯著影響，可能的原因是女性養殖戶在受到政府相關技術培訓或參加社會合作組織后可以增加其在養殖過程中對先進管理技術的應用，從而對生產技術效率不再產生顯著的負向影響。對于農牧戶的年齡變量，從方向上來看，低齡勞動力有利于農牧戶技術效率的提升，不過老齡化對技術效率及也并沒有表現出消極的作用，這一結論與楊志海等[28]和馬林靜等[18]的研究結果相同。如此看來，老齡化不會影響農牧戶絨毛用羊的生產，不會造成技術效率的顯著損失，可能是由于不同年齡的養殖戶所掌握的技術不存在顯著的差異。

對于農牧戶生產特征情況，在模型(4)中養羊收入占總收入的比重對農牧戶絨毛用羊生產技術效率具有顯著的正向影響，這表明農牧戶養殖收入的增加對農牧戶絨毛用羊生產技術效率的提高具有顯著的促進作用。家庭總人口數對農牧戶絨毛用羊生產技術效率的影響不顯著。通過各地區的調研發現，多數農牧戶絨毛用羊的養殖主要依賴家庭決策者，其他家庭成員參與相對較少，從而導致家庭總人口數的影響不顯著。養殖年限對農牧戶絨毛用羊生產具有顯著的影響，且在10%的水平下顯著。農牧戶絨毛用羊生產過程中所需的專業知識和技能在很大程度上取決于自身的經驗積累或者相互交流學習。

從反映社會經濟條件情況的解釋變量來看，是否參加合作社或協會等組織對農牧戶絨毛用羊生產的技術效率具有顯著的正向影響，且在5%的水平下顯著。規范的合作社能為養殖戶在生產、銷售、流通環節提供更多信息和幫助，有利于增強小規模分散經營養殖戶的市場力量，實現規模經營，降低經營風險，從而有利于生產技術效率的提高。農牧戶是否接受過技術培訓對農牧戶生產技術效率具有顯著的正向影響，且在1%的水平下顯著。是否接受技術培訓意味著農牧戶養殖技術水平能否得到改善和提高，從而會對農牧戶的生產產生重要的影響。是否借貸過資金和是否獲得過政府扶持均對農牧戶生產技術效率的影響不顯著。通過調研了解到，由于正規金融機構貸款條件和金額的限制，多數樣本農牧戶是以向親戚朋友借錢為主且借款金額不高，這種情況導致是否借貸過資金在提高農牧戶生產技術效率方面的作用不顯著。多數樣本農牧戶都未獲得過政府的補貼，從而使得獲得政府扶持在提高農牧戶生產技術效率方面的作用不顯著。

4 結論與政策啟示

本研究基于2018年新疆、青海、陜西、貴州及西藏5省(自治區)絨毛用羊的調研數據，通過門檻模型分析了農戶家庭勞動力質量對農牧戶絨毛用羊生產技術效率的影響。研究發現，農戶家庭勞動力質量中人力資本變量與農牧戶的生產技術效率的關系會因養殖規模的不同而呈現出兩個門檻效應，在達到一定的養殖規模后，家庭的人力資本存量才可以顯著的促進農牧戶生產技術效率的提高。具體來說：1)在農戶養殖規模較小時，人力資本存量對農牧戶生產技術效率具有負向作用；在中等養殖規模情況下，人力資本的影響由負變正，且在5%的水平顯著。在進入較大養殖規模下，人力資本卻沒有顯示出顯著的促進作用。2)低齡勞動力有利于農牧戶技術效率的提升，不過老齡化對技術效率及也并沒有表現出消極的作用；女性占比變量對農牧戶生產技術效率不具有顯著影響。

根據本研究的結論，提高農牧戶生產技術效率應從以下幾個方面入手：第一、較小的養殖規模不能維持人力資本的回報，不利于農牧戶生產技術效率的提高，應繼續推進畜牧業的規模化發展，提高小規模養殖戶的標準化程度，發揮人力資本對畜牧業生產技術效率的促進作用。相關政府部門應積極通過政策扶持、宣傳培訓、技術引導、示范帶動，全面推進畜牧業規模養殖進程。第二、多數養殖戶屬于小規模分散養殖，資金實力大多較弱，難以形成規模化的養殖。因此，建議扶持養殖專業合作社的發展，充分發揮合作社組織帶動作用，增強農牧戶專業化養殖程度，從而提高農牧戶生產技術效率。第三、現階段，農村農業勞動力質量下降已成客觀事實，通過各種形式的教育和培訓來提高農牧戶的科技水平和文化素質成為當務之急。養殖戶年齡大、文化素質低下，農牧戶難以采用和有效利用先進的生產技術和生產工具，現代農業技術難以最大化的發揮作用已成為當前農村發展亟需解決的問題。目前，雖然國家正以各種形式積極開展農民的科技教育培訓，但由于農民的認知能力和理解能力有限，培訓效果差強人意。因此，為使農村科技教育適應農村經濟的發展，農村人力資本人才培訓模式、科普教育內容及方法應與農業實際現象接軌。比如，針對農牧戶，可以改進培訓方式，如適當增加現場指導培訓、定向咨詢輔導等培訓方式，盡量減少純理論授課，加大農牧業實用技術培訓；同時應加強與農牧民的培訓交流互動，深入開展農牧民培訓需求調研，及時調整培訓方式方法以增強培訓效果，滿足老齡化、女性化、低文化等人群的培訓內容需求，提高這類人群技術的應用能力。