新型農業經營主體有能力帶動小農戶發展嗎
——基于技術效率比較視角

許佳彬 王 洋* 李翠霞，2

(1.東北農業大學 經濟管理學院，哈爾濱 150030； 2.黑龍江省綠色食品科學研究院，哈爾濱 150028)

黨的十九大首次提出實施鄉村振興戰略，明確提出培育新型農業經營主體，健全農業社會化服務體系，實現小農戶和現代農業發展相銜接。2018和2019年中央一號文件從不同維度闡述應如何實現小農戶和現代農業發展相銜接。“大國小農”是中國的基本國情，根據第三次農業普查數據顯示，中國小農戶占農業經營主體的98%以上，小農戶從業人員占農業從業人員的90%，小農戶經營耕地面積占總耕地面積的70%(1)數據來源：中華人民共和國國務院辦公室：“大國小農”如何實現農業現代化？https:∥www.baidu.com/link?url=Ay5IoE2iaylH3HHcs7vejd6EeHOpZ5YfvORKYv2r-0bVI2b6MsizIQO5GsS0nYqSgacOI2-gUtkc1qivQZXEL34GguJVOIjPw2QoKRW7UhC&wd=&eqid=9eea27b50006d9b4000000025da31199。從傳統農業向現代農業轉型升級的關鍵時期，最不容忽視的就是小農戶生產能力的提升，但要想改善小農戶生產經營格局單純從刺激內生動力還遠遠不夠，需要借助一定的推力和拉力[1]。2012年中央農村工作會議正式提出培育新型農業經營主體，新型農業經營主體數量不斷增加，截至2016年底，新型農業經營主體總量達到280萬個，促使全國土地流轉率達到35.1%，流轉面積達到0.31億hm2(2)數據來源：中華人民共和國農業農村部：“通過綜合配套措施 促進傳統小農戶向現代小農戶轉變”http:∥www.moa.gov.cn/xw/zwdt/201903/t20190305_6173261.htm。因此，構建新型農業經營主體與小農戶有效而緊密的利益聯結機制，通過新型農業經營主體帶動小農戶發展是現行國家政策的期許，也是解決中國農業“小而散”的重要出路。但是，新型農業經營主體是否有能力帶動小農戶發展將值得進一步深究。

目前，針對新型農業經營主體帶動小農戶發展的研究主要集中在以下兩方面：第一，為什么需要新型農業經營主體帶動小農戶發展。研究表明，由于生產觀念的閉塞性、生產工具的落后性和生產產品的劣質性，小農戶一直處于社會生產的底端[2]，要想改變這一現狀，迫切需要注入新的生產活力，引領示范小農戶與現代農業發展相銜接，而新型農業經營主體作為現代農業發展的新生力量，通過創新農業經營模式，優化農業投入結構，成功打破農業生產效益低下的壁壘[3]，新時代發展中國農業要堅持培育新型農業經營主體和促進小農戶轉型升級相統一[4]，實行新型農業經營主體帶動小農戶發展戰略，以服務聯結形式拓寬農戶視野，使利益聯結機制向產業鏈、價值層延伸，有助于增強小農戶參與現代農業發展的能力[5]。第二，肯定了新型農業經營主體的輻射帶動能力，認為新型農業經營主體兼具生產和社會服務的功能[6]，立足于提高收入和促進就業，對周邊農戶和農村發展呈現出明顯的輻射帶動效應[7]。從多地實踐經驗來看，新型農業經營主體與小農戶的利益聯結機制已經取得明顯成效，形成了多種創新性、緊密性、穩定性的利益聯結關系[8]，而且以合作社和龍頭企業為典型代表的新型農業生產組織形式在降低交易成本、利潤返還、服務載體增效等微觀層面[9]和創新農業技術推廣模式、改善農村收入水平、提高農業專業化水平等宏觀層面[10]均具有顯著效果，著力提高對新型農業經營主體的政策支持力度，可進一步加快農業結構調整、促進農產品流通、拓寬就業渠道，強化輻射帶動效果[11]。

綜上所述，現有研究通過理論闡述、案例分析和規律總結等方式對新型農業經營主體帶動小農戶發展加以論證，但缺少從實證視角考量新型農業經營主體是否有能力帶動小農戶發展。技術效率作為全面衡量農業各投入要素產出能力的指標，極大程度上反映了糧食生產經營主體的糧食生產經營能力[12]。鑒于此，為在實現小農戶和現代農業發展相銜接的重要征程中充分發揮新型農業經營主體的帶動作用，本研究從技術效率比較視角出發，考慮到玉米是中國第一大糧食作物，同時根據《中國統計年鑒》[13]近10年統計數據顯示，黑龍江省玉米總產量占全國玉米總產量的比重遠高于其他省份，為此對黑龍江省13市47村種植玉米的214個新型農業經營主體和128個小農戶進行實地調研，采用三階段DEA-Tobit模型對新型農業經營主體與小農戶玉米生產技術效率進行比較并分析導致技術效率差異的因素，以期為構建新型農業經營主體與小農戶利益銜接機制提供政策建議。

1 理論邏輯分析

“效率”起源于物理學，是指有用功率比上驅動功率。Farrell[14]于1957年指出，效率可分解為技術效率和配置效率，基于投入視角，技術效率專指在市場價格與生產技術不發生變化的情形下所能達到的最大可能產出能力，即技術效率=實際產出/理論上最大可能產出。對于糧食生產技術效率的測量，通常采用糧食總產量作為產出要素，用農業生產過程中勞動力、土地、農資、機械作為投入要素[15]。為此，本研究將從技術采納差異、交易成本差異、土地集中度差異3個理論維度解釋為什么新型農業經營主體具備帶動小農戶發展的能力(圖1)。

圖1 新型農業經營主體與小農戶技術效率差異原因分析Fig.1 Analysis of the reasons for the difference of technical efficiency between the new agricultural management entities and smallholder farmers

首先，基于技術采納差異維度，新型農業經營主體與小農戶相比具有更強的技術采納意愿。從本質上講，新型農業經營主體與小農戶具有相同的出身，小農戶通過改變其原有的農業要素投入規模和結構，逐漸演變成為各種類型的規模經營主體[16]。小農戶升級轉型的目的是適應現代農業發展的需要，不斷依托農業技術進步，穩步實現糧食增產增效。由于小農戶與新型農業經營主體生產目標和生產能力存在明顯差異，小農戶對傳統農業的路徑依賴和新技術的采納意愿不強烈[17]，在同等資源配置下小農戶要投入更多生產要素才能實現同等效益。從實地調查發現，小農戶與生俱來的思想觀念很難改變，向小農戶推廣新品種、新技術需要耗費大量時間成本和物質成本，而新型農業經營主體不但愿意采納新品種、新技術，而且更愿意花費時間和精力探索技術應用的新途徑。

其次，基于交易成本差異維度，新型農業經營主體在搜集信息、價格協商和事后監督等方面消耗的成本要遠低于小農戶。以農民專業合作社為例，農民專業合作社是由多個經營主體通過聯合經營的方式從事農業生產，本質上屬于家庭經營的外延[18]。作為參與市場交易的基本決策單元，農民專業合作社組織化程度相對較高，其經濟作用在于把若干要素所有者組成一個單位參與市場交換，通過減少市場交易者的數量減少信息不對稱的程度，進而降低交易成本[19]，這也就決定了農民專業合作社在搜集信息與價格協商方面比單個小農戶更有優勢，耗費成本更低。另外，由于農民專業合作社在市場交易過程中能夠形成較為全面的社會關系網絡，大大降低事后監督成本。因此，新型農業經營主體在生產用工、土地流轉、生產資料和機械的選用消耗的成本均要低于小農戶。

最后，基于土地集中度差異維度，新型農業經營主體經營耕地面積較大，土地相對連片集中。新型農業經營主體與小農戶的區別源于規模經營與分散經營，自提出新型農業經營主體概念以后，新型農業經營主體一直秉承適度規模經營的發展理念，通過土地流轉獲得土地經營權，促使土地連片集中，利于大型機械高質量作業[20]。與之不同的是，小農戶經營耕地面積較小，地塊分散，大型機械作業質量不佳或無法實現機械化作業，不得不采用人工作業，但人工作業的弊端是成本高，效率低。以收割玉米為例，采用大型機械，成本約為450元/hm2，用時僅需3.75 h/hm2，而采用人工作業，成本達1 125元/hm2，用時達到60 h/hm2。因此，新型農業經營主體與小農戶由于存在土地集中度的差異也引發了生產要素投入的差異。

2 數據來源、模型構建與變量選擇

2.1 數據來源

本研究所使用的數據源于東北農業大學畜牧經濟創新團隊于2018年7—8月對黑龍江省13市47村開展的2018年黑龍江省農村經濟社會調查，調研內容包括不同經營主體的生產經營結構和生產的基本特征。樣本通過分層抽樣與典型抽樣相結合的方式進行選取，首先根據黑龍江省各地市經濟發展與人口結構隨機選擇一定數量的樣本縣，其次根據樣本縣農業生產基本情況選擇具有典型性的樣本村，最后在實地調研過程中根據樣本村的農業人口數量按照比例選擇一定數量的新型農業經營主體和小農戶進行調研。考慮到農戶受教育程度的差異性，本次調研全部采取入戶深度訪談的形式，充分保證了每份問卷的真實性和代表性，最終獲得342份有效問卷，受訪主體地區分布與數量統計情況見表1。

表1 受訪主體地區分布與數量統計情況Table 1 Regional distribution and quantity statistics of interviewees 個

2.2 模型構建

2.2.1技術效率測算模型構建

本研究選擇Fried等[21]提出的DEA與SFA相結合的三階段DEA模型對新型農業經營主體與小農戶玉米生產技術效率進行測度，該模型有效避免了傳統一階段和二階段DEA模型在計算決策單元技術效率時忽略環境因素和隨機因素對技術效率的影響，更能真實地反映出決策單元的效率水平。模型構建過程如下：

1)第一階段：基于原始BCC-DEA模型的分析

本階段考慮玉米生產投入量相比于產出量更容易被人為所控制，因此采用Charnes等[22]在1978年提出的以投入為導向的BCC-DEA模型對玉米生產技術效率進行測度，模型設定具體形式為：

(1)

式中：n代表決策單元個數；m代表投入變量個數；s代表產出變量個數；xij代表第j個決策單元第i個輸入的投入量；yrj代表第j個決策單元第r個輸出的產出量；θ代表DMU0的有效值。當θ=1，且s+=0、s-=0時，則DMU為DEA有效；當θ=1，且s+≠0或s-≠0時，則DMU為弱DEA有效；當θ<1，則DMU為非DEA有效。

2)第二階段：構建類似SFA模型進行回歸分析

通過第一階段對技術效率的測定和分析，可以得到各決策單元的技術效率值和投入/產出的松弛變量。傳統DEA模型認為投入/產出值經過調整后可以達到最佳狀態，但Fried認為，第一階段所得技術效率值受環境因素、隨機因素和管理無效率綜合影響，無法確定各因素的影響效果程度與影響方向。因此，本階段通過構建類似SFA模型剔除環境因素和隨機因素，得出管理無效率所導致的決策單元投入冗余，模型設定具體形式為：

sik=fi(zk;βi)+vik+uik

(2)

式中：i=1,2,…,m；k=1,2,…,n；sik代表第k個決策單元的第i項的投入松弛變量；zk=(z1k,z2k,…,znk)代表第k個可觀測的環境變量；βi代表環境變量的待估參數值；fi(zk;βi)代表環境變量對投入松弛變量的影響，通常情況下令fi(zk;βi)=zkβi；vik+uik代表混合誤差項，其中vik代表隨機干擾項且服從標準正態分布，uik代表管理無效率項且服從階段正態分布，同時二者相互獨立且不相關。設γ代表技術無效率的方差占總方差的比重，可表示為：

(3)

式中：當γ值接近1時，表明技術無效率的主要原因是由管理效率低下所導致；當γ值接近0時，則表明技術無效率主要是由隨機誤差所導致。為了將環境因素和隨機因素從管理無效率的隨機誤差中剝離出來，需對決策單元投入量進一步調整，調整方式如下：

(4)

3)第三階段：利用BCC-DEA模型對調整后的投入產出變量分析

2.2.2技術效率差異模型構建

在剔除環境因素和隨機因素的影響下，新型農業經營主體與小農戶玉米生產技術效率仍存在損失，此時技術效率損失來自于管理無效率；同時由于第三階段所測定出的玉米生產技術效率值是介于[0,1]的受限變量，且是右側結尾分布。因此，為檢驗導致玉米生產技術效率存在差異的因素，本研究選用受限因變量的Tobit模型進行回歸分析，模型設定形式如下：

(5)

式中：TEi表示第i個玉米生產者玉米生產技術效率值；δ0為常數項，δi為待估參數；εi為誤差項；Zi表示導致玉米生產技術效率差異的管理因素。

2.3 變量選擇

2.3.1投入與產出變量的選擇

參考王洋等[15]的研究，本研究選擇玉米總產量作為產出變量，kg;選擇勞動投入、土地投入、農資投入和機械投入作為投入變量，其中，勞動投入是通過玉米生產過程中所耗費的勞動力工時來衡量，包括自用工時數和雇工工時數，h；土地投入是通過農業生產經營主體經營耕地總面積來衡量，hm2；農資投入是通過玉米生產全過程所涉及到種子、化肥、農藥等投入總費用來衡量，元；機械投入是通過玉米生產過程中涉及到播種、施肥、打藥、收割等自有機械投入和雇傭機械投入總費用來衡量，元。

2.3.2環境變量的選擇

玉米生產的產出量除了受生產要素投入的主觀影響外，還會受到外界環境變量的影響。環境因素主要包括宏觀經濟環境、政策支持力度和自然災害因素等，本研究將圍繞上述3個方面選取合適的指標作為環境變量，便于在回歸分析中作為調整初始投入值的依據，具體解釋及研究假設如下：

1)宏觀經濟環境。良好的經濟環境對農業生產具有積極作用，同時對玉米生產技術效率的提高具有重大意義，通常用區域經濟發展來衡量宏觀經濟環境，區域經濟發展越好，從事農業生產的積極性也越高[23]，采用經營主體所處縣和所處村是否為貧困縣和貧困村來量化，賦值情況如下：貧困縣貧困村=1；貧困縣非貧困村=2；非貧困縣貧困村=3；非貧困縣非貧困村=4，預期與玉米生產技術效率存在正相關關系。

2)政策支持力度。積極的農業政策是推動農業健康發展的核心動能，政策支持力度越大，農業生產經營主體獲益越高，越能穩定農業生產[24]，通常用玉米生產經營主體獲得的玉米生產補貼量化，賦值情況如下：<5 000元=1；≥5 000～10 000元=2；≥10 000～30 000元=3；≥30 000～50 000元=4；≥50 000元=5，并預期對玉米生產技術效率有正向影響。

3)自然災害因素。自然災害最主要的特點是無法預期并伴有破壞性，農業本身是一項高度依賴自然環境的產業，面對自然災害既顯被動又顯無能為力[25]，通常用受災面積占比來衡量自然災害因素，采用受災面積/耕地總面積來量化，預期受災面積占比越大玉米生產技術效率會越低。

2.3.3技術效率差異影響因素變量的選擇

技術效率是生產者玉米綜合生產能力的集中體現，技術效率存在差異表明玉米綜合生產能力存在差異。根據農戶行為理論可知，生產者管理能力依托于決策者的個體特征和生產經營特征，為此本研究選取能夠代表這兩類特征的6個外生變量作為影響技術效率差異的待檢驗因素，具體解釋與研究假設如下：

1)決策者年齡。決策者年齡反映的是農業種植經驗。決策者年齡越高，種植經驗積累越多，能夠及時處理玉米生產過程面臨的各項風險，同時長時間從事農業生產具備較好的田間管理能力[26]，因此決策者年齡越大，玉米生產技術效率越高，其中，農民專業合作社決策者年齡專指理事長的年齡，其他主體采用家庭決策者的年齡。

2)決策者受教育程度。決策者受教育程度反映的是玉米生產過程中人力資本的投入情況。農業經濟的增長既依賴于農業生產要素的投入，還需要高素質科技人才的引領，二者均衡發展才能促進農業經濟的平穩提升[27]，因此決策者受教育程度越高，玉米生產技術效率越高，按照決策者接受教育年限實際情況賦值。

3)勞動力規模。勞動力規模反映的是玉米生產可供投入勞動要素的數量。現代農業生產中的勞動用工大多被機械所替代，但農業生產是勞動密集型產業的性質無法改變，勞動要素的投入量的增加依舊會提高玉米生產技術效率[15]，因此假設勞動力規模的擴大對玉米生產技術效率有正向影響，其中，農民專業合作社勞動力規模采用入社需分紅成員數，其他主體采用家庭務農人員數。

4)土地細碎化程度。土地細碎化程度側面反映出機械化程度。當前，由于土地細碎化程度明顯提高，使大型機械處于“進退維谷”狀態，嚴重影響了土地要素的產出能力[28]，因此假設土地細碎化對玉米生產技術效率有負向影響，土地細碎化程度用耕地總塊數比上耕地總面積。

5)農業技術培訓。農業技術培訓反映的是經營主體對農業技術信息獲取和掌握的能力。參加農業技術培訓是經營主體獲取農業技術信息進而提高玉米種植技術水平和改善種植管理的最佳途徑，可以讓經營主體掌握先進的農業科學技術[29]，因此假設農業技術培訓對玉米生產技術效率有正向影響，按是否參加過農業技術培訓進行賦值：是=1；否=0。

6)玉米種植收入占比。玉米種植收入占比反映出玉米生產對合作社或家庭總收入的重要程度。玉米種植收入占比越高，農戶對玉米生產重視程度越高，提高玉米生產技術效率的激勵程度就越高[30]，因此假設玉米種植收入占比正向影響玉米生產技術效率，其中，農民專業合作社玉米種植收入占比采用玉米種植收入占營業總收入的比重，其他主體采用玉米種植收入占家庭總收入的比重。

3 結果與分析

3.1 描述性統計分析

新型農業經營主體與小農戶玉米投入產出變量、環境變量以及技術效率差異影響因素變量的描述性統計情況見表2。從各主體投入產出情況來看，農民專業合作社單位面積產出最高，平均每hm2達10 584.23 kg，小農戶勞動力投入、農資投入、機械投入均為最高，平均每hm2分別為50.3 h、3 090.68 元和2 491.19元。從各主體所處生產環境來看，區域經濟發展越興盛，新型農業經營主體數量越多，特別是農民專業合作社和家庭農場在非貧困縣非貧困村中存在的比例相對較高，所獲補貼額度相對較高，同時風險防御能力較強，受災面積占比也較小。從各主體基本特征來看，農民專業合作社決策者年齡最高，均值達到61.22歲，其受教育程度均值也要高于家庭農場、專業種植大戶和小農戶。從勞動力規模來看，小農戶勞動力規模最小，均值為2.11人，但整體勞動力規模均不高，農民專業合作社也僅有5.13人。從土地細碎化程度來看，專業種植大戶和小農戶土地細碎化程度較為明顯，均值分別達到0.41和0.64。從農業技術培訓來看，農民專業合作社和家庭農場參加過農業技術培訓的占比較高。從玉米種植收入占比來看，四類主體玉米種植收入占比均超過50%。

3.2 技術效率測算結果分析

3.2.1第一階段：基于原始BCC-DEA模型的玉米生產技術效率分析

本階段采用DEAP 2.1軟件，基于原始BCC-DEA模型對新型農業經營主體與小農戶玉米生產技術效率進行測度，具體結果見表3。在不考慮外部環境因素和隨機因素的影響下，玉米生產綜合技術效率從高到低順序為農民專業合作社、家庭農場、專業種植大戶和小農戶，技術效率值分別為0.824、0.745、0.612和0.537，且均處于規模報酬遞增階段，表明新型農業經營主體與小農戶玉米生產技術效率仍存在增長空間。從綜合技術效率構成來看，四類主體規模效率值均大于純技術效率值，表明在玉米生產過程中規模經濟的貢獻度要大于技術進步的貢獻度。

表3 第一階段玉米生產技術效率的實證結果Table 3 Empirical results of technical efficiency of corn production in the first stage

根據上述實證結果，本研究按照主體類別統計得出各類主體玉米生產綜合技術效率的分布情況，具體結果見表4。通過對比四類主體綜合技術效率值可以得出：第一，農民專業合作社、家庭農場、專業種植大戶和小農戶綜合技術效率最大值分為 1.000、1.000、1.000和0.890，最小值分別為0.562、0.454、0.168和0.119，可見農民專業合作社和家庭農場最大值與最小值差距小于專業種植大戶和小農戶。第二，農民專業合作社綜合技術效率值均高于0.50，主要分布在0.70～0.80，占比為 34.78%，處于0.80～0.85的樣本占比也相對較高，占比達到21.74%；家庭農場綜合技術效率值主要分布在0.70～0.80，占比為39.71%；專業種植大戶綜合技術效率值<0.5占比最高，達到28.46%；小農戶綜合技術效率值<0.5占比達到43.75%，整體分布在0.8以下。由于第一階段測算結果無法真實反映玉米生產技術效率水平，因此需要通過第二階段的調整重新計算各類主體技術效率值。

表4 第一階段玉米生產技術效率分組比較Table 4 Grouping comparison of technical efficiency of maize in the first stage

3.2.2第二階段：影響玉米生產技術效率的環境變量分析與投入變量調整

本階段采用Frontier 4.1軟件，以松弛變量為因變量，以環境變量為自變量進行實證分析，模型估計結果見表5。根據回歸結果顯示，各投入要素松弛變量對應模型的單邊似然比檢驗結果均在1%的水平下通過顯著性檢驗，表明模型擬合度較好，所得實證結果較為準確。從理論上講，第一階段所得各投入要素的松弛值越大，所得技術效率值越低，因此，環境變量與松弛變量呈負相關關系時，環境變量值增加有助于提高玉米生產技術效率，當二者呈正相關關系時，環境變量值增加會降低玉米生產技術效率。根據模型估計結果分析環境變量對投入要素松弛變量的影響發現：區域經濟發展變量與各投入要素松弛變量均呈負相關關系，除對勞動力投入松弛變量未通過顯著性檢驗外，對其他投入要素均在1%的水平下通過顯著性檢驗，表明區域經濟發展對玉米生產是有利的外部條件，即區域經濟發展狀況越好，玉米生產技術效率越高；玉米生產補貼變量與各投入要素松弛變量均呈負相關關系，且對各投入要素均在1%的水平下通過顯著性檢驗，表明玉米生產補貼也是對玉米生產有利的外部條件，即獲得玉米生產補貼越高，玉米生產技術效率越高，與實地調研所得結論相符；受災面積占比變量與各投入要素松弛變量均呈正相關關系，且對各投入要素均在1%的水平下通過顯著性檢驗，表明受災面積占比對玉米生產有著不利的影響，自然災害越嚴重玉米產量損失就越大，即受災面積占比越高，玉米生產技術效率越低。

表5 第二階段SFA模型估計結果Table 5 Estimation results of SFA model in the second stage

3.2.3第三階段：投入要素調整后玉米生產技術效率的分析

根據第一階段和第二階段的實證結果，結合式(4)即可得到調整后的各投入要素值，依舊基于原始BCC-DEA模型對新型農業經營與小農戶生產要素調整后的值進行測算，實證結果見表6。對比調整前后新型農業經營主體與小農戶玉米生產技術效率可以發現，綜合技術效率值從高到低順序依舊是農民專業合作社、家庭農場、專業種植大戶、小農戶，但四類主體綜合技術效率值均有所下降，專業種植大戶和小農戶下降較為明顯，四類主體下降值分別為0.003、0.012、0.051和0.121，這充分表明第一階段玉米生產技術效率受環境因素和隨機因素影響顯著。從綜合技術效率構成來看，農民專業合作社純技術效率下降0.003，規模效率下降0.001，家庭農場純技術效率下降0.007，規模效率下降0.008，專業種植大戶純技術效率下降0.037，規模效率下降0.027，小農戶純技術效率下降0.077，規模效率下降0.098，表明各類主體綜合技術效率值降低來源于技術進步遲緩和規模不經濟綜合影響。同時，第三階段規模報酬狀態仍處于遞增狀態，表明實際生產規模仍然低于最優生產規模。

根據調整后的實證結果再次按照主體類別統計各類主體玉米生產技術效率的分布情況，具體結果見表7。通過對比調整前后四類主體玉米生產技術效率值可以發現：第一，調整后農民專業合作社綜合技術效率最大值仍為1.000，最小值下降0.014個百分點，家庭農場綜合技術效率最大值也為1.000，最小值下降0.008個百分點，專業種植大戶綜合技術效率最大值由1.000下降至0.992，最小值由0.168下降至0.158，小農戶綜合技術效率最大值和最小值下降最為明顯，最大值由0.890下降到0.777，最小值也由0.119下降至0.069。第二，農民專業合作社和家庭農場受環境因素和隨機因素影響較小，調整后效率值分布未發生明顯波動，而專業種植大戶和小農戶受環境因素和隨機因素影響較大，專業種植大戶綜合技術效率值在調整前處于0.5以下占比為28.46%，調整后處于0.5以下占比增加了2.13%，處于0.8以上占比卻下降了6.52%，小農戶綜合技術效率值下降更為明顯，在調整前處于0.5以下占比為43.75%，調整后0.5以下占比達到75.00%，處于0.7以上的樣本數由34個減少到6個，占比下降了21.87%。

表6 第三階段玉米生產技術效率的實證結果Table 6 Empirical results of technical efficiency of corn production in the third stage

表7 第三階段玉米生技術效率分組比較Table 7 Grouping comparison of technical efficiency of maize in the third stage

3.3 技術效率差異影響因素模型回歸結果分析

本研究采用Stata 14.0軟件對模型進行估計，估計結果見表8。從模型估計結果來看，決策者年齡在1%水平下通過顯著性檢驗，且系數為正，表明決策者年齡越高，積累玉米種植經驗越多，會顯著提高玉米生產技術效率。決策者受教育程度在10%的水平下通過顯著性檢驗，且系數為正，表明決策者受教育水平越高，玉米生產技術效率越高。勞動力規模未通過顯著性檢驗，表明勞動力規模并不是導致新型農業經營主體與小農戶玉米生產技術效率差異的主要因素。土地細碎化程度在1%水平下通過顯著性檢驗，且系數為負，表明土地細碎化會抑制玉米生產技術效率的提高，通過實地調研也發現，土地細碎化程度越高，生產投入所消耗的資本就越高，給玉米生產帶來極其不利影響。農業技術培訓在5%水平下通過顯著性檢驗，且系數為正，表明參加農業技術培訓有利于提高玉米生產技術效率。玉米種植收入占比在1%水平下通過顯著性檢驗，且系數為正，表明玉米種植收入占比的提高會促使玉米生產技術效率的提高。

表8 Tobit回歸模型估計結果Table 8 Estimation results of Tobit regression model

4 結論與建議

本研究從新型農業經營主體與小農戶技術效率比較視角出發，利用對黑龍江省13市47村342個樣本的調查數據，采用三階段DEA-Tobit模型對新型農業經營主體與小農戶玉米生產技術效率進行比較并分析導致技術效率差異的因素，探究新型農業經營主體是否有能力帶動小農戶發展，主要研究結論如下：一是新型農業經營主體玉米技術效率普遍高于小農戶，具備帶動小農戶發展的能力，按技術效率值高低排序可發現，帶動能力最強的是農民專業合作社，其次是家庭農場、專業種植大戶。二是環境因素對新型農業經營主體和小農戶玉米生產技術效率均存在不同程度的影響，區域經濟發展、玉米生產補貼對玉米生產技術效率有顯著正向影響，受災面積占比對玉米生產技術效率有顯著負向影響。三是在剔除環境因素和隨機因素的影響下，采用Tobit回歸模型檢驗導致玉米生產技術效率差異的因素發現，生產者管理能力存在差異導致技術效率存在顯著差異，決策者年齡、受教育程度、農業技術培訓和玉米種植收入占比對玉米生產技術效率有顯著正向影響，土地細碎化程度對玉米生產技術效率有顯著負向影響。

根據上述研究結論，為在實現小農戶和現代農業發展相銜接的重要征程中充分發揮新型農業經營主體的帶動作用，本研究結合實際提出如下建議：第一，重塑主體培育政策，明確帶動小農戶發展目標。實踐表明，新型農業經營主體技術效率普遍高于小農戶，有能力帶動小農戶發展得以證實。因此，政府部門在制定培育新型農業經營主體決策時，要把帶動小農戶的數量和利益聯結程度作為考核的重要指標，對為小農戶提供農業生產性服務、幫助小農戶降低生產成本、提高小農戶生產經營收益的新型農業經營主體給予資金、土地、技術等方面的政策支撐，在不侵犯新型農業經營主體合法利益的基礎上，提高其對小農戶的帶動意愿，創建互惠共贏的利益銜接模式。第二，鞏固合作經營基礎，強化多元主體聯合經營。從帶動能力來看，農民專業合作社是最具實力的銜接主體。因此，加大對現有農民專業合作社財政資金補貼力度，嚴格規范農民專業合作社發展章程，鼓勵農民專業合作社、家庭農場、專業種植大戶、小農戶形成利益連接體，開展多元模式的聯合經營，同時還可推進合作經營跨區域發展，打造一批有較強實力和競爭能力的聯合社，有助于實現新型農業經營主體與小農戶協同發展，降低農業生產經營成本，提高糧食生產技術效率，共同保證國家糧食安全。第三，創建優良生產環境，提高農業生產者管理技能。研究發現，良好的生產環境和較強的管理技能可以顯著提高玉米生產技術效率，同時也會極大程度上調動各類主體從事農業生產的積極性，因此，在鼓勵新型農業經營主體帶動小農戶發展的關鍵時期，要以政策環境為指引，繼續提高農業生產經營性補貼，改善農業生產經營性條件，加強農業生產基礎設施建設；要以市場環境為載體，完善農村土地流轉市場建設，建立合理的農民土地承包經營權退出補償機制，健全農業社會化服務體系；要以家庭經營環境為依托，合理規劃農業生產目標，探索多種增收路徑，為盡快實現農業強、農民富、農村興盛的新格局而繼續努力。