鄉村振興背景下小農戶生產經營影響因素實證分析
——以江漢平原為例

王紫薇，徐 輝

（長江大學經濟與管理學院，湖北 荊州 434023）

中共十九大報告提出鄉村振興戰略，加快推進農業農村現代化，在一系列強農惠農政策下，農業發展取得重大進展。然而，農業現代化進程中也存在不可忽視的問題，如小規模農戶生產技術落后、效率低下等困境。因此，對江漢平原小農戶與規模農戶的農業生產效率進行實證分析，探討不同規模農戶的生產效率差異，對提高小農戶農業生產率、實現農業現代化具有十分重要的意義。

目前國內外對影響農戶生產經營能力因素的研究較為豐富。Jia 等［1］通過實地調研發現小農戶的經濟效益在很大程度上與其經營土地面積大小有關；Xayavong 等［2］指出，農戶生產經營能力主要表現在高效管理耕作時間、組織農業生產經營活動的能力及農戶對新設備使用的能力等方面；Wouterse［3］研究得出，農戶的教育培訓有利于提高農業技術和農業生產力，同時也有利于提高人力資本，進而提升小農戶的生產經營能力。

國內學者通過實證與理論兩方面對小農戶生產經營能力進行研究，宋輝［4］對影響襄陽市農戶農地流轉行為的各因素展開了定量研究與分析，研究發現農戶受教育水平、經濟水平、農地經營規模和收入來源等內在原因與農業生產率的提升均有著緊密的聯系；羅明忠等［5］認為地區的農業技術發展水平、農業科技利用率、農戶所在鄉鎮農業培訓次數會影響農戶現代科學技術使用能力；張研［6］認為小農戶分散經營使其在市場交易中處于不利地位，當前的土地分配制度導致土地不連片，小農戶經營規模細碎化是影響農業規模經營的主要因素；李軍剛等［7］認為小農戶受教育程度和農業科技使用程度對實現農業現代化有一定影響，且小農戶各個方面均出現與現代農業和市場經濟不相適應的短板。

現有研究大多從全國角度出發，或主要集中在分析某個省市的農業生產效率，鮮有針對區域性農業生產效率的研究。此外，現有研究方法集中在傳統的DEA 分析方法，該方法并未考慮環境與隨機因素對農戶農業生產效率的影響。為此，本研究基于江漢平原212 個農戶調研數據，采用三階段DEA模型分析，剔除環境與隨機誤差，以江漢平原小農戶生產經營的各要素為研究對象，實證分析影響小農戶農業生產效率的各要素，并提出提高小農戶生產效率的方法路徑，以期使小農戶能夠更有效對接市場、適應農業現代化發展趨勢。

1 數據來源與研究方法

1.1 數據來源

本研究的數據來源于2018 年5—7 月對江漢平原農戶所做的問卷調查，其中包括小農戶和規模農戶（農業大戶、家庭農場等）。此次調查對所有類型農戶共發放調查問卷250 份，收回問卷227 份，其中有效問卷為212 份，調查問卷的回收率為90.8%，有效問卷率為84.8%。調研地點主要為湖北省荊州市的荊州區、沙市區、公安縣、松滋市、江陵縣，宜昌市的枝江市等地，覆蓋江漢平原腹地多個縣市。調研資料能夠較為客觀、全面地反映江漢平原農戶生產經營的基本現狀，為研究江漢平原小農戶農業生產經營影響因素實證分析提供相應的數據支撐。

1.2 研究方法

本研究采用三階段DEA 模型作為江漢平原小農戶生產效率影響因素的評價分析模型。該模型在一定程度上克服了傳統DEA 模型的部分缺陷，所以最終測算出的效率值更精準科學。

1.2.1 第一階段：傳統DEA 模型分析初始效率 傳統DEA 模型是對相同類型決策單元績效評估的方法。DEA 方法中較常用的模型是投入導向的BCC模型與產出導向的CCR 模型，本研究選用投入導向的BCC 模型。針對任一決策單元，BCC 模型可表示如下：

式中，j= 1,2,…,n表示決策單元；投入、產出向量分別為X、Y。當θ= 1,S+=S-= 0，則表示決策單元DEA 有效；當θ= 1,S+≠0 或S-≠0，則表示決策單元弱DEA 有效；當θ＜1，則表示決策單元非DEA有效。

BCC 模型計算出的綜合技術效率為規模效率與純技術效率的乘積，得出決策單元的規模報酬情況。其中，這三者的取值范圍均為0～1，效率值越接近1，表明越有效［8］。本研究中，若綜合技術效率為1，則說明決策單元技術與規模效率均有效，代表決策單元具有最大產出的能力；若綜合技術效率小于1，則說明決策單元并未對技術有效利用［8］。此外，純技術效率是由于管理和技術因素帶來的生產效率，若純技術效率為1，說明決策單元純技術有效；規模效率是由于經營規模因素帶來的生產效率，若規模效率為1，則說明決策單元規模有效，具有較強的產出能力，反之，未達到最優的經營狀態［8］。

1.2.2 第二階段：SFA 模型剔除環境和隨機因素

構造類SFA 回歸函數，將環境變量當作自變量，第一階段得出的投入松弛變量當作因變量，建立類SFA回歸函數［8］。

式中，Sni為第i個決策單元第n項投入的松弛量；Zi為環境變量，若環境變量有K個，則Zi=[Z1i,Z2i,…,Zki]，是指第i個決策單元可觀測到的第K個環境變量；f n(Zi;βn)為環境變量對投入松弛的影響；βn為環境變量待估參數；vni+μni即為綜合誤差項，其中vni是隨機干擾，服從正態分布，μni表示管理無效率，且服從截斷正態分布，vni和μni相互獨立，二者不相關［8］。

隨后，計算γ值，驗證進行SFA 回歸的合理性及必要性。

當γ趨近于0 時，則表示松弛變量主要受隨機誤差的影響；當γ趨近于1 時，則表示管理因素主要影響了松弛變量。

接著，對vni和μni進行估計，以實現對投入產出的調整。估計式如下：

最后，為避免環境因素和隨機誤差對投入松弛的影響，根據回歸結果對投入值進行調整［8］：

式中，xAni表示第i個決策單元調整后的投入；xni表示第i個決策單元調整前的初始投入；表示處于最優的外部環境的決策單元；maxi()表示處于隨機影響最小的決策單元；是對外環境因素的調整，目的是將所有的決策單元都調整在同樣的環境下是將所有的決策單元都調整至相同的經營情況。經過第二階段的調整，所有的決策單元都將處于最優的外部環境和隨機影響最小的條件。

1.2.3 第三階段：用優化后DEA 模型效率再分析

第三階段的效率再分析就是將第二階段調整后的投入與產出值一起再次利用BCC 模型計算效率值，從而得出綜合技術效率、純技術效率、規模效率及投入變量的冗余值，所以計算出來的最終結果就是剔除環境和隨機誤差影響后更為準確的效率值［8］。

2 投入、產出指標與環境變量的選取

2.1 投入、產出指標的選取

為全面分析影響農戶農業生產效率的因素，綜合DEA 分析對投入產出指標的基本要求，并考慮到政策導向性和農業生產的自然特征，本研究選取農業總產值作為惟一的產出指標，以元為單位。選用以下幾個變量為投入變量：①選取農地經營規模作為農業生產的土地投入變量，農地經營規模是指農戶的耕地作業面積，單位為hm2；②農業勞動力投入，以農業從業人數作為勞動力投入變量，農業勞動力投入是指農業生產過程中實際投入勞動力的數量，單位為人；③物質生產資料費用投入是指在農業生產經營之前用于購買各種農業生產資料費用的支出，包括肥料投入、農藥投入、塑料薄膜投入、種子投入、農業機械投入等，單位為元。

2.2 環境變量的選取

環境變量應滿足“分離假設”的原則，即應選取可以影響農業生產效率但其影響不受本身主觀能力所控制的因素［9］，由于生產者自身在短期內并不能控制這些特性，所以稱之為外部環境因素。本研究選取以下4 個環境因素。

1）人均受教育年限。人力資本是影響農業生產效率的重要因素，而人力資本形成的途徑是依靠教育培訓等方式。一方面，教育可以通過“內在效應”為受教育農戶積累豐富的知識與專業的技能；另一方面，豐富的知識儲備有利于提高農戶經濟決策的效率，從而推動農業生產效率的提高。由此可見，農戶受教育年限與農業生產率有著不可分割的聯系。預期人均受教育年限與農業生產效率呈正相關。

2）財政支農。政府的財政支農政策對農業生產有著方向上的導向作用，政府在某一農業領域的優惠政策會引起農戶的關注，間接引導農戶增加相關領域的生產規模，加大資金投入并采納新的生產技術，增加農戶收入預期［9］。一般而言，財政支農有利于促進農戶生產積極性提高，進而促進農業生產效率的提升，這里利用財政補貼來反映財政支農政策變量對生產效率的影響。預期財政支農與農業生產效率呈正相關。

3）人均可支配收入。人均可支配收入作為反映農戶的經濟能力因素之一，不僅決定了農戶選用生產要素的支付能力，而且影響知識、信息技術等要素的可獲得性。通常增加人均可支配收入可以提高農戶對農業生產的積極性［9］，進而有助于提升農業生產效率。因此，預期人均可支配收入與農業生產效率呈正相關。

4）農業信息化。信息化的發展不僅能促進農業生產信息傳播，還能拓寬農業信息傳播渠道，擴大傳播范圍，使農戶及時了解農業生產的相關信息，促進農產品的生產和流通［9］，這樣，農戶可根據市場上的經濟信號做出經濟決策，有助于農業生產活動的順利展開。本研究以農戶家中是否有電腦來衡量農戶信息化水平，預期信息化水平與農業生產效率也呈正相關。

3 實證分析與檢驗

由表1 可知，江漢平原各類農戶農業投入、產出之間的相關系數均為正，且均在1%的顯著性水平下通過雙尾檢驗。滿足投入和產出之間的“同向性”假設前提，所以選擇的投入產出指標具有一定合理性。同時，將相對性由強到弱進行排序，發現農地經營規模與農業總產值之間的相關系數最大，農業勞動力投入、農藥投入和其他投入對農業總產值的影響較小。

表1 農戶生產經營投入與產出指標的Pearson 相關系數

3.1 第一階段：傳統DEA 模型實證結果

本研究從全局的角度分析江漢平原不同規模農戶農業生產效率，利用DEAP 2.1 軟件對江漢平原被調查農戶農業生產效率水平進行測算，將樣本農戶投入與產出指標的數據帶入投入導向的BCC 模型中，計算結果見表2（表2 中普通農戶即本研究的小農戶）。

由表2 可知，在第一階段未剝離環境變量和隨機因素的條件下，江漢平原被調查所有農戶的綜合技術效率平均值為0.724 ，純技術效率平均值為0.970，規模效率平均值為0.752。這說明，假若能消除技術效率，并維持現有投入與技術水平，農業產出仍有27.6%的提升空間。總體而言，江漢平原農戶的農業生產效率平均水平并沒有達到很好的水平，與純技術效率相比，規模效率的提升空間更大。具體來看，規模農戶農業生產綜合技術效率平均值為0.844，高于普通小農戶。普通小農戶的純技術效率平均值是0.988，略高于規模農戶，而純技術效率是由于技術或管理等因素影響的生產效率，說明在一定程度上，規模農戶的管理或技術等方面不如普通小農戶。但普通小農戶的綜合技術效率遠低于規模農戶，主要原因是普通小農戶的規模效率較低。而在第一階段測算小農戶農業生產純技術效率水平比其規模效率高，即小農戶農業生產效率的關鍵因素在于其規模效率的提升［10］。普通小農戶和規模農戶分別在純技術效率與規模效率方面有著不同程度的提升空間。由于該結果包含了環境因素和隨機誤差的干擾，還需做更進一步的調整［11］。

表2 第一階段DEA 評價結果

3.2 第二階段SFA 模型實證結果

將第一階段測算的各投入松弛變量作為該模型的被解釋變量，將4 個環境變量作為解釋變量，利用Frontier 4.1 軟件做SFA 回歸分析，結果見表3。由表3 可知，環境變量對投入松弛變量的系數大部分都通過了顯著性檢驗，表示農業生產的投入冗余受到外部環境因素的顯著影響，故外部環境繼而影響了農業生產效率。進一步分析可知，農業勞動力投入松弛等6 種投入松弛變量均在1%的水平上顯著，表明所有農戶的投入冗余受到外部環境的影響比較明顯。具體而言，農業勞動力投入、農地經營規模、種子投入、肥料投入、農藥投入、農業機械投入以及其他投入等的冗余值明顯偏向一方，說明其隨機誤差因素對松弛量有較強影響力，隨機誤差與管理因素均對農業生產效率造成了較為顯著的影響。所以，有必要使用SFA 模型進行剝離分析。

表3 第二階段SFA 回歸分析結果

若隨機前沿模型的回歸系數為正，則表示增加環境變量會導致各投入變量的浪費、產出的降低，進而會降低農業生產效率。若回歸系數為負，則表示環境變量增加反而會導致投入松弛量減少，即增加環境變量有利于減少各投入變量的浪費，進而說明環境變量的增加可以提高農業生產效率。因此，為了提高農業生產效率，可以適當增加形成負相關關系環境變量的投入或減少形成正相關關系環境變量的投入。經過上述SFA 回歸結果，農業生產投入松弛量與4 個環境變量間的關系如下。

1）財政支農。該變量與前6 個投入松弛變量的回歸系數均為正，且對農地經營規模、種子投入、農藥投入和農業機械投入松弛具有顯著影響。財政支農使得這些投入松弛量的增加導致資源的浪費，農業生產效率的降低。與預期假設相反，一方面，可能是因為政府財政支農政策在一定程度上會增加農戶的收入預期，農戶就會擴大經營規模，但盲目地擴張經營規模或增加不合理的投入會導致對農業生產要素的浪費［11］。這在一定程度上反映農戶粗放式的生產方式和支農資金管理的低效。另一方面，由于一段時期內農戶的經營管理、勞動技能等方面能力不能與擴大的經營規模相匹配提升［10］，使農業生產的各項投入冗余值得以增加。

2）人均可支配收入。該變量對7 種投入松弛變量系數均為負，且均通過顯著性檢驗。表明隨著人均可支配收入的增加，投入變量的冗余值減少，從而有利于提高農業生產效率［11］，這一結論與理論預期恰好相符。一方面，當農戶收入增加時，在利益的驅使下使得部分勞動力重返農業生產；另一方面，收入的增加又促使農戶增加其他各要素的投入，農戶勢必會加大耕地面積，由于規模農戶有較為熟練的生產技能，在科學指導下，適當的投入會有效減少各項投入要素松弛變量，繼而促進農業生產效率的提高［11］。農戶家庭人均可支配收入對農業生產效率具有較為顯著的正向影響，這也許是因為農戶人均可支配收入越高，其更加樂于增加對各項生產要素的投入，對農業經營管理熱情高漲。同時，農戶會積極關注市場動向，更合理地規劃耕作，從而使農業生產效率得以提高。

3）人均受教育年限。該變量對6 種主要投入松弛變量的回歸系數均為正，且該變量相較于其他變量而言，僅對肥料投入松弛變量具有較為顯著的影響，而對其他投入松弛變量僅具有方向上的指向作用，說明提高農村勞動力受教育程度并不能顯著減少各項投入浪費。人均受教育年限低的農戶以農業為主營業務，農業甚至成為其收入的惟一來源，所以更傾向于通過加大農業生產的勞動力投入以及擴大經營規模的途徑來增加收入，但對物質生產資料費用和耕地面積投入浪費。這或許是由于受教育時間越長的農戶更傾向通過節約勞動、利用資本等較為先進的集約化生產方式，而現有物質條件不適合這種生產方式，從而導致浪費［9］。

4）農業信息化。該變量與農業勞動力投入、肥料投入和農藥投入松弛變量呈顯著負相關，而對農地經營規模和農業機械投入松弛變量影響為負，但不顯著。本研究以農戶家中是否有電腦來衡量農戶農業信息化水平。農業信息化服務在農業現代化建設中發揮信息傳輸的重要作用，推動信息化建設，有利于促進小農戶與現代農業的銜接與深度融合［10］。因此，農戶在生產經營時可以利用網絡技術了解市場與價格信息、農產品供求等方面的信息來靈活調整農業生產，實現信息技術的轉換，從而減少冗余值。即使該變量并沒有對農業機械投入松弛變量造成顯著的影響，但是其指示方向截然相反，原因可能是農業機械費用過高，農機是農戶家庭固定資產的重要代表，對于多數農戶家庭而言，需要多次分批購買，無法一次性購入，致使農戶在短期內難以根據實際生產需求而做出靈活的調整，基于上述情況，產生農業機械冗余值是難以避免的［10］。

3.3 第三階段調整后的DEA 實證結果

經過第二階段相似SFA 回歸模型分析，將調整后的投入變量值、原始產出值重新代入BCC 模型，最終得到第三階段江漢平原小農戶與規模農戶農業生產效率，如表4 所示。

對比表2、表4 的結果可知，總體而言，與第一階段相比，第三階段普通小農戶與規模農戶的綜合技術效率與規模效率均有所下降。具體來看，普通小農戶的規模效率從0.708 下降至0.405，由于規模效率出現較大的下降幅度，導致綜合技術效率平均值由0.697 下降至0.395。這說明在環境因素與隨機誤差的共同影響下，小農戶的綜合技術效率、純技術效率、規模技術效率表現出虛高。經過第二階段剔除外部因素后，由于小農戶規模效率大幅降低導致其綜合技術效率水平下降，小農戶的農業生產效率變得更加不理想。小農戶規模效率出現下降趨勢的主要原因是土地流轉將小農戶細碎化的土地逐漸流轉到規模農戶或新型農業經營主體手中，進行規模化生產、專業化運營，同時社會對小農戶社會化服務體系不健全，小農戶很少接受專業技術培訓，對產前生產規劃、產中成本控制，甚至產后農產品銷售等方面均缺乏相應指導［10］，從而在一定程度導致小農戶農業生產的綜合技術效率降低。當因農產品供需變化而需要調節農業生產經營規模時，小農戶難以做出迅速反應，較難有效地對各生產要素進行合理分配，最終降低了資源配置的效率［10］。而規模農戶的規模效率從0.948 下降至0.854，純技術效率由0.893 上升至0.897，純技術效率上升幅度并不大，從而最終使得綜合技術效率的平均值由0.844 下降至0.768，表明規模農戶的規模效率與綜合技術效率出現虛高。

表4 第三階段DEA 評價結果

第三階段DEA 評價結果顯示，從整體來看，江漢平原農戶農業生產效率平均水平存在一定的提升與發展空間，小農戶與規模農戶的綜合技術效率有較大差距。就農業生產綜合技術效率而言，若不考慮環境因素和隨機誤差的作用，規模農戶仍然優于普通農戶。就農業發展的平均水平來看，與規模農戶相比，小農戶在代表農戶管理水平的純技術效率有一定的優勢，說明江漢平原小農戶農業生產效率提升的關鍵就在于其規模效率的提高［11］。小農戶規模效率主要拉低了效率水平，從而拉低了綜合技術效率［10］。所以，江漢平原小農戶未來調節的著力點應在規模優化方面努力，應適度調整規模。

4 結論與建議

本研究運用三階段DEA 模型對江漢平原小農戶農業生產效率進行了相關的定量研究，得出以下結論。

1）調整前后各類農戶農業生產效率出現了較為明顯的改變，表明農業生產效率的確受到環境因素與隨機誤差等外部因素的影響。同時，也說明了選用三階段DEA 模型比傳統DEA 模型對農業生產效率進行測度更為精確、更符合現實。在考慮外部環境變量后的生產效率才更接近實際，反映其真實的生產效率水平。

2）通過調整可以發現，真實的技術效率要低于未剝離環境因素與隨機誤差時的效率，并且對比調整前后的效率值，農戶技術效率結構差異較大［9］。引起小農戶綜合效率較低的原因是小農戶的規模效率低。所以，規模效率較低是目前影響小農戶農業生產效率提升的關鍵因素。江漢平原小農戶農業生產目前正處于高投入、低產出低效的粗放發展方式，倘若仍不注重農業經營者相關知識的培訓以及科學的引導，將不利于江漢平原小農戶農業生產效率的提高。

3）經過SFA 回歸分析可知，環境與隨機因素等外部因素對農業生產效率存在顯著影響，但是隨機因素是不可控的［12］，所以，控制外部環境是尋求提高效率途徑的必要選擇。在環境因素中，人均可支配收入、農業信息化是農戶生產效率提高的有利因素；而財政支農對農業生產效率的影響與預期相反，并沒有起到應有的作用，財政支農的提高使得投入松弛量增加及農業生產效率降低，所以政府應該科學分配目前的財政支農資金，合理引導農戶對支農資金的使用，合理規劃資金配置，提高農業支農效率，從而避免造成投入冗余甚至浪費；人均受教育年限也與預期不相符，受教育程度高的農戶并沒有顯著減少各種投入的浪費，這或許是由于受教育時間越長的農戶更加傾向通過節約勞動、利用資本等較為先進的集約化生產方式，而現有物質條件不適合這種生產方式，從而導致了投入浪費。

針對上述分析結果，為進一步提高江漢平原小農戶農業生產效率，改善小農戶經營困境，促進小農戶與現代農業發展的有機銜接，提出以下政策建議。

1）完善土地流轉制度，鼓勵小農戶發展適度規模經營。江漢平原小農戶生產經營的弱勢主要是受其經營規模的影響。輻射到全國而言，各地政府應鼓勵小農戶推行農業適度規模經營，減少耕地細碎化。為此，應通過強化落實“三權分置”等相關政策，進一步推進小農戶發展適度規模經營，促進農業生產效率的提升，從而實現規模效應最大化。具體而言，一方面，政府為鼓勵支持小農戶參與土地流轉提供經濟補貼，加快提升土地流轉效率，轉變粗放式的農業生產方式，促進農業規模化生產的形成。另一方面，要進一步完善和豐富農村土地流轉形式，讓小農戶積極參與土地流轉，發展適度規模經營，讓小農戶成為新時代農業適度規模經營的最終受益者。

2）發展職業教育，提升小農戶綜合素質。加強農村地區人力資本開發與培育等相關工作，提升小農戶的科學文化水平。農戶個體素質的提高，才能有積極獲取和使用農業信息的能力，繼而才有農業現代化的可能。可就近依托中等職業教育、高等教育，鼓勵農戶參與職業教育培訓，大力培養并轉變為現代化的新型職業農民，為現代農業的升級提供專業人才支撐，為農業生產效率的提高提供不竭動力。同時，要優化引導農戶對物質成本、播種面積的科學投入，減少對各項投入的浪費，既要“懂技術”又要“會經營”。加強對農戶農業生產經營行為的正確引導，逐步提升小農戶對先進技術的認知與運用能力，發揮教育對小農戶對接現代農業的正向作用。

3）優化財政支農項目組合。現階段，由于缺乏正確、合理的引導，財政支農對部分農戶并沒有發揮出應有的作用，相反卻造成了農業生產資料投入、支農資金的浪費。為此，在確保農戶增收的基礎上，為弱化當前財政支農可能帶來的消極影響，政府應加強對小農戶的引導，拓寬其有效投資暢通渠道，減少盲目投資，實現財政支農資金的合理有效配置。其次，應完善財政支農與補貼機制，有針對性地改進財政支農項目組合，完善財政支農機制，逐步促進財政支農支出的有序增加和規范引導，發揮財政支農的正向效應，避免因盲目投資造成農村公共供給體系的效率損失［11］。