李安+李朝暉

摘 要：農民創(chuàng)業(yè)是形成農村經濟內生增長動力的有力路徑，其創(chuàng)業(yè)技術效率水平高低是反映創(chuàng)業(yè)企業(yè)的產出能否達到最大產出的主要依據(jù)，關乎農民創(chuàng)業(yè)的產量及收益，關系其生存能力及發(fā)展前景。本研究基于湖南省安化縣、岳陽縣、藍山縣及嘉禾縣四縣調查數(shù)據(jù)，運用隨機前沿超越對數(shù)生產函數(shù)模型對影響農民技術效率的因素進行實證檢驗，結論認為：農民創(chuàng)業(yè)技術效率隨時間推移逐漸提高；創(chuàng)業(yè)的勞動投入相較資金與土地對創(chuàng)業(yè)技術效率影響更顯著；創(chuàng)業(yè)者性別、文化程度、外出務工經歷、交通便利程度以及貸款便利程度對創(chuàng)業(yè)技術效率具顯著正效應，而創(chuàng)業(yè)者年齡、參加創(chuàng)業(yè)培訓則與創(chuàng)業(yè)技術效率存在負相關關系。

關鍵詞：隨機前沿模型；農民創(chuàng)業(yè)；技術效率；影響因素

中圖分類號：F323.6 文獻標志碼：A 文章編號：1008-2697（2014）02-0054-06

一、問題的提出

隨著社會和科技的發(fā)展，中國農民已從傳統(tǒng)的第一產業(yè)向第二、第三產業(yè)轉移，農民從業(yè)領域和類型呈現(xiàn)多樣化特點。黨的十八大報告強調以促進創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)，隨著我國農民工返鄉(xiāng)步伐的加快，農民創(chuàng)業(yè)活動蓬勃發(fā)展，其將先進技術等優(yōu)勢資源引向農村，在促進農村剩余勞動力就地轉移就業(yè)、推動農村地區(qū)經濟發(fā)展以及維護社會安定團結等方面發(fā)揮日益重要的作用。

要素投入的增加或技術效率改善是促進一個企業(yè)效益增長的源泉，但要素投入增長并不具可持續(xù)性，因此技術效率問題越來越引起學術界的關注。英國劍橋大學經濟學家法瑞爾（M.J.Farrell，1957）首次提出技術效率的概念，認為技術效率是指在產出規(guī)模和市場價格不變的條件下，按既定要素投入比例生產一定量產品所需的最小成本與實際成本的百分比。該指標彌補了勞動生產率作為衡量生產效率的指標不能反映土地、資金等其他生產要素利用情況這一缺陷[1]（郭艷秋，2012），因此被國內學者廣泛應用于工業(yè)、制造業(yè)、農業(yè)及金融等行業(yè)的效率評估。國內學者采用隨機前沿超越對數(shù)函數(shù)對中國糧食生產技術效率的動態(tài)表現(xiàn)、空間分布、影響效率都進行了研究[2-3]（章立等，2012；田偉等，2012）；對企業(yè)層面技術效率的影響因素研究主要集中在基礎設施、激勵政策、勞動力素質、產權改革等方面[4-5]（徐建軍等，2011；萬倫來等，2010）。以上研究為本文研究內容和研究方法的創(chuàng)新提供借鑒。

我國微型企業(yè)的平均壽命只有2.9年，成長和發(fā)展極為有限[6]。農民創(chuàng)業(yè)屬微型企業(yè)范疇，其弱質性更為突出。農民創(chuàng)業(yè)技術效率指農民在創(chuàng)業(yè)過程中按既定要素投入比例生產一定量產品的最小成本與實際成本的比值，反映創(chuàng)業(yè)農民對現(xiàn)有生產技術、管理技術的有效利用程度。農民創(chuàng)業(yè)技術效率水平高低反映其產出能否達到最大產出，關乎農民創(chuàng)業(yè)企業(yè)產量及收益，關系到其生存能力及發(fā)展前景，而該指標又受到哪些因素的影響？研究農民創(chuàng)業(yè)的技術效率影響因素對改善其弱質性狀況具重要理論和現(xiàn)實意義。筆者采用隨機前沿超越對數(shù)生產函數(shù)模型對影響農民技術效率的因素進行實證檢驗，以期為提升農民創(chuàng)業(yè)技術效率策略選擇及政策理性制定提供參考建議，進而達到增強農民創(chuàng)業(yè)能力、推動農村內生發(fā)展動力形成的目的。

二、變量選取、數(shù)據(jù)說明及模型設定

（一）變量選取

由于受到文化水平低、技術能力差、資金短缺等自身條件的影響，農民創(chuàng)業(yè)存在創(chuàng)業(yè)模式單一、創(chuàng)業(yè)技術含量低、創(chuàng)業(yè)規(guī)模小等方面的問題?；谝陨咸卣?，筆者構建以下農民創(chuàng)業(yè)技術效率評估指標體系。由于農民創(chuàng)業(yè)較多引進先進地區(qū)的技術，因此將技術引進成本納入投入指標下的資金投入；由于返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)農民工具備相關行業(yè)的務工經歷，為考察這種務工經歷是否對創(chuàng)業(yè)技術效率具內在影響，筆者將其納入非效率指標進行檢驗。

表1 農民創(chuàng)業(yè)技術效率評價指標體系

農

民

創(chuàng)

業(yè)

技

術

效

率

評

價

指

標

體

系 一級指標 二級指標 三級指標

X 投入指標 X2 勞動力投入 C1 管理人員數(shù)

C2 從業(yè)人員數(shù)

X1 資金投入 C3 原料成本投入

（生產過程耗費）

C4 技術引進成本

X3 土地投入 C5 土地（廠房）

Y 產出指標 Y 創(chuàng)業(yè)總產出 C6 創(chuàng)業(yè)總產出

Z 非效率指標 Z 其他變量 C7 創(chuàng)業(yè)者性別

C8 創(chuàng)業(yè)者年齡

C9 創(chuàng)業(yè)者文化程度

C10參加技術培訓

C11 外出務工經歷

C12 交通便利情況

C13 貸款便利程度

1.農民創(chuàng)業(yè)產出變量（Y）

農民創(chuàng)業(yè)總產出表現(xiàn)為第一產業(yè)和第二產業(yè)領域創(chuàng)業(yè)農民的總產出所得帶來的收入，第三產業(yè)領域創(chuàng)業(yè)農民的總營業(yè)額，現(xiàn)金折算予以統(tǒng)計。

2.創(chuàng)業(yè)投入變量（X）

資本投入變量（X1）：包括各類型創(chuàng)業(yè)農民的物質損耗，第一產業(yè)領域創(chuàng)業(yè)所需的種子、化肥、農藥等農資費用，生產過程中的管護費用、及器具費用以及引進先進技術的成本等，第二產業(yè)及第三產業(yè)領域創(chuàng)業(yè)所需資金、設備、水電、技術（管理方法）引進成本等投入費用。勞動投入變量（X2）：包括創(chuàng)業(yè)自身勞動力投入及雇工勞動的工作日總和。土地投入（X3）：第一產業(yè)領域創(chuàng)業(yè)的土地投入為將創(chuàng)業(yè)農民的實際耕作土地面積（畝）折算的承包租金，第二、第三產業(yè)領域的土地投入為廠房、門面等的租金。

3.影響創(chuàng)業(yè)技術非效率的變量（Z）

基于相關研究文獻并考慮數(shù)據(jù)可得性，為有效估計農民創(chuàng)業(yè)技術非效率，并測算創(chuàng)業(yè)者個體特征、外出務工經歷、參加創(chuàng)業(yè)培訓經歷、創(chuàng)業(yè)地交通便利程度、創(chuàng)業(yè)的貸款便利程度等變量對創(chuàng)業(yè)技術效率的影響，筆者將以下特征變量引入模型：創(chuàng)業(yè)農民性別變量（Z1）、創(chuàng)業(yè)農民年齡變量（Z2）、創(chuàng)業(yè)農民文化程度變量（Z3）、外出務工經歷變量（Z4）、是否參加技術培訓變量（Z5）、交通便利程度變量（Z6）、貸款便利程度變量（Z7）等，具體含義及賦值如下表所示：

表2 農民創(chuàng)業(yè)技術非效率函數(shù)變量含義

變量 賦值 預期影響方向

創(chuàng)業(yè)農民性別

創(chuàng)業(yè)農民年齡

創(chuàng)業(yè)農民文化程度

創(chuàng)業(yè)農民外出務工經歷

創(chuàng)業(yè)農民是否參加技術培訓

農民創(chuàng)業(yè)交通便利狀況

農民創(chuàng)業(yè)貸款便利程度 男1；女=0

20-35歲=1；36-4歲5=2；46-55歲=3；55歲以上=4

小學=1；初中=2；高中=3；

大專及以上=4

是=1；否=0

是=1；否=0

是=1；否=0

是=1；否=0 +/-

+/-

-

+

+

-

-

（二）樣本選取與數(shù)據(jù)說明

參考西部返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)五種模式[7]，筆者依據(jù)湖南省農民創(chuàng)業(yè)的總體行業(yè)特點將其分為“生態(tài)農業(yè)型創(chuàng)業(yè)”、“產業(yè)移植型創(chuàng)業(yè)”、“傳統(tǒng)產業(yè)改良型創(chuàng)業(yè)”及“旅游服務型創(chuàng)業(yè)”等四種創(chuàng)業(yè)類型，在綜合考慮湖南省農民創(chuàng)業(yè)的典型取證價值的基礎上，采用課題組于2013年5-8月在湖南省、益陽安化縣、岳陽岳陽縣、永州藍山縣、郴州嘉禾縣等農民創(chuàng)業(yè)活動活躍的縣市實證調研數(shù)據(jù)進行分析，永州藍山縣農民在承接沿海地區(qū)產業(yè)梯度轉移創(chuàng)業(yè)、以及綠色農產品種植創(chuàng)業(yè)等方面較為典型；益陽安化縣農民創(chuàng)業(yè)在旅游服務、建材加工、特色種養(yǎng)以及商貿加工行業(yè)較為典型；郴州嘉禾縣開展“百廠返鄉(xiāng)計劃”，在承接產業(yè)梯度轉移型創(chuàng)業(yè)較為典型；岳陽市岳陽縣2009年建立“農民創(chuàng)業(yè)園”，代表著典型的“生態(tài)農業(yè)型”農民創(chuàng)業(yè)，因此上述取證地具典型取證意義。調研內容包括農民創(chuàng)業(yè)企業(yè)在2010-2012年的資金、土地、勞動力投入、產出以及性別、年齡文化程度、技術培訓參與狀況、外出務工經歷、交通便利狀況、貸款便利程度等非效率指標等各方面。共發(fā)放問卷323份，回收問卷291份，其中有效問卷257份，有效率88.3%，調查樣本統(tǒng)計性描述如下表：

（三）模型設定

Aigner、Meeusen等（1977）提出隨機前沿模型[8-9]，經學者完善發(fā)展成生產率分析的主要工具之一。隨機前沿分析中較為常用的生產函數(shù)主要有科布-道格拉斯和超越對數(shù)兩種，前者形式簡單便于估計，但假定技術中性和產出彈性固定，后者放寬上述假設，可作為一般生產函數(shù)的二階近似，避免模型誤設。隨機前沿超越對數(shù)生產函數(shù)模型具體形式如下：

（模型一）

其中，表示創(chuàng)業(yè)農民在年的產出，為農民創(chuàng)業(yè)的第種要素投入，表示時間趨勢，反映技術變化，表示觀測誤差和隨機因素，假設其服從正態(tài)分布，即；表示由于創(chuàng)業(yè)的技術非效率引起的非負隨機變量，假定獨立于分布，并假定其服從截斷的正態(tài)分布，即，為農民創(chuàng)業(yè)技術非效率效應。

對農民創(chuàng)業(yè)技術非效率效應的評估采用Battese and Coelli（1995）提出的模型[10]：

（模型二）

其中，表示影響農民創(chuàng)業(yè)技術效率的外生變量，為隨機誤差項，服從均值為0，方差為的階段正態(tài)分布。為待估參數(shù)，其取值反映了變量對農民創(chuàng)業(yè)技術效率影響程度，負取值表示變量對技術效率存在正的影響，正取值表示變量對技術效率存在負的影響。

對模型一和模型二的未知參數(shù)采用極大似然估計法估算，令：

參數(shù)反映了復合擾動項中技術非效率項所占的比例，其取值在0到1之間。當趨近于0，值趨近于1，表明前沿生產函數(shù)的誤差主要來源于隨機變量，則農民創(chuàng)業(yè)實際產出與可能的最大產出之間的差距主要來自于技術的非有效性。當趨近于0時，值趨近于0，則農民創(chuàng)業(yè)實際產出與可能的最大產出之間的差距主要來自于統(tǒng)計誤差。以下技術效率表達式表示創(chuàng)業(yè)農民在時期的產出導向的技術效率是可觀測產出與隨機前沿產出之比（Battese and Coelli，1995）：

如，則農民創(chuàng)業(yè)不存在效率損失，，農民創(chuàng)業(yè)企業(yè)處于完全技術效率狀態(tài)；則，此時，農民創(chuàng)業(yè)企業(yè)處于技術無效率狀態(tài)。

三、模型估計與分析

（一）模型設定檢驗

筆者使用運用Frontier4.1軟件，采用似然比檢驗法，構建似然比率檢驗統(tǒng)計量對上述模型進行以下假設檢驗：（1）技術非效率存在性檢驗；（2）技術變化存在性檢驗；（3）技術變化是否存在Hicks中性檢驗；（4）Cobb-Douglas生產函數(shù)形式的適用性檢驗。似然比率統(tǒng)計量為：，其中l(wèi)nL0和Lu分別表示在零假設和備擇假設下的對數(shù)似然函數(shù)值。若零假設成立，則檢驗統(tǒng)計量LR服從自由度為約束個數(shù)的漸進卡方分布或者混合卡方分布（Coelli，1995），即。若，則拒絕零假設；否則，接受零假設。檢驗結果如表4所示：

使用Frontier4.1軟件用最大似然法進行估計，參數(shù)估計結果如上表所示。第一，農民創(chuàng)業(yè)三種投入變量的回歸系數(shù)基本能在10%、5%、1%的顯著性水平下通過檢驗，說明方程的擬合程度較好，能合理解釋農民創(chuàng)業(yè)技術效率問題。第二，=0.274，在1%的水平下通過顯著性檢驗；0.827，且在1%的顯著性水平上通過了t檢驗，說明農民創(chuàng)業(yè)的實際產出與最大產出的差距主要來自于創(chuàng)業(yè)中技術的非有效性，農民創(chuàng)業(yè)總體技術非效率中可控制的技術非效率占比為82.7%，而隨機因素導致的技術非效率所占的比例為17.3%。上述統(tǒng)計指標說明隨機前沿生產函數(shù)的估計結構較好，可以用來進行技術效率分析。農民創(chuàng)業(yè)技術非效率的產生除了與生產前沿面有關外，與創(chuàng)業(yè)農民自身技術能力以及教育、信貸等外生變量也具很大關系。

（三）計量結果分析

其一，時間對創(chuàng)業(yè)農民的技術效率具顯著正效應，這表明隨著時間的推移，創(chuàng)業(yè)農民的技術效率在逐步改善。創(chuàng)業(yè)農民在引進新技術后，需要在生產過程中逐步熟悉和掌握，其所雇用的勞動力也需要逐漸進行技能的熟練，這些原因使得需要一定時間才能充分發(fā)揮技術潛力，逐步提升創(chuàng)業(yè)技術效率。

其二，從農民創(chuàng)業(yè)的投入偏彈性估計結果來看，資金、勞動力以及土地投入對農民創(chuàng)業(yè)技術效率的偏彈性系數(shù)均為正值，且都具有1%的顯著水平，說明該兩項投入對農民創(chuàng)業(yè)技術效率的提高產生顯著影響。第一，就農民創(chuàng)業(yè)的勞動力投入方面而言，其偏彈性系數(shù)為0.376（1%顯著水平），表明創(chuàng)業(yè)農民勞動力投入每增加1%，創(chuàng)業(yè)的生產技術效率將提高37.1%。其可能解釋在于，農民創(chuàng)業(yè)多為勞動密集型產業(yè)類型，因此勞動投入對創(chuàng)業(yè)技術效率提高影響顯著。第二，就農民創(chuàng)業(yè)的資金投入而言，其偏彈性系數(shù)（0.245）相較勞動力投入的偏彈性系數(shù)要低，這是由于農民創(chuàng)業(yè)產業(yè)仍為勞動密集型產業(yè)，勞動力投入所能發(fā)揮效用要遠遠高于資金的投入。第三，就農民創(chuàng)業(yè)的土地投入而言，其偏彈性系數(shù)為0.198，具顯著正影響，其可能解釋在于，對于第一產業(yè)創(chuàng)業(yè)農民而言，農業(yè)技術進步條件下農業(yè)生產機械的應用以及農業(yè)基礎設施的逐漸完善，極大改善農業(yè)機械化生產條件，促進創(chuàng)業(yè)農民精耕細作優(yōu)勢的發(fā)揮；對于第二產業(yè)和第三產業(yè)的農民創(chuàng)業(yè)而言，其廠房規(guī)模和營業(yè)面積的擴大與集中有效發(fā)揮了規(guī)模優(yōu)勢。

其三，從表5中可看出技術非效率影響變量估計系數(shù)，該指標解釋非效率指標對創(chuàng)業(yè)技術效率的影響值。第一，就創(chuàng)業(yè)農民的性別、年齡及文化程度等個體特征看，農民創(chuàng)業(yè)者的性別、年齡以及文化程度與創(chuàng)業(yè)的生產技術效率負顯著相關。就創(chuàng)業(yè)農民的性別而言，創(chuàng)業(yè)農民性別與創(chuàng)業(yè)技術效率相關系數(shù)為-3.489（5%顯著性水平），說明農民創(chuàng)業(yè)者若為男性，則創(chuàng)業(yè)技術效率將呈上升趨勢，這可能由于創(chuàng)業(yè)不僅是體力活更是繁重的腦力活，男性農民無論在身體狀況還是思維相較女性農民都具備更加適合創(chuàng)業(yè)的條件。就創(chuàng)業(yè)農民的年齡而言，其系數(shù)為0.147（1%顯著性水平），對創(chuàng)業(yè)技術效率呈負相關關系，其可能解釋在于，在科技不斷發(fā)展、信息媒介不斷增多的當今時代，年輕農民接受各類信息的能力更強，尤其是具有外出務工經歷的青年農民工，他們在務工過程中接受技術培訓，回鄉(xiāng)后將新技術、新方法引進應用，能有效提升創(chuàng)業(yè)技術效率。就創(chuàng)業(yè)者的文化程度而言，其偏彈性系數(shù)為-0.095（1%的顯著性水平），說明創(chuàng)業(yè)農民文化程度越高將對創(chuàng)業(yè)技術效率產生正面影響。第二，就創(chuàng)業(yè)農民的外出務工經歷看，其偏彈性系數(shù)為-0.485（1%顯著水平），表明農民外出務工經歷對其創(chuàng)業(yè)技術效率影響顯著，外出務工經歷估計系數(shù)每提高1%，則創(chuàng)業(yè)技術效率水平將提高48.5%?？梢娡獬鰟展そ洑v開拓了農民的視野，活躍其思維，提升其勞動力技能，對創(chuàng)業(yè)技術效率的促進影響顯著。第三，就創(chuàng)業(yè)農民的創(chuàng)業(yè)培訓指標看，其偏彈性系數(shù)為0.241（1%顯著性水平），說明創(chuàng)業(yè)培訓對農民創(chuàng)業(yè)技術效率呈負相關關系，這與原研究預期“創(chuàng)業(yè)培訓對創(chuàng)業(yè)技術效率產生正影響”相悖，可能由于本文中接受過創(chuàng)業(yè)培訓的創(chuàng)業(yè)農民占比僅為18.7%，數(shù)據(jù)代表性不足，另一可能原因在于創(chuàng)業(yè)培訓對農民創(chuàng)業(yè)技術效率的促進作用存在滯后性，創(chuàng)業(yè)農民要在創(chuàng)業(yè)過程中靈活運用所學的知識需經過一段時間的實踐積累，方能熟練新技術的操作與新方法的應用。第四，就農民創(chuàng)業(yè)的交通變量狀況及貸款便利程度而言，二者系數(shù)為顯著負值（分別為-0.327和-0.297，1%的顯著水平），這表明，在當前農民創(chuàng)業(yè)的生產技術和生產規(guī)模之下，農民創(chuàng)業(yè)活動所處地交通便利程度每增加1%，農民創(chuàng)業(yè)的生產技術效率將平均提高32.7%；農民創(chuàng)業(yè)資金借貸便利程度每增加1%，其創(chuàng)業(yè)技術效率將平均提高29.7%。

四、結論及建議

本文利用湖南省四縣農民創(chuàng)業(yè)的面板數(shù)據(jù)，運用隨機前沿超越對數(shù)生產函數(shù)模型，分析農民創(chuàng)業(yè)技術效率水平及其影響因素狀況，得出以下結論：其一，在樣本期內農民創(chuàng)業(yè)技術效率隨時間變化逐步提升，可見農民創(chuàng)業(yè)技術效率處于逐漸提升過程中；其二，創(chuàng)業(yè)勞動力投入相較創(chuàng)業(yè)資金投入與土地投入而言，對創(chuàng)業(yè)技術效率的影響更加顯著，可見創(chuàng)業(yè)農民受到文化程度的影響與制約，其對資本的運用及管理能力處相對較低水平，因此創(chuàng)業(yè)資本投入貢獻率較低；其三，創(chuàng)業(yè)的技術非效率影響變量估計結果顯示，創(chuàng)業(yè)者的性別創(chuàng)業(yè)技術效率是正顯著相關關系，反映出男性農民在創(chuàng)業(yè)行為中具相對優(yōu)勢；創(chuàng)業(yè)者年齡與創(chuàng)業(yè)技術效率為顯著負相關，可見年輕創(chuàng)業(yè)農民在接受新知識、新技術、新信息的能力更強，更加有利于創(chuàng)業(yè)技術效率的提升；農民創(chuàng)業(yè)者若具較高的文化程度以及豐富的外出務工經歷則有助于其創(chuàng)業(yè)技術效率的改善；創(chuàng)業(yè)培訓對創(chuàng)業(yè)技術效率的作用存在一定滯后性，未得到預期結果；創(chuàng)業(yè)的交通便利程度與貸款便利程度與創(chuàng)業(yè)技術效率呈顯著正相關關系，因此二者的改善將有助于農民創(chuàng)業(yè)技術效率的提升。

以上結論的政策意義可歸于以下幾個方面：第一，加強對創(chuàng)業(yè)農民的人力資本培育，提升其技術能力與管理能力。創(chuàng)辦創(chuàng)業(yè)教育與職業(yè)培訓，形成正規(guī)化學校教育和社會化職業(yè)技能培訓相結合的立體化、系統(tǒng)化創(chuàng)業(yè)教育培訓體系，滿足各層次創(chuàng)業(yè)農民實際需要，推動創(chuàng)業(yè)經濟蓬勃發(fā)展。地方政府須從提高人力資本紅利、發(fā)展地方經濟的觀點出發(fā)為進入農民創(chuàng)業(yè)企業(yè)的員工提供職業(yè)技能培訓。第二，優(yōu)化農民創(chuàng)業(yè)服務環(huán)境及融資環(huán)境。鑒于創(chuàng)業(yè)農民弱質性，應充分發(fā)揮社會機構在政府、金融機構和創(chuàng)業(yè)者之間的信息溝通平臺作用，推介可行創(chuàng)業(yè)項目，加強創(chuàng)業(yè)農民與政府及金融信貸機構間的溝通聯(lián)系，在降低溝通成本同時增強信息成功對接概率。從融資環(huán)境培育上看，應通過創(chuàng)新政策性貸款機制，放寬政策性金融的扶持對象和地區(qū)范圍；激活民間借貸，拓寬籌資渠道；加強創(chuàng)業(yè)農民之間的融資互助及大力發(fā)展保證貸款等方式加強對農民創(chuàng)業(yè)的資本扶持。第三，完善農民創(chuàng)業(yè)基礎設施建設，提升創(chuàng)業(yè)園區(qū)管理水平。政府須從完善道路交通、水電等基礎設施建設、引導農村土地有效流轉等角度著手，為農民創(chuàng)業(yè)提供土地、廠房、門面、基礎設施等支持。創(chuàng)業(yè)園須建立完整的服務體系，滿足農民創(chuàng)業(yè)公用技術服務、電子信息服務等技術服務需求。

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[6]齊莉莉.我國微型企業(yè)的成長性影響因素分析[D].武漢：華

中農業(yè)大學，2012.

[7]魏鳳，閆芃燕.西部返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)模式選擇及其影響因素

分析——以西部五省998個返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者為例[J].農

業(yè)技術經濟，2012（09）：68.

[8]Aiger J，Lovell K and Schmidt P.Formulation and

Estimation of Stochastic Frontier Production Function

Models[J].Journal of Econometric，1977（6）：21-37.

[9]Meeusen W，Vanden Broeck J.Efficiency Estimation from

Cobb-Douglas Production Function with Composed Error

[J].International Economic Review，1977，18：435-444.

[10]Battese G E，Corra G S.Estimation of a Production

Frontier Model：With Application to the Pastoral

Zone of Eastern Australia[J].Australian Journal

of Agricultural Economics，1977，21（3）：169-179.

（責任編輯：陳 勇）

[2]章立，余康，郭萍.農業(yè)經營技術效率的影響因素分析——

基于浙江省農戶面板數(shù)據(jù)的實證[J].農業(yè)技術經濟，2012

（3）：71-76.

[3]田偉，柳思維.中國農業(yè)技術效率的地區(qū)差異及收斂性分

析——基于隨機前沿分析方[J].農業(yè)經濟問題，2012（12）：11-18.

[4]徐建軍，袁紅清.中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術效率增長的隨機前沿模

型分析[J].統(tǒng)計與決策，2011（12）：107-110.

[5]萬倫來，馬嬌嬌，朱湖根.中國農業(yè)產業(yè)化經營組織模式與

龍頭企業(yè)技術效率[J].中國農村經濟，2010（10）：27-35.

[6]齊莉莉.我國微型企業(yè)的成長性影響因素分析[D].武漢：華

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（責任編輯：陳 勇）

[2]章立，余康，郭萍.農業(yè)經營技術效率的影響因素分析——

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[3]田偉，柳思維.中國農業(yè)技術效率的地區(qū)差異及收斂性分

析——基于隨機前沿分析方[J].農業(yè)經濟問題，2012（12）：11-18.

[4]徐建軍，袁紅清.中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術效率增長的隨機前沿模

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[5]萬倫來，馬嬌嬌，朱湖根.中國農業(yè)產業(yè)化經營組織模式與

龍頭企業(yè)技術效率[J].中國農村經濟，2010（10）：27-35.

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[9]Meeusen W，Vanden Broeck J.Efficiency Estimation from

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Frontier Model：With Application to the Pastoral

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（責任編輯：陳 勇）