劉春鵬，肖海峰

（中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083）

隨著人口增長(zhǎng)、收入提高及城鎮(zhèn)化發(fā)展，我國(guó)已成為世界上肉類消費(fèi)增速最快的國(guó)家[1]。如何提高畜牧業(yè)產(chǎn)能以滿足日益增長(zhǎng)的肉類需求，這不但關(guān)系到我國(guó)新的食物安全戰(zhàn)略，更是社會(huì)普遍關(guān)注的熱點(diǎn)問題。早期我國(guó)畜牧業(yè)發(fā)展主要依賴于生產(chǎn)資料投入，即重視對(duì)草場(chǎng)等資源的開發(fā)和利用，而對(duì)養(yǎng)殖技術(shù)效率的重要性認(rèn)識(shí)不足，使得畜牧業(yè)生產(chǎn)陷入高消耗低產(chǎn)出的發(fā)展困境，我國(guó)草原生態(tài)環(huán)境也一度持續(xù)惡化。為了抑制草場(chǎng)退化，2011年起我國(guó)相繼在包括內(nèi)蒙古、甘肅、新疆等在內(nèi)的13個(gè)省區(qū)全面建立草原生態(tài)保護(hù)補(bǔ)助獎(jiǎng)勵(lì)機(jī)制。禁牧政策作為其中重要的一項(xiàng)政策措施，是指為恢復(fù)草原植被，在生態(tài)脆弱區(qū)和草原退化嚴(yán)重的地區(qū)實(shí)行圍封禁牧[2]。隨著禁牧等草原保護(hù)政策的推行，近年來我國(guó)草原生態(tài)環(huán)境持續(xù)惡化的趨勢(shì)得到遏制。然而，禁牧等草原生態(tài)保護(hù)政策在取得顯著成效的同時(shí)，也使得草原生態(tài)保護(hù)與牧民生計(jì)，乃至畜牧業(yè)發(fā)展之間的矛盾愈加突出[3-5]。那么，禁牧政策與保障畜牧業(yè)產(chǎn)能之間是否存在著一種協(xié)調(diào)關(guān)系？即禁牧政策作為具有較強(qiáng)約束力的制度安排，能否形成一種倒逼機(jī)制，促使農(nóng)牧民減少對(duì)草原的過度依賴，提高養(yǎng)殖技術(shù)效率，實(shí)現(xiàn)向高投入高產(chǎn)出的畜牧生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變？如若這種機(jī)制存在，那么它對(duì)不同規(guī)模農(nóng)牧戶作用強(qiáng)度是否存在差異？對(duì)這一系列問題的回答不僅關(guān)乎我國(guó)草原生態(tài)環(huán)境的保護(hù)，更關(guān)系到我國(guó)畜牧業(yè)產(chǎn)能的穩(wěn)步提升。

目前，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)禁牧政策及其實(shí)施下畜牧養(yǎng)殖問題展開了大量研究，已有研究主要集中于以下三個(gè)方面：一是基于政策制定與完善的視角，對(duì)禁牧政策執(zhí)行中存在的具體問題進(jìn)行探究。相關(guān)研究指出農(nóng)牧戶對(duì)禁牧政策認(rèn)識(shí)有限、草場(chǎng)使用權(quán)限不明、禁牧補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn)偏低、政府執(zhí)行和監(jiān)管不力、缺乏配套政策措施、農(nóng)牧戶轉(zhuǎn)產(chǎn)難度大等問題會(huì)限制禁牧政策執(zhí)行效果的有效發(fā)揮[6-8]。二是聚焦于禁牧政策實(shí)施對(duì)農(nóng)牧戶畜牧養(yǎng)殖的影響。陳潔和蘇永玲[9]指出禁牧政策的實(shí)施剝奪了牧民原有的生產(chǎn)資料，顯著增加了養(yǎng)殖戶在飼草料、養(yǎng)殖圈舍等方面的投入，挫傷了牧民的養(yǎng)殖積極性，進(jìn)而不利于畜牧業(yè)產(chǎn)能的提升。但韋惠蘭和孫婉婉[10]認(rèn)為雖然短期內(nèi)禁牧政策使得農(nóng)牧戶養(yǎng)殖成本增加，但長(zhǎng)期來看，農(nóng)牧戶養(yǎng)殖設(shè)施的完善、物質(zhì)資本的積累均有利于畜牧生產(chǎn)。三是重點(diǎn)關(guān)注了禁牧政策下農(nóng)牧戶養(yǎng)殖行為轉(zhuǎn)變的問題。齊顧波和胡新萍[11]指出農(nóng)牧戶的養(yǎng)殖行為是理性的，當(dāng)農(nóng)牧戶認(rèn)為違規(guī)放牧下可節(jié)省的養(yǎng)殖成本高于可能帶來的處罰時(shí)，農(nóng)牧戶會(huì)傾向于選擇違規(guī)放牧，而非進(jìn)行舍飼養(yǎng)殖。李軍和沈政[12]運(yùn)用Logistic模型研究還發(fā)現(xiàn)，禁牧政策下農(nóng)牧戶的舍飼意愿主要受戶主年齡、舍飼技術(shù)培訓(xùn)、家庭養(yǎng)羊數(shù)量等因素影響，而政府監(jiān)管力度、農(nóng)牧戶對(duì)禁牧罰款的評(píng)價(jià)對(duì)農(nóng)牧戶舍飼意愿無顯著影響。

已有文獻(xiàn)為本文研究的開展奠定了良好的基礎(chǔ)，但仍存在進(jìn)一步改進(jìn)的空間。首先，現(xiàn)有研究大多基于定性分析探討了禁牧政策本身存在的問題以及政策實(shí)施對(duì)畜牧養(yǎng)殖造成的影響，少有文獻(xiàn)定量地分析禁牧政策實(shí)施對(duì)農(nóng)牧戶畜牧養(yǎng)殖技術(shù)效率可能產(chǎn)生的作用；其次，少數(shù)研究雖注意到禁牧政策對(duì)農(nóng)牧戶養(yǎng)殖行為的影響存在規(guī)模差異，但在規(guī)模分組上，已有文獻(xiàn)往往具有較強(qiáng)的主觀性和隨意性，容易導(dǎo)致回歸結(jié)果出現(xiàn)偏誤?；诖?，本文將主要基于在內(nèi)蒙古、新疆、甘肅、遼寧和山西等五個(gè)我國(guó)主要禁牧政策實(shí)施地區(qū)的微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，以絨毛用羊養(yǎng)殖戶為例，運(yùn)用超越對(duì)數(shù)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型研究禁牧政策對(duì)農(nóng)牧戶養(yǎng)殖技術(shù)效率的影響，并進(jìn)一步利用門檻模型，探究不同養(yǎng)殖規(guī)模下禁牧政策對(duì)農(nóng)牧戶養(yǎng)殖技術(shù)效率的影響是否存在異質(zhì)性，以期為禁牧政策的進(jìn)一步完善提供實(shí)證參考依據(jù)。

1 計(jì)量模型、變量與數(shù)據(jù)

1.1 超越對(duì)數(shù)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型

目前，技術(shù)效率主要有兩種測(cè)算方法：參數(shù)法和非參數(shù)法，其中參數(shù)法主要指隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型（SFA），非參數(shù)法主要指數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法（DEA）。兩種方法間并無明顯的優(yōu)劣之分，與DEA相比，SFA的特點(diǎn)在于具有經(jīng)濟(jì)學(xué)理論基礎(chǔ)，且考慮了隨機(jī)誤差項(xiàng)對(duì)技術(shù)效率的影響，測(cè)算結(jié)果可能更為精確。SFA模型最早于1977年由Aigner等[13]、Meeusen和Broeck[14]分別提出，目前已被學(xué)界廣泛應(yīng)用。本文主要基于Battese和Coelli[15]提出的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型進(jìn)行分析，模型形式如下：式中：Yit表示第i個(gè)生產(chǎn)單元在t時(shí)期的產(chǎn)出；Xit表示第i個(gè)生產(chǎn)單元在t時(shí)期的要素投入；β表示投入要素的待估系數(shù)；Vit為隨機(jī)變量，且Uit為非負(fù)隨機(jī)變量，表示技術(shù)無效率項(xiàng)，Uit～N+（mit，），而且U與V相互獨(dú)立。由于（1）式中的誤itit差項(xiàng)不滿足最小二乘法的古典假定，進(jìn)而令分別表示(Vit-Uit)、Vit、Uit的方差，γ表示技術(shù)無效率方差項(xiàng)在復(fù)合方差項(xiàng)中所占比重，該值越接近于1，表明實(shí)際產(chǎn)出與最大可能產(chǎn)出間的差距主要是技術(shù)無效率導(dǎo)致的。

此外，相應(yīng)的技術(shù)效率表達(dá)式如下：

當(dāng)TEit=1時(shí)，表示生產(chǎn)單元無效率損失，為完全技術(shù)效率；當(dāng)0≤TEit＜1時(shí)，表明生產(chǎn)單元存在技術(shù)效率損失。

SFA模型主要基于兩種生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定形式，即柯布—道格拉斯（C-D）生產(chǎn)函數(shù)和超越對(duì)數(shù)（Translog）生產(chǎn)函數(shù)。針對(duì)不同數(shù)據(jù)類型，往往需要采用適宜的模型設(shè)定形式，以確保模型估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。本文擬采用超越對(duì)數(shù)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型及其對(duì)應(yīng)的技術(shù)無效率影響因素模型來進(jìn)行實(shí)證分析，相應(yīng)表達(dá)式如下：

（3）式中，Yi表示第i個(gè)農(nóng)牧戶全年絨毛用羊養(yǎng)殖總收入；Xai和Xbi表示第α種和第β種生產(chǎn)要素投入量；βa、βab分別為投入要素的待估系數(shù)；（4）式中，mi表示第i個(gè)農(nóng)牧戶的養(yǎng)殖技術(shù)效率損失，Zit表示技術(shù)效率的影響因素，δj為待估系數(shù)，δ0為常數(shù)項(xiàng)。

1.2 門檻模型

本文意在考察禁牧政策對(duì)農(nóng)牧戶養(yǎng)殖技術(shù)效率的影響是否會(huì)因養(yǎng)殖規(guī)模不同而存在差異。為避免主觀選定農(nóng)牧戶養(yǎng)殖規(guī)模區(qū)間造成的結(jié)果偏誤，筆者借鑒Hansen[16]提出的門檻模型，以統(tǒng)計(jì)推斷方法自動(dòng)生成門檻值，劃分養(yǎng)殖規(guī)模區(qū)間，進(jìn)而分析不同區(qū)間內(nèi)禁牧政策與養(yǎng)殖技術(shù)效率之間的關(guān)系。單一門檻模型表達(dá)式如下：

式中：mi同樣表示技術(shù)效率損失值，Ai為禁牧政策變量，I(·)表示指標(biāo)函數(shù)，qi表示門檻變量養(yǎng)殖規(guī)模，γ表示特定的門檻值，Ki表示一系列控制變量，ai表示個(gè)體效應(yīng)，η和λ為待估系數(shù)，ei為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

需要指出的是，本文在利用養(yǎng)殖規(guī)模作為禁牧政策的門檻變量之前，有必要就養(yǎng)殖規(guī)模與技術(shù)效率間關(guān)系進(jìn)行說明。農(nóng)業(yè)規(guī)模與農(nóng)業(yè)效率的關(guān)系一直是學(xué)界關(guān)注的焦點(diǎn)問題，從現(xiàn)有研究來看，認(rèn)為兩者之間存在正向關(guān)系、反向關(guān)系和無相關(guān)關(guān)系的文獻(xiàn)兼而有之[17-18]，學(xué)界對(duì)此尚未形成一致結(jié)論。實(shí)際上，筆者也無意對(duì)此問題展開研究，文中假定養(yǎng)殖規(guī)模與養(yǎng)殖技術(shù)效率無關(guān)，養(yǎng)殖規(guī)模僅作為門檻變量進(jìn)行分析。為進(jìn)一步驗(yàn)證本文的假定，本研究將養(yǎng)殖技術(shù)效率和養(yǎng)殖規(guī)模分別作為被解釋變量和解釋變量進(jìn)行簡(jiǎn)單回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩者間相關(guān)關(guān)系并不顯著。因此，本文的假定具有合理性。

1.3 變量選取

本文測(cè)算農(nóng)牧戶養(yǎng)殖技術(shù)效率的產(chǎn)出指標(biāo)為養(yǎng)殖戶全年養(yǎng)羊總收入（Y）。投入指標(biāo)包括精飼料費(fèi)用支出（X1），主要指加工飼料、玉米、豆粕等精飼料支出總額；粗飼料費(fèi)用支出（X2），主要指秸稈、干草、花生秧等粗飼料支出總額；勞動(dòng)力投入量（X3），主要指養(yǎng)殖過程中養(yǎng)殖戶家庭自身及其雇工的勞動(dòng)力投入總天數(shù)；其他物質(zhì)費(fèi)用支出（X4），主要是指養(yǎng)殖過程中的醫(yī)療防疫費(fèi)、飼鹽費(fèi)、機(jī)械修理費(fèi)、草場(chǎng)建設(shè)維護(hù)費(fèi)等費(fèi)用支出總額。

農(nóng)牧戶養(yǎng)殖技術(shù)效率影響因素方面，本文意在探究禁牧政策實(shí)施對(duì)養(yǎng)殖技術(shù)效率的影響。以往研究大多用農(nóng)牧戶草場(chǎng)是否禁牧作為禁牧政策的衡量變量，但是有學(xué)者指出由于農(nóng)牧戶草場(chǎng)資源稟賦不同，對(duì)于擁有草場(chǎng)面積較大的養(yǎng)殖戶，草原生態(tài)保護(hù)政策實(shí)施對(duì)其畜牧養(yǎng)殖影響并不明顯[19]。就畜牧養(yǎng)殖而言，禁牧政策實(shí)施對(duì)農(nóng)牧戶最直接的影響在于放牧行為受限。因此，本文選取“農(nóng)牧戶放牧行為是否受禁牧政策影響”這一虛擬變量作為禁牧政策的替代變量，用以研究禁牧政策對(duì)農(nóng)牧戶養(yǎng)殖技術(shù)效率的影響。此外，已有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶個(gè)人及家庭資源稟賦、技術(shù)采用情況、政府相關(guān)政策、信貸獲得情況、氣候環(huán)境等因素均會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率產(chǎn)生影響[20-22]。因此，本文主要選取戶主性別、戶主年齡、戶主受教育程度、家庭人口數(shù)量、家庭生產(chǎn)性資產(chǎn)總值、是否參與技術(shù)培訓(xùn)、是否獲得銀行貸款、是否參加專業(yè)合作社、養(yǎng)殖規(guī)模、養(yǎng)殖收入占比、養(yǎng)殖方式、養(yǎng)殖品種、地區(qū)差異等變量作為本研究的控制變量。

1.4 數(shù)據(jù)來源及處理說明

本文分析所用數(shù)據(jù)來自于國(guó)家絨毛用羊產(chǎn)業(yè)技術(shù)體系產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究團(tuán)隊(duì)在2017年度對(duì)內(nèi)蒙古、新疆、甘肅、山西和遼寧等地區(qū)絨毛用羊養(yǎng)殖戶的問卷調(diào)查。這五省區(qū)均是我國(guó)絨毛用羊的養(yǎng)殖大省，同時(shí)也是我國(guó)禁牧政策的重點(diǎn)實(shí)施地區(qū)。本次調(diào)查主要利用分層抽樣的方法，在每個(gè)省區(qū)選擇2到3個(gè)絨毛用羊的主要養(yǎng)殖縣（同時(shí)也是禁牧政策實(shí)施縣），在每個(gè)縣隨機(jī)選擇2個(gè)鄉(xiāng)，每個(gè)鄉(xiāng)隨機(jī)選擇1個(gè)村，并在每個(gè)村根據(jù)養(yǎng)殖戶數(shù)量和養(yǎng)殖規(guī)模選取10～15個(gè)養(yǎng)殖戶。調(diào)查方式為與養(yǎng)殖戶進(jìn)行一對(duì)一的入戶問卷調(diào)查，涉及有疑問數(shù)據(jù)，會(huì)通過電話回訪進(jìn)行核實(shí)，以確保問卷調(diào)查結(jié)果的真實(shí)性和有效性。調(diào)研問卷內(nèi)容主要包括養(yǎng)殖戶家庭基本特征、絨毛用羊養(yǎng)殖過程中生產(chǎn)要素投入情況和成本收益情況、養(yǎng)殖技術(shù)采用情況、養(yǎng)殖戶禁牧補(bǔ)助的獲得情況及對(duì)禁牧政策的評(píng)價(jià)等內(nèi)容。本次調(diào)查共獲得270份農(nóng)牧戶調(diào)查問卷，經(jīng)過篩選剔除無效問卷后，最終得到5省區(qū)12個(gè)縣（旗、市）的268份有效農(nóng)牧戶調(diào)查問卷。為保證農(nóng)牧戶養(yǎng)殖技術(shù)效率測(cè)算結(jié)果的準(zhǔn)確性，本文基于農(nóng)牧戶整群飼養(yǎng)、整群出欄的整群核算方法對(duì)投入產(chǎn)出變量進(jìn)行計(jì)算，各變 量的定義和基本描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。

表1 變量說明與描述性統(tǒng)計(jì)Table 1 Variable descriptions and descriptive statistics

2 實(shí)證結(jié)果

2.1 模型設(shè)定形式檢驗(yàn)

為確保本文模型設(shè)定形式準(zhǔn)確，此處運(yùn)用最大似然值比值檢驗(yàn)法進(jìn)行驗(yàn)證。該檢驗(yàn)的原假設(shè)H0：若（3）式中βab均為零，則采用C-D生產(chǎn)函數(shù)形式；備擇假設(shè)H1：若（3）式中至少有一個(gè)βab的估計(jì)值不為0，則采用Translog生產(chǎn)函數(shù)形式。該檢驗(yàn)的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：

式中：LH0和LH1分別表示SFA模型在H0和H1下的最大對(duì)數(shù)似然函數(shù)值，q表示約束條件個(gè)數(shù)。當(dāng)LR大于臨界值時(shí)，拒絕原假設(shè)，即采用Translog生產(chǎn)函數(shù)形式；當(dāng)LR小于臨界值時(shí)，接受原假設(shè)，即采用C-D生產(chǎn)函數(shù)形式。本文計(jì)算的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量如下：

由（7）式可知，在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)H0，因此，本文運(yùn)用Translog形式SFA模型測(cè)算農(nóng)牧戶的養(yǎng)殖技術(shù)效率。根據(jù)表2結(jié)果，表示技術(shù)無效率方差項(xiàng)在復(fù)合方差項(xiàng)中所占比重的γ值在1%的水平上顯著，為0.626 7，說明農(nóng)牧戶在養(yǎng)殖過程中存在明顯的技術(shù)效率損失，且技術(shù)效率損失更多是由技術(shù)無效率因素引起的。

2.2 禁牧政策對(duì)養(yǎng)殖技術(shù)效率的影響分析

從表3可知，“是否受到禁牧政策影響”這一變量的回歸系數(shù)為-0.027 6，且在1%的水平下顯著，說明農(nóng)牧戶放牧行為受限對(duì)其養(yǎng)殖技術(shù)效率提升具有正向作用。這一結(jié)果在一定程度上驗(yàn)證了禁牧政策與畜牧生產(chǎn)之間可通過促進(jìn)技術(shù)效率的提升而實(shí)現(xiàn)共贏，即禁牧政策的實(shí)施雖會(huì)對(duì)傳統(tǒng)放牧的養(yǎng)殖方式造成沖擊，使得農(nóng)牧戶減少放牧?xí)r間，增加養(yǎng)殖過程中的飼草料、圈舍修建等成本投入，但禁牧補(bǔ)助也能在一定程度上緩解農(nóng)牧戶的成本壓力，而且禁牧政策作為具有強(qiáng)制力和長(zhǎng)期性的制度安排，會(huì)倒逼農(nóng)牧戶轉(zhuǎn)變發(fā)展方式，提高養(yǎng)殖管理能力，最終導(dǎo)致養(yǎng)殖技術(shù)效率的改善。

其余控制變量對(duì)養(yǎng)殖技術(shù)效率的影響也基本符合預(yù)期。養(yǎng)殖收入占比回歸系數(shù)在1%水平下顯著，為-0.000 9，說明養(yǎng)殖收入占比對(duì)養(yǎng)殖技術(shù)效率有顯著促進(jìn)作用。究其原因，養(yǎng)殖收入在家庭收入中所占份額越大，農(nóng)牧戶對(duì)養(yǎng)殖經(jīng)營(yíng)的重視程度越高，越可能通過先進(jìn)技術(shù)采用和增加生產(chǎn)性投資來改善養(yǎng)殖技術(shù)效率。家庭人口數(shù)量回歸系數(shù)為-0.005 3，且在10%的水平下顯著，說明家庭人口數(shù)量越多，越可能有利于農(nóng)牧戶依靠家庭自身勞動(dòng)投入而非雇工來維持經(jīng)營(yíng)，一方面可減少雇工成本，另一方面家庭成員經(jīng)營(yíng)也可避免監(jiān)督問題，進(jìn)而有利于提高養(yǎng)殖技術(shù)效率。加入合作社的回歸系數(shù)為-0.020 4，且在5%水平下顯著，說明加入合作社有利于養(yǎng)殖技術(shù)效率的提升，這可能是因?yàn)楹献魃缭陲暡萘喜少?gòu)、活羊或羊絨（毛）銷售、先進(jìn)技術(shù)培訓(xùn)等方面的積極作用有助于農(nóng)牧戶提高養(yǎng)殖技術(shù)效率。舍飼及半舍飼的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，分別為-0.071 1和-0.066 6，說明與傳統(tǒng)養(yǎng)殖方式（放牧）相比，采用舍飼或半舍飼的養(yǎng)殖方式更有助于養(yǎng)殖技術(shù)效率的提升，原因在于養(yǎng)殖方式由傳統(tǒng)放牧向舍飼、半舍飼的轉(zhuǎn)變過程，往往也伴隨著由粗放養(yǎng)殖向精細(xì)化管理的轉(zhuǎn)變。在此過程中，農(nóng)牧戶的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)能力不斷提升，最終帶動(dòng)養(yǎng)殖技術(shù)效率的提高。除此之外，地區(qū)差異同樣是影響農(nóng)牧戶養(yǎng)殖技術(shù)效率的重要因素，內(nèi)蒙古地區(qū)受訪農(nóng)牧戶養(yǎng)殖技術(shù)效率水平顯著高于山西、新疆和甘肅等地區(qū)的受訪農(nóng)牧戶。

表2 超越對(duì)數(shù)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型估計(jì)結(jié)果Table 2 Estimation results of stochastic frontier production function model

表3 技術(shù)效率損失模型估計(jì)結(jié)果Table 3 Estimation of technical efficiency loss model

2.3 不同養(yǎng)殖規(guī)模下禁牧政策對(duì)養(yǎng)殖技術(shù)效率的影響分析

根據(jù)上文結(jié)果，禁牧政策對(duì)農(nóng)牧戶養(yǎng)殖技術(shù)效率具有促進(jìn)作用，但對(duì)于不同養(yǎng)殖規(guī)模的農(nóng)牧戶，該促進(jìn)作用是否存在差異，仍有待驗(yàn)證。本文以養(yǎng)殖規(guī)模作為門檻變量，試圖更準(zhǔn)確地刻畫禁牧政策與養(yǎng)殖技術(shù)效率間的關(guān)系。從表4可知，在單一門檻模型中，門檻估計(jì)值為70，即應(yīng)按照養(yǎng)殖規(guī)模將農(nóng)牧戶劃分為較小規(guī)模（養(yǎng)殖量小于等于70只）和較大規(guī)模（養(yǎng)殖量大于70只）兩類進(jìn)行分析（有關(guān)檢驗(yàn)過程并未列出，如有需要可向作者索取）。

表4 門檻估計(jì)結(jié)果Table 4 Estimation results of threshold models

通過模型回歸結(jié)果（表5）可知，禁牧政策對(duì)較小規(guī)模和較大規(guī)模農(nóng)牧戶養(yǎng)殖技術(shù)效率的影響存在顯著門檻效應(yīng)。具體來看，對(duì)于較小規(guī)模農(nóng)牧戶，禁牧政策對(duì)養(yǎng)殖技術(shù)效率的提升作用并不顯著；但在農(nóng)牧戶養(yǎng)殖規(guī)模超過70只時(shí)，禁牧政策的回歸系數(shù)為-0.028 0，且在1%的水平下顯著，說明禁牧政策對(duì)較大規(guī)模養(yǎng)殖戶的養(yǎng)殖技術(shù)效率具有顯著的正向影響。造成上述結(jié)果的主要原因可能是：第一，不同規(guī)模農(nóng)牧戶的草場(chǎng)資源稟賦存在差異，一般而言，小規(guī)模農(nóng)牧戶擁有草場(chǎng)面積有限，而出于收入最大化考量，小規(guī)模農(nóng)牧戶往往是草原超載過牧的主體，且超載程度高于大規(guī)模農(nóng)牧戶[19]，即小規(guī)模農(nóng)牧戶對(duì)草場(chǎng)的依賴程度更高。因此，在禁牧政策實(shí)施的背景下，與大規(guī)模農(nóng)牧戶相比，小規(guī)模農(nóng)牧戶轉(zhuǎn)變?cè)邪l(fā)展方式的難度更高，養(yǎng)殖技術(shù)效率很難獲得提升；第二，由傳統(tǒng)放牧向舍飼、半舍飼的養(yǎng)殖方式轉(zhuǎn)變不但要大幅增加飼草料成本，還需要棚圈建設(shè)、養(yǎng)殖機(jī)械購(gòu)置等資金投入，而小規(guī)模農(nóng)牧戶自有資金有限，又由于家庭草場(chǎng)面積有限，所獲禁牧補(bǔ)助也相對(duì)較少，最終導(dǎo)致小規(guī)模農(nóng)牧戶難以獲得舍飼養(yǎng)殖所需的必要資金支持；第三，由于小規(guī)模農(nóng)牧戶分布較為分散，違規(guī)放牧行為不易被監(jiān)管，再加上農(nóng)牧戶養(yǎng)殖傳統(tǒng)不易改變、缺乏舍飼養(yǎng)殖的資金等原因，小規(guī)模農(nóng)牧戶具有偷牧、維持傳統(tǒng)養(yǎng)殖方式的傾向，導(dǎo)致禁牧政策對(duì)小規(guī)模農(nóng)牧戶缺乏約束力，難以促使其轉(zhuǎn)變?cè)械陌l(fā)展方式，進(jìn)而也不利于養(yǎng)殖技術(shù)效率的改善。

表5 基于門檻模型的技術(shù)效率損失模型估計(jì)結(jié)果Table 5 Estimation of technical efficiency loss model based on threshold model

3 結(jié)論與啟示

3.1 結(jié)論

本文基于2017年五省區(qū)絨毛用羊養(yǎng)殖戶的微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，利用超越對(duì)數(shù)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型和門檻模型分析了禁牧政策對(duì)農(nóng)牧戶養(yǎng)殖技術(shù)效率的影響，研究發(fā)現(xiàn)，禁牧政策實(shí)施對(duì)農(nóng)牧戶養(yǎng)殖技術(shù)效率提升具有顯著的正向作用，表明禁牧政策的實(shí)施有助于農(nóng)牧戶轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)發(fā)展方式，促進(jìn)農(nóng)牧戶養(yǎng)殖管理能力的提升以及養(yǎng)殖技術(shù)效率的改善。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，禁牧政策對(duì)養(yǎng)殖技術(shù)效率的影響會(huì)因養(yǎng)殖規(guī)模的不同而存在顯著的門檻效應(yīng)，即禁牧政策對(duì)小規(guī)模農(nóng)牧戶養(yǎng)殖技術(shù)效率的影響并不顯著，而對(duì)大規(guī)模農(nóng)牧戶表現(xiàn)出顯著的促進(jìn)作用。與大規(guī)模農(nóng)牧戶相比，小規(guī)模農(nóng)牧戶轉(zhuǎn)變養(yǎng)殖方式的代價(jià)過高、舍飼養(yǎng)殖資金相對(duì)不足，以及違規(guī)放牧行為不易被監(jiān)管等因素，可能是導(dǎo)致上述結(jié)果的主要原因。除此之外，養(yǎng)殖收入占比、家庭人口數(shù)量、加入養(yǎng)殖專業(yè)合作社、舍飼和半舍飼的養(yǎng)殖方式、地區(qū)因素均對(duì)農(nóng)牧戶養(yǎng)殖技術(shù)效率具有顯著正向影響。

3.2 啟示

首先，未來禁牧政策的制度設(shè)計(jì)應(yīng)考慮到農(nóng)牧戶的異質(zhì)性，針對(duì)不同養(yǎng)殖規(guī)模農(nóng)牧戶的利益訴求制定針對(duì)性的政策措施。建議根據(jù)農(nóng)牧戶超載程度以及家庭資源稟賦的差異，完善禁牧補(bǔ)貼的制定標(biāo)準(zhǔn)，適當(dāng)提高對(duì)小規(guī)模農(nóng)牧戶的禁牧補(bǔ)貼金額。

其次，加大對(duì)農(nóng)牧戶改善養(yǎng)殖配套設(shè)施的支持力度。應(yīng)積極破除農(nóng)牧戶養(yǎng)殖方式轉(zhuǎn)變過程中面臨的資金限制，加強(qiáng)在圈舍修建、人工種草、養(yǎng)殖機(jī)械購(gòu)置等方面的支持力度，切實(shí)改善農(nóng)牧戶的養(yǎng)殖條件。

最后，加強(qiáng)對(duì)農(nóng)牧戶的養(yǎng)殖技術(shù)培訓(xùn)。應(yīng)著力完善養(yǎng)殖技術(shù)培訓(xùn)體系，創(chuàng)新培訓(xùn)方式，加強(qiáng)對(duì)舍飼、半舍飼養(yǎng)殖技術(shù)的推廣力度，提高農(nóng)牧戶的養(yǎng)殖技術(shù)水平，使得農(nóng)牧戶的綜合素質(zhì)能夠與現(xiàn)代畜牧業(yè)的發(fā)展要求相匹配。