彭 超,張 琛

(1. 農(nóng)業(yè)農(nóng)村部管理干部學(xué)院,北京 102208；2. 中國(guó)科學(xué)院 地理科學(xué)與資源研究所,北京 100101；3. 中國(guó)社會(huì)科學(xué)院 人口與勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)研究所,北京 100028)

一、引言

20世紀(jì)90年代以來，伴隨著制度政策的放活，中國(guó)農(nóng)戶呈現(xiàn)出明顯的分化態(tài)勢(shì)[1]，越來越多的農(nóng)村勞動(dòng)力選擇進(jìn)入城鎮(zhèn)非農(nóng)領(lǐng)域就業(yè)。尤其是，當(dāng)前農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力存量存在著老齡化和結(jié)構(gòu)性短缺雙重問題，導(dǎo)致了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力成本不斷上升[2]。這一變化，誘致了農(nóng)業(yè)技術(shù)向勞動(dòng)力節(jié)約性變遷[3]。在勞動(dòng)力要素投入農(nóng)業(yè)減少的大趨勢(shì)下，中國(guó)糧食實(shí)現(xiàn)了連年增產(chǎn)，綜合生產(chǎn)能力不斷提高。這其中，農(nóng)業(yè)機(jī)械及時(shí)填補(bǔ)勞動(dòng)力退出的空白，強(qiáng)化了單產(chǎn)增加因素，對(duì)糧食增產(chǎn)貢獻(xiàn)巨大。1990年全國(guó)農(nóng)作物耕種收綜合機(jī)械化率僅為32.3%，2019年這一比率已經(jīng)超過70%。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式基本上已經(jīng)實(shí)現(xiàn)了從人畜力作業(yè)為主向機(jī)械作業(yè)為主的歷史性跨越[4, 5]。從這個(gè)意義上，與其他發(fā)展中國(guó)家一樣，中國(guó)的農(nóng)業(yè)機(jī)械化適應(yīng)了資源要素稟賦變化、非農(nóng)勞動(dòng)力就業(yè)和糧食安全的發(fā)展形勢(shì)[6]。

現(xiàn)有研究中有關(guān)農(nóng)業(yè)機(jī)械化的研究，多是聚焦于以下三個(gè)方向：一是農(nóng)業(yè)機(jī)械化與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素配置。尤其是農(nóng)業(yè)機(jī)械化與勞動(dòng)力二者之間呈現(xiàn)出明顯的替代關(guān)系，許多學(xué)者重點(diǎn)探討農(nóng)業(yè)機(jī)械化與農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移二者之間的因果關(guān)系。二是農(nóng)業(yè)機(jī)械化與農(nóng)民收入的關(guān)系。其論據(jù)一般是，農(nóng)業(yè)機(jī)械化促進(jìn)了農(nóng)戶家庭成員的非農(nóng)就業(yè)，從而增加了更多的收入機(jī)會(huì)。三是農(nóng)業(yè)機(jī)械化帶來的生產(chǎn)效率變化。這方面的研究結(jié)論，隨著研究所使用的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)和方法的不同，結(jié)論有所變化。

關(guān)于農(nóng)業(yè)機(jī)械化對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要配置影響的研究，研究結(jié)論較為一致：使用勞動(dòng)力節(jié)約技術(shù)，可以提高農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率，解放農(nóng)戶的勞動(dòng)力從事其他生產(chǎn)活動(dòng)，甚至能夠提高土地利用率[7]。Martin 等研究了美國(guó)加州番茄種植機(jī)械化的進(jìn)程，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)機(jī)械化可能會(huì)導(dǎo)致中老年勞動(dòng)力轉(zhuǎn)向灌溉等使用機(jī)械的工作，最終的結(jié)果將是，專業(yè)化農(nóng)戶能夠借助機(jī)械管理好大規(guī)模農(nóng)場(chǎng)，小規(guī)模農(nóng)戶能夠有時(shí)間和精力外出打工[8]。暉峻眾三等通過對(duì)日本農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展過程的歷史進(jìn)行回顧，發(fā)現(xiàn)機(jī)械化尤其是小型高效農(nóng)用機(jī)械的使用，帶來了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高和簡(jiǎn)便化，解放了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力，但是農(nóng)戶對(duì)兼業(yè)的依賴性增強(qiáng)[9]。與日本的趨勢(shì)類似，中國(guó)農(nóng)戶因農(nóng)業(yè)機(jī)械化而產(chǎn)生了勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，彭超等基于全國(guó)層面的縣域數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)機(jī)總動(dòng)力與農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移二者之間具有顯著正向影響。關(guān)于其他要素配置則主要集中于土地要素方面，例如機(jī)械化的灌溉可以使得丘陵坡地、干旱地區(qū)等處于生產(chǎn)邊際的土地得到利用[10]。

關(guān)于農(nóng)業(yè)機(jī)械化對(duì)農(nóng)民收入影響的研究，結(jié)論也比較一致：農(nóng)業(yè)機(jī)械化既可以直接作用于農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)，也可以通過勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移間接作用于非農(nóng)收入增長(zhǎng)[11]。周振等基于全國(guó)縣級(jí)層面數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)機(jī)械化有助于農(nóng)民收入水平的提升，農(nóng)民收入關(guān)于農(nóng)機(jī)總動(dòng)力的彈性至少為0.4[12]。王水連等從甘蔗種植的角度切入，使用基于農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)機(jī)械對(duì)勞動(dòng)力的替代，有利于農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)，不僅有利于農(nóng)戶甘蔗收入的提高，也對(duì)家庭總收入有促進(jìn)作用[13]。

關(guān)于農(nóng)業(yè)機(jī)械化帶來的生產(chǎn)效率變化的研究，研究結(jié)論則存在一定的爭(zhēng)議。Ito構(gòu)建了中國(guó)各個(gè)縣級(jí)單位的生物技術(shù)發(fā)展指數(shù)和機(jī)械技術(shù)發(fā)展指數(shù)，并以這兩個(gè)變量為關(guān)鍵變量，對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出進(jìn)行回歸分析，實(shí)證研究結(jié)果表明，1991 年到2004 年機(jī)械技術(shù)發(fā)展指數(shù)對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率沒有太大變化，而生物技術(shù)發(fā)展指數(shù)對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率卻提高了很多[14]。Yao 等采用1987—1992年中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)分析得出的結(jié)論甚至是農(nóng)業(yè)機(jī)械降低了糧食生產(chǎn)效率[15]。但是，農(nóng)業(yè)機(jī)械化這個(gè)指標(biāo)的衡量可能會(huì)出現(xiàn)偏差。實(shí)際上，因?yàn)楹芏噢r(nóng)業(yè)機(jī)械有季節(jié)性限制，以農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力衡量農(nóng)業(yè)機(jī)械投入來測(cè)算技術(shù)效率會(huì)導(dǎo)致偏差。部分實(shí)證研究也表明，如果農(nóng)業(yè)機(jī)械化的衡量水平換做農(nóng)機(jī)作業(yè)服務(wù)，那么農(nóng)地機(jī)械化水平對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率就具有顯著的正效應(yīng)[16]。

通過文獻(xiàn)回顧可以發(fā)現(xiàn)，關(guān)于農(nóng)業(yè)機(jī)械化的技術(shù)效率還是存在一定的爭(zhēng)議。已有的研究普遍忽略了以下兩點(diǎn)：一是現(xiàn)有研究忽略了農(nóng)戶“加總”層面的生產(chǎn)效率研究；第二，現(xiàn)有研究測(cè)度生產(chǎn)效率普遍忽略了潛在內(nèi)生性的影響。尤其是，使用省際面板數(shù)據(jù)，研究是難以克服以上兩個(gè)困難的。實(shí)際上，最近關(guān)于農(nóng)戶家庭層面糧食“加總”生產(chǎn)效率的研究，已經(jīng)取得了一定進(jìn)展。例如，張?jiān)迫A等[17]基于全國(guó)農(nóng)村固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)氮元素施用比例越高，越不利于農(nóng)戶糧食生產(chǎn)效率的提升?；诖?，本文基于2003—2016年全國(guó)農(nóng)村固定觀察點(diǎn)調(diào)查體系微觀農(nóng)戶面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建相關(guān)隨機(jī)效應(yīng)(CorrelatedRandomEffect)模型，使用CRE方法盡可能降低傳統(tǒng)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)中的內(nèi)生性問題，通過家庭層面“加總”，實(shí)證分析農(nóng)業(yè)機(jī)械化對(duì)農(nóng)戶糧食生產(chǎn)效率的影響。

二、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源

農(nóng)戶作為中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)最為重要的微觀主體，測(cè)算農(nóng)戶家庭層面的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率能夠更好地反映出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)情況?；诖?，本研究采用2003—2016年全國(guó)農(nóng)村固定觀察點(diǎn)微觀農(nóng)戶面板數(shù)據(jù)研究農(nóng)業(yè)機(jī)械化對(duì)農(nóng)戶“加總”生產(chǎn)效率的影響。全國(guó)農(nóng)村固定觀察點(diǎn)調(diào)查體系成立于1984年，是由中共中央政策研究室和農(nóng)業(yè)部具體組織指導(dǎo)在全國(guó)各省份連續(xù)跟蹤的一項(xiàng)農(nóng)村調(diào)查工作，具有調(diào)查范圍廣、樣本量全、內(nèi)容豐富的優(yōu)勢(shì)。在這里我們選取了“農(nóng)戶家庭生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)情況”部分的數(shù)據(jù)作為農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)。樣本跨度年限為2003—2016年，共14年，樣本觀測(cè)值為226741個(gè)樣本。

(二)模型構(gòu)建

現(xiàn)有對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的研究多是對(duì)單一作物進(jìn)行生產(chǎn)效率分析測(cè)度。單一作物的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的測(cè)度不能全面地反映出農(nóng)戶真實(shí)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)狀況，這是因?yàn)檗r(nóng)戶種植普遍存在著多樣性。為此，本研究著重將從農(nóng)戶家庭層面的視角對(duì)全國(guó)農(nóng)村固定觀察點(diǎn)連續(xù)觀測(cè)的大樣本農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率進(jìn)行分析測(cè)度。具體來說：將農(nóng)戶糧食種植作物進(jìn)行“加總”分析，以探究農(nóng)業(yè)機(jī)械化對(duì)農(nóng)戶生產(chǎn)效率的影響。其中，全國(guó)農(nóng)村固定觀察點(diǎn)涉及到小麥、玉米、水稻、大豆、薯類、其他糧食作物共六種糧食作物。首先，本文運(yùn)用C-D生產(chǎn)函數(shù)對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率進(jìn)行估計(jì)，模型的具體形式如(1)式所示：

β13dfixedcapital+β14ddraft+β15s2+β16s3+β17s4+β18s5+β19s6+vit-uit

(1)

(2)

(三)變量選取及描述性統(tǒng)計(jì)

模型估計(jì)過程中，產(chǎn)出變量選取畝均糧食產(chǎn)值，投入變量共選取了種植面積、肥料投入、有機(jī)肥投入占比、勞動(dòng)力投入、雇傭勞動(dòng)占比、機(jī)械作業(yè)費(fèi)用、其他物質(zhì)費(fèi)用、固定資產(chǎn)投入和牲畜頭數(shù)。技術(shù)無效率項(xiàng)選取農(nóng)戶擁有農(nóng)機(jī)馬力總數(shù)、戶主年齡、家庭成員平均受教育程度、經(jīng)營(yíng)規(guī)模、家庭勞動(dòng)力情況、外出從業(yè)時(shí)間比例、從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時(shí)間比例、銷售比例、氮肥投入情況(尿素購(gòu)買額除以化肥購(gòu)買金額，用以反映氮元素的投入情況)、銷售比例、農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼和小于1畝田的地塊比例等變量。此外，在模型估計(jì)中，加入了灌溉比例用于反映農(nóng)戶農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施情況，此外還生產(chǎn)函數(shù)中加入了農(nóng)戶家庭每種作物的種植比例，以及是否有化肥投入、是否有勞動(dòng)力投入、是否有其他成本投入，是否有固定資產(chǎn)投入，是否有牲畜投虛擬變量，以期能夠更為全面刻畫出農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的情形，主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示：

表1 種植糧食作物農(nóng)戶主要投入變量的描述性統(tǒng)計(jì)

在表1所列的各項(xiàng)指標(biāo)中，糧食畝均產(chǎn)值均以2003年為基期的各省(市、自治區(qū))種植業(yè)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行了平減，勞動(dòng)力投入采用以2003年為基期的各省(市、區(qū))消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)進(jìn)行了平減。肥料費(fèi)用采用以2003年為基期的生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)中的化肥價(jià)格指數(shù)進(jìn)行了平減，固定資產(chǎn)投入額采用以2003年為基期的生產(chǎn)資料總價(jià)格指數(shù)進(jìn)行了平減，機(jī)械作業(yè)費(fèi)用采用以2003年為基期的生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)中的農(nóng)業(yè)機(jī)械價(jià)格指數(shù)進(jìn)行了平減。需要說明的是，北京、上海、天津、重慶數(shù)據(jù)缺失，本文使用河北省價(jià)格指數(shù)對(duì)北京和天津的價(jià)格指數(shù)進(jìn)行了替代，使用浙江和江蘇的價(jià)格指數(shù)平均值對(duì)上海進(jìn)行了替代，使用四川的價(jià)格指數(shù)對(duì)重慶數(shù)據(jù)進(jìn)行了替代。由表1可以得出，當(dāng)前我國(guó)從事糧食作物種植的農(nóng)戶的灌溉比例較低，絕大多數(shù)的農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中投入化肥、勞動(dòng)力、機(jī)械等其他費(fèi)用。樣本農(nóng)戶平均土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模在7畝左右，有41.6%的農(nóng)戶能夠?qū)⑸a(chǎn)的商品銷售出去。依據(jù)農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力信息也可以看出，當(dāng)前我國(guó)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的女性比例較大，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)女性化和老齡化現(xiàn)象突出。畝均機(jī)械作業(yè)費(fèi)用的對(duì)數(shù)仍然很低，表明還是有部分農(nóng)戶沒有使用農(nóng)業(yè)作業(yè)。戶均擁有的農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力耕地較低，表明部分農(nóng)戶并不擁有農(nóng)業(yè)機(jī)械。

三、實(shí)證結(jié)果

(一)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)的估計(jì)結(jié)果

表2中，模型(1)報(bào)告了隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)加入相關(guān)隨機(jī)效應(yīng)項(xiàng)，技術(shù)無效率方程不加入相關(guān)隨機(jī)效應(yīng)項(xiàng)的估計(jì)結(jié)果。模型(2)是在模型(1)的基礎(chǔ)上，在技術(shù)無效率方程中加入相關(guān)隨機(jī)效應(yīng)項(xiàng)的估計(jì)結(jié)果。模型(3)是在模型(2)的基礎(chǔ)上，在隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)方程中加入相關(guān)隨機(jī)效應(yīng)項(xiàng)。對(duì)γ估計(jì)值的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，可以反映出這樣的統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，即糧食種植戶的技術(shù)效率變異是否顯著。表2中，模型(1)～模型(3)的γ估計(jì)值分別為0.971、0.956、0.968，且在1%的顯著性水平上通過了顯著性水平檢驗(yàn)，說明在模型(1)～模型(3)中各項(xiàng)隨機(jī)因素對(duì)農(nóng)戶技術(shù)無效率解釋程度分別達(dá)到了97.1%、95.6%和96.8%，分別只有2.9%、4.4%和3.2%來自于統(tǒng)計(jì)誤差等外部因素。γ估計(jì)值的結(jié)果表明，隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)的估計(jì)結(jié)果較好，可以用來對(duì)農(nóng)戶技術(shù)效率進(jìn)行分析。從表2的估計(jì)結(jié)果可以看出，機(jī)械費(fèi)用對(duì)數(shù)在模型(1)～模型3中的估計(jì)系數(shù)均大于0且通過了顯著性水平檢驗(yàn)，分別為0.000797、0.00470和0.00101，表明畝均機(jī)械作業(yè)費(fèi)用每增加1%，糧食產(chǎn)值增加0.000797%、0.00470%和0.00101%。

模型(3)中土地面積對(duì)數(shù)變量的估計(jì)系數(shù)為-0.0310，通過1%水平下顯著性水平檢驗(yàn)，表明土地的產(chǎn)出彈性為負(fù)。模型(1)和模型(2)中土地變量的估計(jì)系數(shù)均為負(fù)且通過了顯著性水平檢驗(yàn)。土地產(chǎn)出彈性為負(fù)的原因是目前中國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)規(guī)模過于細(xì)小，樣本農(nóng)戶用于糧食生產(chǎn)的規(guī)模平均為5.19畝，距離規(guī)模經(jīng)濟(jì)尚有很大差距，已有研究中也證實(shí)了玉米單產(chǎn)最高的播種面積為3公頃以上[19]。模型(3)中肥料對(duì)數(shù)變量的估計(jì)系數(shù)為0.160，通過了1%水平下顯著性水平檢驗(yàn)，這說明增加肥料投入能夠提升糧食產(chǎn)出，肥料投入增加1%，糧食產(chǎn)出將增加0.160%，這也與當(dāng)前我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是以化肥驅(qū)動(dòng)型增長(zhǎng)模式相吻合，肥料投入變量的估計(jì)系數(shù)在模型(1)和模型(2)中也均大于0且通過了顯著性水平檢驗(yàn)，這表明模型估計(jì)的結(jié)果是穩(wěn)健的。有機(jī)肥占肥料占比變量在模型(1)～模型(3)中的估計(jì)系數(shù)均小于0且通過了1%水平下顯著性檢驗(yàn)，說明當(dāng)有機(jī)肥占肥料比例下降時(shí)，將不利于糧食產(chǎn)出的增加。可能的原因是有機(jī)肥的增產(chǎn)效果沒有化肥和其他肥料高。但是，施用有機(jī)肥能夠改良土壤，通過增加土壤肥力的方式有助于形成高標(biāo)準(zhǔn)良田，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展。

模型(1)～模型(2)中勞動(dòng)力費(fèi)用對(duì)數(shù)變量估計(jì)系數(shù)為負(fù)，模型(3)中加入相關(guān)隨機(jī)效應(yīng)項(xiàng)后勞動(dòng)力費(fèi)用對(duì)數(shù)變量的估計(jì)系數(shù)為正，且通過了1%水平下顯著性檢驗(yàn)，說明增加勞動(dòng)投入能夠顯著地提升糧食產(chǎn)出。雇工勞動(dòng)力比例變量在模型(3)中的估計(jì)系數(shù)大于0且通過了1%水平下顯著性檢驗(yàn)，這說明增加雇工有助于提升糧食產(chǎn)出，增加勞動(dòng)的有效供給仍是提升糧食產(chǎn)出的重要方式，模型(1)和模型(2)的估計(jì)結(jié)果與模型(3)基本一致，表明模型估計(jì)的結(jié)果的比較穩(wěn)健。

模型(1)～模型(3)中其他物質(zhì)費(fèi)用變量估計(jì)系數(shù)為正，通過了1%水平下顯著性檢驗(yàn)，這說明增加種子、農(nóng)業(yè)機(jī)械服務(wù)費(fèi)用、農(nóng)藥、種子、農(nóng)膜等其他物質(zhì)費(fèi)用將有助于提升糧食產(chǎn)出。模型(3)中的估計(jì)系數(shù)為0.124，說明其他物質(zhì)費(fèi)用增加1%，糧食產(chǎn)出將增加0.124%。模型(1)～模型(3)中的固定資產(chǎn)對(duì)數(shù)變量和牲畜對(duì)數(shù)變量估計(jì)系數(shù)均為正，且通過了1%水平下顯著性水平檢驗(yàn)，這說明增加農(nóng)戶固定資產(chǎn)存量、牲畜個(gè)數(shù)的增加均有助于提高糧食產(chǎn)出。除模型(2)中的其他糧食作物種植比例外，模型(1)～模型(3)中各種作物的種植比例變量估計(jì)系數(shù)絕大多數(shù)均大于0且通過了1%水平下顯著性檢驗(yàn)，這說明農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)種植多樣性能夠有效地增加糧食產(chǎn)出，多樣化種植能有效降低自然和市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)，優(yōu)化生產(chǎn)要素的配置，增加利潤(rùn)和效率。

表2 種糧農(nóng)戶隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型估計(jì)結(jié)果

模型(1)～模型(3)中是否投入化肥、勞動(dòng)力、其他物質(zhì)費(fèi)用、固定資產(chǎn)和牲畜五個(gè)變量估計(jì)系數(shù)均小于0且通過了1%水平下顯著性檢驗(yàn)，這說明化肥投入、勞動(dòng)力投入、固定資產(chǎn)投入、牲畜投入和其他物質(zhì)費(fèi)用投入能夠促進(jìn)糧食產(chǎn)出的增加。模型(1)～模型(3)中的時(shí)間虛擬變量的估計(jì)系數(shù)為正，均通過了1%水平下顯著性水平檢驗(yàn)，這說明當(dāng)前的技術(shù)變化和制度變化總體上是有助于農(nóng)業(yè)糧食產(chǎn)出的增長(zhǎng)。

(二)技術(shù)無效率項(xiàng)的估計(jì)結(jié)果

技術(shù)無效率項(xiàng)展示在表3當(dāng)中，需要特別說明的是，表2和表3是一次估計(jì)的兩個(gè)部分。模型(1)～模型(3)中農(nóng)戶擁有農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力的估計(jì)系數(shù)均為負(fù)，其中模型(1)和模型(2)中均通過了顯著性水平檢驗(yàn)。模型(3)中農(nóng)戶擁有農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力估計(jì)系數(shù)雖然沒有通過顯著性水平檢驗(yàn)，但是相關(guān)隨機(jī)效應(yīng)項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為負(fù)且通過了顯著性說檢驗(yàn)，也證實(shí)了農(nóng)戶擁有農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力越多，其糧食生產(chǎn)效率越高。模型(2)和模型(3)中考慮到了相關(guān)隨機(jī)效應(yīng)項(xiàng)，土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模變量的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，通過了1%水平下顯著性檢驗(yàn)，說明擴(kuò)大農(nóng)戶土地規(guī)模將有助于提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，擴(kuò)大農(nóng)戶土地經(jīng)營(yíng)面積將充分發(fā)揮規(guī)模經(jīng)營(yíng)優(yōu)勢(shì)，可以預(yù)期的是新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體將是未來發(fā)展趨勢(shì)。模型(1)～模型(3)中的氮肥比例的系數(shù)為正，說明氮肥比例越高，種糧農(nóng)戶生產(chǎn)技術(shù)效率越低，這一結(jié)論也與張?jiān)迫A等[19]的研究結(jié)論相一致，表明當(dāng)前尤其是氮肥已經(jīng)出現(xiàn)過量使用的問題。根據(jù)模型(1)的結(jié)論，灌溉比例提升會(huì)提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，而模型(2)和模型(3)的結(jié)論則顯示，灌溉比例提升反而會(huì)降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。進(jìn)一步觀察模型(1)和模型(2)中灌溉比例的相關(guān)隨機(jī)效應(yīng)項(xiàng)，估計(jì)系數(shù)均為負(fù)，這表明灌溉基礎(chǔ)設(shè)施水平的提升有助于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的提升，只是灌溉設(shè)施的建設(shè)應(yīng)當(dāng)更加注重提高水資源利用效率。模型(1)～模型(3)中大棚或者農(nóng)膜覆蓋的比例估計(jì)系數(shù)均小于零，說明大棚和農(nóng)膜覆蓋比例越高，種糧農(nóng)戶的生產(chǎn)技術(shù)效率越高，只是模型(2)和模型(3)中大棚或者農(nóng)膜覆蓋的比例顯著性水平較低。究其原因，可能的原因是大棚或者農(nóng)膜使用方向的問題，主要在于農(nóng)膜對(duì)持續(xù)生產(chǎn)環(huán)境的影響。

模型(1)表明，老齡勞動(dòng)力對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率有負(fù)向影響，但是考慮到相關(guān)隨機(jī)效應(yīng)項(xiàng)的模型2和模型3卻表明，老齡勞動(dòng)力農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率有正向影響。主要原因是當(dāng)前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機(jī)械化水平較高，社會(huì)化服務(wù)覆蓋面和服務(wù)環(huán)節(jié)比較齊全，老齡勞動(dòng)力仍然能夠較高效率地從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。模型(1)～模型(3)中的女性勞動(dòng)力數(shù)量對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率影響為負(fù)，并且三個(gè)模型系數(shù)符號(hào)和顯著性水平基本一致。健康勞動(dòng)力在模型(1)～模型(3)中的估計(jì)系數(shù)均為負(fù)，且通過了顯著性水平檢驗(yàn)，這說明健康勞動(dòng)力數(shù)量越多，越有助于提升糧食生產(chǎn)效率。模型(2)和模型(3)的估計(jì)表明，家庭勞動(dòng)力本地非農(nóng)務(wù)工時(shí)間比例越高，農(nóng)戶技術(shù)效率越低，但是模型(1)符號(hào)與模型(2)和模型(3)相反，基于固定效應(yīng)和減少內(nèi)生性的考慮，還是采納模型2和模型3的結(jié)論。模型(3)的結(jié)果進(jìn)一步表明，家庭勞動(dòng)力外出務(wù)工時(shí)間比例越高，農(nóng)戶糧食生產(chǎn)效率越低。以上兩條結(jié)論表明，家庭勞動(dòng)力非農(nóng)配置會(huì)減低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。這說明隨著城市化進(jìn)程的加快，大量農(nóng)戶外出務(wù)工，對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入精力不足，不利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率水平的提升。戶主年齡越大，農(nóng)戶生產(chǎn)技術(shù)效率越低。家庭勞動(dòng)力平均受教育年度對(duì)數(shù)在模型(2)和模型(3)中并沒有通過顯著性水平檢驗(yàn)，這說明戶主平均受教育年數(shù)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響并沒有在統(tǒng)計(jì)學(xué)上有顯著差異。

模型(1)～模型(3)中糧食用于銷售的比例估計(jì)系數(shù)均為負(fù)，且通過了顯著性水平檢驗(yàn)，這表明銷售比例越高，農(nóng)戶糧食生產(chǎn)技術(shù)效率越高，提高農(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品銷售比例有助于促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率水平的提升，農(nóng)戶通過加入價(jià)值鏈，實(shí)現(xiàn)價(jià)值增值。模型(2)和模型(3)的估計(jì)結(jié)果表明，小于1畝田的田塊比例越高，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率越低，但是并沒有通過顯著性水平檢驗(yàn)，模型(1)估計(jì)的結(jié)果恰好相反。實(shí)際上，田塊越分散，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率越低。在土地集中連片適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)的農(nóng)場(chǎng)，大功率農(nóng)機(jī)單位時(shí)間連更大。加之地塊分散產(chǎn)生了更多的農(nóng)機(jī)行駛時(shí)間和費(fèi)用。因此，小農(nóng)戶小地塊的農(nóng)機(jī)作業(yè)成本一般高于規(guī)模農(nóng)戶。實(shí)地調(diào)研的結(jié)果表明，部分地區(qū)由于農(nóng)機(jī)作業(yè)的成本收益不匹配，降低了農(nóng)民使用農(nóng)業(yè)機(jī)械的積極性。在大地塊、長(zhǎng)壟的條件下工作，農(nóng)機(jī)需要達(dá)到一定的行駛速度，才能夠降低發(fā)動(dòng)機(jī)空運(yùn)轉(zhuǎn)率，進(jìn)而提高農(nóng)機(jī)作業(yè)效率。根據(jù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的實(shí)際情況，我們采納考慮到相關(guān)隨機(jī)效應(yīng)項(xiàng)的模型(2)和模型(3)的結(jié)論。

表3 技術(shù)無效率方程估計(jì)結(jié)果

(三)農(nóng)業(yè)機(jī)械作業(yè)的邊際效應(yīng)

進(jìn)一步，本文分析了農(nóng)戶畝均機(jī)械費(fèi)用對(duì)畝均糧食產(chǎn)值的邊際效應(yīng)，如圖1所示：

從圖1可以明顯地看出，2003—2016年農(nóng)業(yè)機(jī)械作業(yè)費(fèi)用的邊際效應(yīng)呈現(xiàn)出遞減態(tài)勢(shì)。但是，機(jī)械費(fèi)用的邊際效應(yīng)數(shù)值大于0，說明繼續(xù)投入機(jī)械作業(yè)費(fèi)用仍然能夠增加糧食產(chǎn)值。因此，今后糧食機(jī)械作業(yè)環(huán)節(jié)的費(fèi)用投入，仍然是提升糧食產(chǎn)值和效率的重要手段。

圖1 機(jī)械作業(yè)費(fèi)用邊際效應(yīng) 圖2 機(jī)械作業(yè)費(fèi)用與生產(chǎn)技術(shù)效率的關(guān)系圖

圖2報(bào)告了機(jī)械作業(yè)費(fèi)用與生產(chǎn)技術(shù)效率的lowess圖。從圖2可以得出，農(nóng)戶農(nóng)機(jī)費(fèi)用支出與技術(shù)效率呈現(xiàn)出如下關(guān)系：一是農(nóng)機(jī)支出費(fèi)用的農(nóng)戶技術(shù)效率分布較為集中；二是農(nóng)機(jī)支出費(fèi)用較多的農(nóng)戶的技術(shù)效率分布較為分散；三是隨著農(nóng)機(jī)作業(yè)費(fèi)用支出增加，農(nóng)戶的生產(chǎn)效率呈現(xiàn)出上升的趨勢(shì)。最后，比較了持有農(nóng)業(yè)機(jī)械的農(nóng)戶與沒有持有農(nóng)業(yè)機(jī)械的農(nóng)戶糧食生產(chǎn)效率，從圖3的估計(jì)結(jié)果中可以得出，持有農(nóng)業(yè)機(jī)械的農(nóng)戶糧食生產(chǎn)效率高于沒有持有農(nóng)業(yè)機(jī)械的農(nóng)戶糧食生產(chǎn)效率。

圖3 2003—2016年我國(guó)持有農(nóng)機(jī)戶和無農(nóng)機(jī)戶生產(chǎn)技術(shù)效率變化情況

四、研究結(jié)論與政策啟示

本文基于全國(guó)農(nóng)村固定觀察點(diǎn)2003—2016年微觀農(nóng)戶數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建具有相關(guān)隨機(jī)效應(yīng)模型的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型，實(shí)證分析了農(nóng)業(yè)機(jī)械化對(duì)種糧農(nóng)戶“加總”生產(chǎn)技術(shù)效率的影響。研究結(jié)論表明：第一，農(nóng)業(yè)機(jī)械作業(yè)費(fèi)用支出增加會(huì)顯著提升農(nóng)戶“加總”糧食生產(chǎn)技術(shù)效率；第二，持有較高農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力的農(nóng)戶，其糧食生產(chǎn)效率水平高，但是與無農(nóng)機(jī)戶的差距并不大；第三，小農(nóng)戶分散經(jīng)營(yíng)，一般土地細(xì)碎化嚴(yán)重、每一地塊面積較小，會(huì)影響農(nóng)機(jī)功率的合理利用。

基于實(shí)證研究結(jié)論，本文提出以下三點(diǎn)政策啟示：第一，農(nóng)業(yè)機(jī)械化對(duì)糧食安全具有重要意義，因此未來仍然繼續(xù)大力發(fā)展農(nóng)業(yè)機(jī)械化。尤其是，農(nóng)機(jī)具購(gòu)置補(bǔ)貼能夠增加農(nóng)戶農(nóng)機(jī)的擁有量，應(yīng)該是長(zhǎng)期堅(jiān)持的一項(xiàng)政策。第二，農(nóng)業(yè)機(jī)械化并不一定必須要實(shí)現(xiàn)從事糧食生產(chǎn)的農(nóng)村家庭戶戶有農(nóng)機(jī)，而是應(yīng)當(dāng)發(fā)揮農(nóng)機(jī)的溢出效應(yīng)，加大農(nóng)業(yè)機(jī)械化服務(wù)組織的支持力度。尤其是，對(duì)當(dāng)前農(nóng)業(yè)機(jī)械作業(yè)發(fā)展中出現(xiàn)的共享經(jīng)濟(jì)，要加以合理引導(dǎo)和有力扶持，提升農(nóng)業(yè)機(jī)械的使用率。第三，小規(guī)模農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)并不必然意味著生產(chǎn)效率低下，但是土地細(xì)碎化則基本上意味著生產(chǎn)效率較低。因此，未來的農(nóng)業(yè)技術(shù)路徑和制度路徑應(yīng)當(dāng)是“改地適機(jī)”。在技術(shù)方面，農(nóng)田整治等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)應(yīng)當(dāng)更多地適應(yīng)農(nóng)業(yè)機(jī)械的發(fā)展，邊角零星土地和坡度較高土地可以考慮有條件地退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，為大中型農(nóng)機(jī)具下田作業(yè)創(chuàng)造條件；在制度層面，繼續(xù)拓展農(nóng)業(yè)“雙層經(jīng)營(yíng)”的內(nèi)涵，尤其是“統(tǒng)”的部分，以環(huán)節(jié)的規(guī)?；癁橹攸c(diǎn)，集中連片進(jìn)行土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)。