高嵩，王寧

(黑龍江八一農(nóng)墾大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，黑龍江 大慶 163319)

不同經(jīng)營規(guī)模、不同糧食組合種植的生產(chǎn)技術(shù)效率影響農(nóng)戶的產(chǎn)出效益。近年來由于國家糧食補(bǔ)貼政策的逐年調(diào)整，越來越多的農(nóng)戶家庭選擇不同品種的主糧、主糧與雜糧組合種植的方式來實(shí)現(xiàn)種糧收益的最大化。同時(shí)由于特定地區(qū)旱田主糧作物生產(chǎn)的全程機(jī)械化，使勞動(dòng)與機(jī)械作業(yè)投入難以分開計(jì)算。

學(xué)者們運(yùn)用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)研究了不同規(guī)模農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)技術(shù)效率及其影響因素。肖蕓等[1]以陜西關(guān)中地區(qū)不同糧食生產(chǎn)規(guī)模農(nóng)戶為研究對象，運(yùn)用隨機(jī)前沿分析法測算生產(chǎn)技術(shù)效率，結(jié)果表明，中等經(jīng)營規(guī)模農(nóng)戶生產(chǎn)效率高于普通農(nóng)戶和種糧大戶，家庭非農(nóng)收入、勞動(dòng)力年齡等因素對糧食生產(chǎn)技術(shù)效率影響顯著。劉穎等[2]運(yùn)用隨機(jī)前沿分析法分析了江漢平原不同規(guī)模農(nóng)戶水稻生產(chǎn)技術(shù)效率及其影響因素，結(jié)果表明，平均技術(shù)效率隨著規(guī)模的擴(kuò)大，呈現(xiàn)先升高后降低的趨勢，且機(jī)械逐漸代替人力。張忠明等[3]基于隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型測算了遼寧省新民市3個(gè)規(guī)模區(qū)間的玉米生產(chǎn)技術(shù)效率，結(jié)果表明，耕地細(xì)碎化影響不同規(guī)模農(nóng)戶生產(chǎn)技術(shù)效率，且平均地塊面積越大，生產(chǎn)技術(shù)效率越高。

以已有研究為參考，從機(jī)械與勞動(dòng)捆綁投入視角測算組合種植糧農(nóng)的糧食生產(chǎn)技術(shù)效率及其影響因素，提出的建議既可為政府指導(dǎo)種糧大戶與普通農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)投入提供參考，又可針對技術(shù)效率影響因素實(shí)施促進(jìn)技術(shù)效率的政策提供參考。

1 材料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

2019年3月20—23日對黑龍江省大慶市林甸縣四合鄉(xiāng)聯(lián)合村、福發(fā)村入戶預(yù)調(diào)研，2019年6月22—28日，再次對該縣的6個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)17個(gè)村屯入戶調(diào)研，共指導(dǎo)農(nóng)戶填寫調(diào)研問卷221份，去除玉米從田間運(yùn)輸回家倉儲(chǔ)的33戶，因大豆受災(zāi)等原因產(chǎn)量極低的6戶，年齡60歲以上的13戶，即參與技術(shù)效率測算的169戶為正常工作年齡范圍內(nèi)的農(nóng)戶，不考慮人口老齡化對技術(shù)效率的影響。

2013年農(nóng)業(yè)部種植業(yè)司對全國種糧大戶摸底調(diào)查時(shí)，根據(jù)南北方農(nóng)業(yè)資源的差異，將種糧大戶的標(biāo)準(zhǔn)確定為南方經(jīng)營耕地面積3.33 hm2以上，北方6.67 hm2以上[4]。朱麗娟等[5]采用這一標(biāo)準(zhǔn)，并將其公頃化，即南方經(jīng)營耕地面積3.33 hm2以上，北方6.67 hm2以上，分析了黑龍江省種糧大戶的技術(shù)效率，其指出黑龍江省作物熟制是一年一熟，沒有復(fù)種，農(nóng)戶經(jīng)營耕地包括農(nóng)戶承包耕地和流轉(zhuǎn)耕地。

1.2 描述性統(tǒng)計(jì)

文中依據(jù)上述標(biāo)準(zhǔn)將樣本農(nóng)戶分為普通農(nóng)戶與種糧大戶，產(chǎn)出與投入變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 農(nóng)戶糧食單位面積投入產(chǎn)出描述性統(tǒng)計(jì)

從單位面積產(chǎn)值指標(biāo)來看，種糧大戶的最大值、均值、標(biāo)準(zhǔn)差均高于普通農(nóng)戶，說明種糧大戶的土地生產(chǎn)率總體上要高于普通農(nóng)戶，但是波動(dòng)較大；種糧大戶種子投入、化肥投入的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)值都低于普通農(nóng)戶，這說明種糧大戶的單位土地面積的種子與化肥投入低于普通農(nóng)戶，且戶與戶之間波動(dòng)小。種糧大戶農(nóng)藥投入的最大值和最小值高于普通農(nóng)戶，但是均值和標(biāo)準(zhǔn)差略低于普通農(nóng)戶，表明種糧大戶總體上單位土地面積農(nóng)藥投入較低，且波動(dòng)??；對于機(jī)械和人工捆綁投入方面，種糧大戶僅均值這項(xiàng)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)低于普通農(nóng)戶8.7元·hm-2，其余統(tǒng)計(jì)指標(biāo)均略高于普通農(nóng)戶，表明種糧大戶之間的捆綁投入差異大，且高投入農(nóng)戶占比低于低投入農(nóng)戶占比；在土地投入方面，種糧大戶所有統(tǒng)計(jì)指標(biāo)均高于普通農(nóng)戶，表明種糧大戶土地投入高于普通農(nóng)戶，且投入差異大。

在影響因素中，種糧大戶的地塊面積、生產(chǎn)者補(bǔ)貼均值均遠(yuǎn)高于普通農(nóng)戶，家庭勞動(dòng)力數(shù)量、自有機(jī)械、受教育程度均值略高于普通農(nóng)戶，務(wù)工種類、技術(shù)培訓(xùn)和年齡則略低于普通農(nóng)戶；從性別上看，種糧大戶與普通農(nóng)戶男女共同經(jīng)營特點(diǎn)明顯，前者更突出(表2)。

表2 技術(shù)效率影響因素指標(biāo)定義及描述性統(tǒng)計(jì)

1.3 模型與變量說明

1.3.1 理論模型

隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型可同時(shí)估計(jì)隨機(jī)生產(chǎn)前沿和技術(shù)效率損失函數(shù)，被廣泛應(yīng)用于分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率[1-3，6-7]，其理論模型如下：

Yi=f(xik，βk)e(vi-ui)；

lnYi=lnf(xik,βk)+vi-ui。

(1)

1.3.2 經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

將理論模型(1)寫成C-D生產(chǎn)函數(shù)表達(dá)式[8]，對數(shù)化后為：

(2)

張海鑫等[7]和劉晗等[9]分別使用農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和糧食單位面積產(chǎn)值為因變量測算農(nóng)業(yè)投入的全要素生產(chǎn)率和糧食生產(chǎn)效率。由于文中測算三種糧食作物不同組合種植的生產(chǎn)技術(shù)效率，單位產(chǎn)量差異大，產(chǎn)量不宜加總，又考慮到共線性的影響，而使用單位面積產(chǎn)值作為因變量。Yi為第i個(gè)糧農(nóng)糧食組合種植玉米、大豆、紅小豆的單位面積產(chǎn)值(元·hm-2)；xik為第i個(gè)糧農(nóng)第k個(gè)要素單位面積投入(元·hm-2)，其中X1i～X5i分別為種子投入、化肥投入、農(nóng)藥投入、機(jī)械與人工投入、土地投入(包括轉(zhuǎn)入土地成本與自有土地的機(jī)會(huì)成本，每667 m2自有土地的機(jī)會(huì)成本是依據(jù)調(diào)研樣本中所有轉(zhuǎn)入土地農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入價(jià)格的加權(quán)平均值306.17元·戶-1計(jì)算；轉(zhuǎn)入土地成本則按農(nóng)戶實(shí)際轉(zhuǎn)入價(jià)格計(jì)算。)；βk為待估計(jì)參數(shù)。

“機(jī)械與人工投入”捆綁計(jì)算的原因是：第一，玉米和大豆在旋地、播種、趟地、打藥、收獲環(huán)節(jié)中均使用機(jī)械。其中，對于雇用機(jī)械的農(nóng)戶來說，都是按照每畝土地付費(fèi)，即人工與機(jī)械捆綁付費(fèi)，無法分離；對于使用自有機(jī)械的農(nóng)戶來說，有95%以上的農(nóng)戶機(jī)械已經(jīng)超過折舊年限，無法計(jì)算機(jī)械折舊費(fèi)，故按雇傭機(jī)械與勞動(dòng)的捆綁價(jià)格計(jì)算了自有機(jī)械農(nóng)戶的機(jī)械與人工費(fèi)用。第二，對于種植紅小豆的農(nóng)戶來說，凡是全程使用機(jī)械的農(nóng)戶均按機(jī)械人工捆綁的實(shí)際價(jià)格計(jì)算投入，凡是全程不使用機(jī)械以及部分生產(chǎn)環(huán)節(jié)(割豆和碼豆)不使用機(jī)械且是雇工完成的部分，均按實(shí)際雇工價(jià)格計(jì)算，即凡是家庭勞動(dòng)力完成的部分，則按雇工平均價(jià)格計(jì)算家庭用工投入。玉米、大豆、紅小豆的機(jī)械勞動(dòng)捆綁投入與紅小豆勞動(dòng)投入加和后計(jì)算畝均機(jī)械和勞動(dòng)捆綁投入。

由于文中的樣本容量過小，無論是C-D生產(chǎn)函數(shù)，還是超越對數(shù)，截?cái)嗾龖B(tài)分布均無法收斂，最終選擇C-D生產(chǎn)函數(shù)且運(yùn)用半正態(tài)模型回歸隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)。因超越對數(shù)函數(shù)的彈性不但能體現(xiàn)C-D生產(chǎn)函數(shù)中的固定彈性，而且還能體現(xiàn)隨時(shí)間變動(dòng)而出現(xiàn)的要素偏性技術(shù)進(jìn)步與投入要素之間的替代交互作用[13]，較多學(xué)者采用超越對數(shù)完成糧食生產(chǎn)技術(shù)效率測算[5，9，10-11]。由于文中是截面數(shù)據(jù)，故無需考慮技術(shù)進(jìn)步，同時(shí)文中將機(jī)械與人工捆綁計(jì)算，其他要素之間的替代交互作用也可忽略，故有必要采用C-D生產(chǎn)函數(shù)測算技術(shù)效率。

不同糧食作物生產(chǎn)技術(shù)效率的影響因素不同，由于文中需要分析農(nóng)戶種植組合技術(shù)效率的影響因素，因而借鑒已有研究結(jié)論[14-16]，并結(jié)合實(shí)際調(diào)研情況，選擇性別(z1)、年齡(z2)、受教育程度(z3)、務(wù)工種類(z4)、地塊數(shù)量(z5)、技術(shù)培訓(xùn)(z6)、自有機(jī)械(z7)、勞動(dòng)力數(shù)量(z8)、糧食生產(chǎn)者補(bǔ)貼(z9)9個(gè)變量，技術(shù)效率損失函數(shù)模型如下：

mi=δ0+∑δKzik+ωi。

(3)

式(3)中：mi為技術(shù)效率損失百分率；zKi為影響第i個(gè)農(nóng)戶生產(chǎn)技術(shù)效率損失的第K個(gè)外生變量；δ0為常數(shù)項(xiàng)；δK為待估參數(shù)，表示第K個(gè)外生變量對技術(shù)效率損失的影響，即參數(shù)值大于零表示解釋變量對技術(shù)效率有負(fù)向影響，反之，則有正向影響；ωi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2 結(jié)果與分析

2.1 種糧組合生產(chǎn)函數(shù)回歸結(jié)果與技術(shù)效率分析

運(yùn)用Stata16.0估計(jì)普通農(nóng)戶與種糧大戶隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型的結(jié)果如表3所示。普通農(nóng)戶與種糧大戶的γ值分表為0.980 6與0.844 9，說明技術(shù)非效率所引起的生產(chǎn)波動(dòng)占絕大部分，而來自于統(tǒng)計(jì)誤差和外界沖擊等的影響分別只有1.94%與15.51%，且檢驗(yàn)結(jié)果和對數(shù)似然函數(shù)值也表明針對樣本農(nóng)戶，選擇C-D生產(chǎn)函數(shù)作為隨機(jī)前沿模型具有較好的解釋力。

表3 隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)結(jié)果

普通農(nóng)戶化肥、機(jī)械+人工、土地投入對單位面積產(chǎn)值具有正向影響(邊際產(chǎn)量為正)，農(nóng)藥投入對單位面積產(chǎn)值具有負(fù)向影響(邊際產(chǎn)量為負(fù))；種子投入未通過顯著性檢驗(yàn)。種糧大戶種子、機(jī)械+人工投入對單位面積產(chǎn)值具有正向影響，農(nóng)藥投入對單位面積產(chǎn)值具有負(fù)向影響；化肥與土地投入未通過顯著性檢驗(yàn)。

依據(jù)Stata16.0輸出的技術(shù)效率損失結(jié)果計(jì)算組合種糧的普通農(nóng)戶與大戶的糧食生產(chǎn)技術(shù)效率，其描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表4所示。

表4 糧食生產(chǎn)技術(shù)效率分布

全部樣本技術(shù)效率平均值為78.08%，結(jié)果表明，技術(shù)效率損失較大，在糧食種植組合投入產(chǎn)出方面有較大提升空間。其中，種糧大戶糧食生產(chǎn)技術(shù)效率均值高于普通農(nóng)戶2.79%，技術(shù)效率低于70%的占比低于普通農(nóng)戶13.96%，而效率值在70%～90%的占比均高于普通農(nóng)戶，尤其是80%～90%的效率值更顯突出；但是普通農(nóng)戶效率值在90%以上的占比高于種糧大戶6.79個(gè)百分點(diǎn)?？梢?，普通農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)技術(shù)效率過低與過高的極端比例高于種糧大戶，而種糧大戶的糧食生產(chǎn)技術(shù)效率具有集中性。

2.2 技術(shù)效率損失方程回歸結(jié)果與影響因素分析

普通農(nóng)戶中性別、受教育程度、勞動(dòng)力數(shù)量通過顯著性檢驗(yàn)，其中受教育程度、勞動(dòng)力數(shù)量對技術(shù)效率有正向影響，性別對技術(shù)效率有負(fù)向影響。種糧大戶中僅有受教育程度通過顯著性檢驗(yàn)，且對技術(shù)效率有負(fù)向影響。針對表5結(jié)果分析如下。

表5 技術(shù)效率損失方程估計(jì)結(jié)果

一是，關(guān)于兩種類型農(nóng)戶受教育程度對技術(shù)效率影響方向相反的解釋。兩種類型農(nóng)戶受教育程度均以小學(xué)和初中為主，但是普通農(nóng)戶小學(xué)教育程度的占比更高。調(diào)研數(shù)據(jù)顯示，普通農(nóng)戶受教育程度在小學(xué)及以下、初中的比例分別占54.02%、24.14%，種糧大戶則分別占35.37%、36.59%，即普通農(nóng)戶的中學(xué)教育水平低于種糧大戶。依據(jù)調(diào)研數(shù)據(jù)的解釋是：普通農(nóng)戶受教育程度對技術(shù)效率的正向影響主要表現(xiàn)在受教育程度的提高更易于使其接受新知識(shí)，對糧食生產(chǎn)技術(shù)效率有促進(jìn)作用；而受教育程度較高的種糧大戶在調(diào)研數(shù)據(jù)中顯示選擇“種糧兼打工或二三產(chǎn)業(yè)”的比例高，由于其兼業(yè)機(jī)會(huì)多、種類多，從而難以將全部精力用于對土地的管理，教育程度的提高反而導(dǎo)致技術(shù)效率下降。

二是，關(guān)于普通農(nóng)戶性別對技術(shù)效率存在負(fù)向影響的解釋。普通農(nóng)戶男女共同經(jīng)營糧食生產(chǎn)對技術(shù)效率存在負(fù)向影響的主要原因是普通農(nóng)戶中多是雜豆與主糧混種，且雜豆種植面積占比較大，家庭勞動(dòng)力投入多，但是雜豆價(jià)格風(fēng)險(xiǎn)高、產(chǎn)值低，拉低了種糧組合的效率；而非男女共同種糧時(shí)，則主要選擇勞動(dòng)力投入少的主糧或種植較少的紅小豆，即主糧的較高生產(chǎn)技術(shù)效率使組合種糧效率上升。

三是，關(guān)于普通農(nóng)戶勞動(dòng)力數(shù)量對技術(shù)效率存在正向影響的解釋。普通農(nóng)戶地塊面積小，機(jī)械使用率相對低，雜豆的種植面積又相對大，勞動(dòng)投入的增加提高了紅小豆的土地產(chǎn)出率，對技術(shù)效率的提高就會(huì)起到促進(jìn)作用。

四是，“自有機(jī)械”未通過檢驗(yàn)或回歸不收斂的解釋。依據(jù)調(diào)研數(shù)據(jù)，普通農(nóng)戶家庭有農(nóng)業(yè)機(jī)械的占19.54%，而在種糧大戶中75.61%的農(nóng)戶家庭擁有農(nóng)業(yè)機(jī)械，且這些機(jī)械均是與勞動(dòng)捆綁在一起投入到糧食生產(chǎn)中，故單純的是否擁有“自有機(jī)械”難以成為技術(shù)效率的影響因素；同時(shí)，對于普通農(nóng)戶來說，由于自有機(jī)械擁有率低，主要是家庭勞動(dòng)與雇傭或租賃機(jī)械結(jié)合種糧，從而使得“自有機(jī)械”與技術(shù)效率的相關(guān)程度進(jìn)一步降低。

3 小結(jié)與建議

在不考慮要素之間的替代和技術(shù)進(jìn)步的前提下，針對樣本數(shù)據(jù)，得出主要結(jié)論如下：化肥、機(jī)械+人工、土地投入對普通農(nóng)戶的單位產(chǎn)值具有正向影響，農(nóng)藥投入則有負(fù)向影響，種子未通過顯著性檢驗(yàn)；種子、機(jī)械+人工投入對種糧大戶的單位產(chǎn)值具有正向影響，農(nóng)藥投入對單位產(chǎn)值則有負(fù)向影響，化肥與土地投入未通過顯著性檢驗(yàn)。普通農(nóng)戶中受教育程度、勞動(dòng)力數(shù)量對技術(shù)效率有正向影響，性別對技術(shù)效率有負(fù)向影響；種糧大戶中僅有受教育程度通過顯著性檢驗(yàn)，且對技術(shù)效率有負(fù)向影響。為促進(jìn)組合種糧農(nóng)戶糧食生產(chǎn)技術(shù)效率的提高，提出如下建議：

一是從投入角度看，應(yīng)對種糧大戶與普通農(nóng)戶都進(jìn)行農(nóng)藥使用相關(guān)講座，讓農(nóng)戶關(guān)注農(nóng)藥投入的質(zhì)量，綜合考慮農(nóng)藥的投入成本，從提升農(nóng)藥質(zhì)量角度減少農(nóng)藥投入；由于機(jī)械與人工捆綁投入對單位面積產(chǎn)值有正向影響，應(yīng)積極鼓勵(lì)直接購買農(nóng)機(jī)服務(wù)或?yàn)樘岣呒t小豆種植的機(jī)械化水平給予政策的支持；對于普通農(nóng)戶還應(yīng)鼓勵(lì)其增加耕地面積，并從減量提質(zhì)方面適當(dāng)增加化肥投入，而種糧大戶增加種子的投入，選擇優(yōu)質(zhì)糧種、減少自留種子用量，減量提質(zhì)更有利于產(chǎn)值的增加。

二是從影響因素角度看，對于種糧大戶來說教育的導(dǎo)向是鼓勵(lì)其注重糧食生產(chǎn)，并為其能穩(wěn)定的從事糧食種植提供更好的條件，吸引其加強(qiáng)對土地的管理；對于普通農(nóng)戶來說則應(yīng)加強(qiáng)新技能和新知識(shí)的培訓(xùn)，應(yīng)為普通農(nóng)戶提供農(nóng)閑時(shí)在本地兼業(yè)的條件，保證從事糧食種植勞動(dòng)力的數(shù)量。