農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用績效測度的實證研究:基于三階段DEA模型的農(nóng)戶基質(zhì)化管理

李 鵬,張俊飚* (1.華中農(nóng)業(yè)大學湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心,湖北 武漢 430070；2.華中農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院,湖北 武漢 430070)

伴隨著現(xiàn)代農(nóng)業(yè)集約化、規(guī)模化和產(chǎn)業(yè)化的發(fā)展以及農(nóng)產(chǎn)品數(shù)量的不斷增加,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物排放量也日益呈現(xiàn)出增長態(tài)勢[1-2],農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用與管理日益成為當前世界大多數(shù)國家共同面臨的問題.

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物進行適當?shù)募庸?可以作為根瘤菌生長的培養(yǎng)基[3-4]和食用菌生產(chǎn)基質(zhì)[5],轉(zhuǎn)化為生物質(zhì)能源[6],作為生物制氫的原材料及用作肥料還田[7]等;同時,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物是重要的農(nóng)業(yè)碳源,不同的農(nóng)業(yè)廢棄物資源化路徑的碳減排潛力存在差異[8],以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物生物黑炭轉(zhuǎn)化還田具有顯著的碳減排效應(yīng)[9];國內(nèi)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物資源化利用技術(shù)也日趨成熟,其中,板栗林下栗蘑栽培技術(shù)[10]、農(nóng)業(yè)廢棄物沼氣工程工藝技術(shù)[11]實現(xiàn)了對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物資源的空間化、生態(tài)化利用.農(nóng)戶是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用行為的微觀決策主體,循環(huán)農(nóng)業(yè)則是其載體,農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物的價值感知差異[12]、對循環(huán)農(nóng)業(yè)的認知程度[13]等對管理決策級投入行為具有重要影響.當前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用的路徑主要有能源化、肥料化、飼料化、材料化、基質(zhì)化和生態(tài)化五大方向[14],但由于農(nóng)戶認知、環(huán)保意識的差異,基礎(chǔ)設(shè)施的落后等因素,其規(guī)?；?、產(chǎn)業(yè)化程度落后[15].此外,國內(nèi)學者還分析了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用補貼政策的可行性[16],并提出了大力發(fā)展能源作物、能源農(nóng)業(yè)和能源經(jīng)濟的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用思路[17].

但是上述研究在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用研究方面,未考慮環(huán)境變量的影響及行為績效的測度.因此,本文借助三階段 DEA模型,嘗試獲得如下新信息:(1)剔除外部環(huán)境因素和統(tǒng)計噪聲的影響,獲得基于農(nóng)戶行為的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用績效;(2)通過 SFA 分解過程,全面測度各環(huán)境要素對農(nóng)戶行為的作用方向及程度;(3)就農(nóng)戶行為的技術(shù)效率進行分解,明確其循環(huán)利用行為效率較低的決定性因素,是管理無效抑或規(guī)模無效;(4)就分析結(jié)論給出可操作的建議,以期提升農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用效率,促進農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展.

1 研究方法與數(shù)據(jù)說明

1.1 研究方法

三階段DEA方法實際上就是數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法(DEA)方法與隨機前沿法(SFA)方法的結(jié)合,該方法兼具DEA和SFA方法的優(yōu)點,在分析過程中將外部環(huán)境與統(tǒng)計噪聲等影響因素剔除,能夠更準確的反映農(nóng)戶行為的效率,其實證分析的步驟如下:第一階段,利用傳統(tǒng) DEA 模型測度出決策單元的技術(shù)效率,該步驟測度出的效率未能將外部環(huán)境與統(tǒng)計噪聲等影響因素剔除;第二階段,引入SFA回歸分析方法以投入松弛或產(chǎn)出松弛為因變量,以外部環(huán)境變量為自變量構(gòu)建回歸方程,并根據(jù)估計結(jié)果對模型中的投入產(chǎn)出進行調(diào)整;第三階段,以調(diào)整后的投入產(chǎn)出值為變量帶入DEA模型中,測度的效率值剝離了外部環(huán)境和統(tǒng)計噪聲等因素的影響,更加真實地反映了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用行為的績效.

1.2 數(shù)據(jù)說明

1.2.1 數(shù)據(jù)來源 依托國家食用菌產(chǎn)業(yè)技術(shù)體系產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究室,分西北、東南、長江中上游、華東、中原、華北 7大片區(qū),選取陜西、浙江、湖北、江蘇、河南、河北、吉林等11個省市的616個農(nóng)戶進行了食用菌種植狀況及對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物基質(zhì)化處理的問卷調(diào)查.山東、湖北及河南是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)大省,在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物的循環(huán)利用上具有較強的代表性,因此,選取了山東、湖北及河南三省15市縣的220個農(nóng)戶問卷作為分析對象.其中,湖北省 55份,山東省 55份,河南省110 份(表 1).

表1 數(shù)據(jù)來源Table 1 Data sources

1.2.2 投入產(chǎn)出指標設(shè)定 為了真實反映農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物基質(zhì)化循環(huán)利用的績效,在指標選取過程中,要確保選取的投入產(chǎn)出指標與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物基質(zhì)化利用高度相關(guān).此外,三階段 DEA模型的構(gòu)建條件之一是決策單元的同質(zhì)性,所以選取了參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物基質(zhì)化循環(huán)利用的農(nóng)戶作為調(diào)研及研究的對象,即所有的樣本農(nóng)戶都是運用類似的生產(chǎn)技術(shù)和手段參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用過程,且所有農(nóng)戶面臨同樣的外部環(huán)境.

滿足三階段DEA模型決策單元的同質(zhì)性后,樣本農(nóng)戶投入產(chǎn)出指標的選取及賦值還應(yīng)滿足以下條件:樣本農(nóng)戶均使用相同的投入和產(chǎn)出指標,且取值均為正;所選指標是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物基質(zhì)化的重要投入要素;指標單位可以不一致.在對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物基質(zhì)化利用環(huán)節(jié)進行細分的基礎(chǔ)上,對樣本數(shù)據(jù)進行整理,擬定農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用行為績效測度的投入產(chǎn)出指標(表2).

表2 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用績效測度的指標及統(tǒng)計特征Table 2 Efficiency measure index and statistical characteristics of agricultural production waste recycling

選擇農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物基質(zhì)化循環(huán)利用的經(jīng)營收入為產(chǎn)出指標,投入指標分別為:(1)人力資本投入(技術(shù)培訓),也即農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用過程中參與技術(shù)指導及培訓的次數(shù);(2)直接生產(chǎn)資料投入,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物基質(zhì)化管理需要大量的生產(chǎn)資料投入,如農(nóng)作物秸稈、農(nóng)機、畜禽糞便等;(3)勞動力用量,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用需要大量的勞動力資源,勞動力投入量以工日為單位,每日工作時間以8h計.

1.2.3 環(huán)境變量的設(shè)定 外部環(huán)境變量對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物的循環(huán)利用績效具有重要影響,但是樣本農(nóng)戶自身卻無法有效改善與控制,利用 SFA回歸及分解剔除環(huán)境變量對農(nóng)戶循環(huán)利用行為績效的外部影響.在綜合考慮農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物基質(zhì)化循環(huán)利用的現(xiàn)實狀況,選取并設(shè)置了 6個環(huán)境變量:(1)戶主年齡,反映農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策者的年齡層次、健康程度等對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物基質(zhì)化處理績效的影響;(2)戶主受教育程度,樣本農(nóng)戶的文化水平直接決定了其學習與接受技能的能力,對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物基質(zhì)化循環(huán)利用績效具有重要影響;(3)政府是否開展過農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用的相關(guān)技術(shù)培訓,政府在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用過程中具有主導作用,該變量在一定程度上反映了政策因素對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用績效的影響;(4)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用行為的經(jīng)營收入占家庭總收入比重,反映農(nóng)戶的兼業(yè)程度對循環(huán)利用行為績效的影響;(5)是否參與相關(guān)的專業(yè)經(jīng)濟合作組織,專業(yè)合作經(jīng)濟組織在指導農(nóng)戶行為,促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用過程中具有重要作用,在一定程度上反映了其對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用行為績效的影響;(6)周邊交通狀況,用周邊道路等級來反映農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物處理決策者周邊的交通狀況,周邊交通狀況的優(yōu)劣直接影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物的流通并間接影響其循環(huán)利用行為,用這一變量反映當?shù)鼗A(chǔ)設(shè)施條件對循環(huán)利用行為績效的影響.

如表2和表3所示,樣本農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用過程中投入產(chǎn)出指標值存在一定的差異,究其原因,可能是農(nóng)戶基質(zhì)化規(guī)模及生產(chǎn)效率差異.農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物基質(zhì)化利用行為績效的環(huán)境變量統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示,樣本農(nóng)戶的年齡均值為43.66歲,具有良好的身體素質(zhì);戶主平均受教育程度,根據(jù)賦值說明可知樣本農(nóng)戶的學歷水平集中在初中與高中之間,文化素質(zhì)和學習能力不是很強;有 78.21%的基層政府開展過農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物基質(zhì)化利用的相關(guān)技術(shù)培訓;農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物基質(zhì)化利用的經(jīng)濟效益十分顯著,樣本農(nóng)戶的循環(huán)利用行為經(jīng)營收入占家庭總收入的平均比重為 74.67%,成為重要的經(jīng)濟收入來源;有 56.41%的樣本農(nóng)戶參與了當?shù)叵嚓P(guān)的專業(yè)經(jīng)濟合作組織;近年來國家大力發(fā)展農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),多數(shù)樣本區(qū)周邊的交通狀況有較大的改善,73.72%的農(nóng)戶表示周邊路況已經(jīng)完全擺脫鄉(xiāng)間土路,其中有 33.33%樣本區(qū)周邊公路等級在省級公路以上,周邊交通狀況較好,這為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物的流通提供了良好的物流保障.

表3 環(huán)境變量的統(tǒng)計特征Table 3 Statistical features of environment variables

2 農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用行為績效評價——以基質(zhì)化為例

2.1 第一階段:傳統(tǒng)DEA的運用

采用規(guī)模報酬可變(VRS)的DEA模型對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用績效,也即決策單元的有效性問題進行測度,其運行過程不受規(guī)模效率的影響,計算結(jié)果真實可靠.此外,在研究過程中,由于決策單元往往需要達到特定的產(chǎn)出量,投入量作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用行為的關(guān)鍵決策變量較易受其控制.因此,文中采用投入導向型的VRS模型來衡量決策單元農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用的績效,并進一步分解為規(guī)模效率與純技術(shù)效率,三者的關(guān)系為綜合技術(shù)效率=規(guī)模效率×純技術(shù)效率.

式(1)中涉及決策單元(DMU)220個,對每個樣本而言有n個投入、m個產(chǎn)出數(shù)據(jù),對第k個決策單元,用列向量xn,k、ym,k分別代表農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用主體的投入與產(chǎn)出.也就是說,N×1的投入矩陣xn,k和M×1的產(chǎn)出矩陣Q代表了k個樣本所有的數(shù)據(jù).λk表示第n項投入和第m項產(chǎn)出的加權(quán)系數(shù);θk表示第k個農(nóng)戶的效率值,取值范圍為(0,1),越接近于1代表效率越高,θk=1 的決策單元的效率最高.另外,x≥0、y≥0,且n=3,m=1.

在第一階段,基于投入導向型的 VRS模型,利用DEAP2.1軟件對樣本農(nóng)戶的績效進行測度.在未考慮管理效率損失、環(huán)境變量及隨機干擾等因素的影響時,樣本農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物基質(zhì)化循環(huán)利用行為中的綜合效率均值為0.4516,純技術(shù)效率均值為0.6472,規(guī)模效率均值為 0.6978.這表明,在現(xiàn)有的投入產(chǎn)出規(guī)模及技術(shù)水平下,若能夠消除技術(shù)效率損失,農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物的基質(zhì)化循環(huán)利用績效還有52.66%的提升空間.

由表4可知,在樣本農(nóng)戶總體中,有191個樣本農(nóng)戶的綜合效率值在 0.6以下,占樣本農(nóng)戶總體的比重高達 86.82%,其中,綜合效率值主要集中在 0.3～0.4與 0.4～0.5之間,其比重分別為35.91%和24.55%;綜合效率值在0.6以上的樣本農(nóng)戶僅為29戶,占樣本總量的比重僅為13.19%.

表4 第一階段測度出的農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用行為的綜合效率分布Table 4 Overall efficiency distribution of farmers’ agricultural production waste recycling behavior in the first phase

農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用行為的純技術(shù)效率分布結(jié)果顯示,樣本農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用的純技術(shù)效率主要分布在＜0.7和0.7～0.8的區(qū)間,其比重分別為 37.73%、42.27%;純技術(shù)效率值在 0.8～1.0區(qū)間內(nèi)分布較為分散且數(shù)量較少,僅占樣本農(nóng)戶總量的以上的樣本數(shù)量較少,比重僅為20.00%(表 5).總體來看,農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物基質(zhì)化循環(huán)利用的純技術(shù)效率表現(xiàn)不錯.

表5 第一階段農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用純技術(shù)效率Table 5 Pure technical efficiency distribution of farmers’agricultural production waste recycling behavior in the first phase

表6 第一階段測度出的農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用行為的規(guī)模效率分布Table 6 Scale efficiency distribution of farmers’agricultural production waste recycling behavior in the first phas e

就農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物基質(zhì)化循環(huán)利用行為的規(guī)模效率分布情況來看,情況不容樂觀,有187個樣本農(nóng)戶的規(guī)模效率值在 0.6以下,比例高達85.01%;僅有19個樣本農(nóng)戶的規(guī)模效率值在0.8以上,比例僅為8.64%(表6).

2.2 第二階段:SFA回歸及分解

傳統(tǒng)的DEA模型的缺陷是忽視了外部環(huán)境因素和統(tǒng)計噪音對原始投入或產(chǎn)出松弛值的影響.利用SFA方法對引起原始投入或產(chǎn)出松弛的內(nèi)部管理無效、外部環(huán)境和統(tǒng)計噪音等因素進行分解,捕捉和識別內(nèi)部管理無效和統(tǒng)計噪聲對松弛值的影響效應(yīng),此外,因素對松弛變量的作用方向和大小進行判別.

承接第一階段面向投入的DEA模型,在此選擇將原始投入松弛變量作為回歸的因變量,以影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用績效的環(huán)境因素作為自變量(表 3).模型估計結(jié)果顯示:各投入要素松弛方程中的γ值均在 0.6～1之間,且在 1%的水平上顯著,可以看出樣本農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用行為存在管理效率差別,因此SFA回歸模型具有合理性,但是模型估計結(jié)果還存在一定的缺陷,就是造成樣本農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物基質(zhì)化循環(huán)利用行為績效的差異的原因,是管理無效,亦或是外部環(huán)境因素和統(tǒng)計噪聲(表7).

SFA回歸是環(huán)境變量對投入要素松弛變量的回歸,當各環(huán)境變量前的回歸系數(shù)為正時,表示該環(huán)境變量所賦值增加的同時將引起相應(yīng)投入松弛量的增加(減少),即更趨向于(抑制)投入的浪費或者產(chǎn)出的低效(高效).此外,環(huán)境變量在統(tǒng)計上不顯著時,環(huán)境變量對投入松弛變量僅存在方向性的作用.SFA回歸結(jié)果顯示:(1)戶主年齡.戶主年齡的增加,會增加 3種投入松弛變量,但均未通過顯著性檢驗,僅存在方向性影響.(2)樣本農(nóng)戶受教育程度.樣本農(nóng)戶受教育水平的提高,可以抑制技術(shù)培訓、直接生產(chǎn)資料及勞動力投入的浪費,但是技術(shù)投入與勞動力投入松弛在統(tǒng)計上不顯著,僅存在方向性的作用.(3)政府是否經(jīng)常開展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物基質(zhì)化循環(huán)利用的技術(shù)培訓.SFA回歸結(jié)果表明,政府加強對農(nóng)戶的技術(shù)培訓力度,可以有效抑制投入變量松弛,尤其是在勞動力用量投入松弛方面效果明顯,具有統(tǒng)計意義.(4)循環(huán)利用的經(jīng)營收入占家庭總收入比重.提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物基質(zhì)化經(jīng)營收入占家庭總收入的比重,會導致投入浪費,在直接生產(chǎn)資料和勞動力用量方面更加明顯,在 1%的水平上具有統(tǒng)計意義.(5)是否參與過相關(guān)的專業(yè)經(jīng)濟合作組織.SFA回歸結(jié)果顯示,積極參與相關(guān)專業(yè)經(jīng)濟合作組織可以有效抑制投入變量松弛,提高資源利用效率.專業(yè)經(jīng)濟合作組織可以有效銜接農(nóng)戶與市場,并對農(nóng)戶進行技術(shù)知道,從而降低樣本農(nóng)戶的技術(shù)無效率行為.(6)周邊交通狀況.樣本區(qū)周邊交通狀況的改善,可以有效抑制勞動力用量投入松弛,且在1%的水平上具有統(tǒng)計意義.此外,周邊交通狀況的改善導致人力資本和生產(chǎn)資料投入的浪費,但不具有統(tǒng)計意義,僅存在方向上的影響.

表7 第二階段SFA估計結(jié)果Table 7 SFA estimation results in the second stage

2.3 第三階段:DEA分析

在對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物進行基質(zhì)化處理的過程中,樣本農(nóng)戶面臨的外部環(huán)境存在差異,導致農(nóng)戶行為績效的差異.因此,有必要根據(jù)外部環(huán)境及隨機干擾因素對第一階段的投入變量進行調(diào)整,使樣本農(nóng)戶具有相同的外部環(huán)境,以更精準地測度農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物基質(zhì)化循環(huán)利用的技術(shù)效率水平.調(diào)整公式為:代替原始投入,xn,k再次帶入第一階段 DEA模型測度利用調(diào)整后的投入效率值,其剔除了運營環(huán)境和隨機因素的影響,更能客觀地體現(xiàn)樣本農(nóng)戶的績效.

剔除環(huán)境變量和隨機誤差的影響后,第三階段樣本農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物基質(zhì)化循環(huán)利用的綜合效率均值為0.4089,還有59.11%的提升空間,提升空間較大;純技術(shù)效率均值為 0.9701,表現(xiàn)良好;規(guī)模效率均值為0.4215,成為導致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用績效較低的主要原因.

采用配對符號秩和檢驗(Wilcoxon)和符號檢驗(Sign Test)兩種非參數(shù)方法檢驗第三階段剝離環(huán)境因素后得出的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用績效值與第一階段所測技術(shù)效率值是否存在顯著差異,檢驗結(jié)果顯示:Wilcoxon檢驗與Sign Test檢驗中的雙側(cè)P=0.0000,說明兩個階段所測的技術(shù)效率值存在明顯差異(表8).

表8 兩相關(guān)技術(shù)效率值的非參數(shù)檢驗Table 8 Nonparametric test of two related technical efficiency

剔除環(huán)境變量和隨機誤差的影響后,第三階段農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物基質(zhì)化循環(huán)利用的綜合效率均值有所下降,由 0.4516降低到 0.4089;純技術(shù)效率均值大幅度提高,由 0.6472提高到0.9701;規(guī)模效率均值出現(xiàn)較大幅度下降,由0.6978降至0.4215.投入變量調(diào)整后的DEA分析結(jié)果顯示,第三階段的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物基質(zhì)化循環(huán)利用效率均值低于未剝離環(huán)境變量和隨機因素影響的效率,且樣本農(nóng)戶之間的績效差異較大,導致農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用效率變低的主因是規(guī)模效率低下.因此,適當擴大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物基質(zhì)化循環(huán)利用的決策單元的生產(chǎn)規(guī)模是提升農(nóng)戶管理績效的有效路徑.

剔除環(huán)境變量和隨機誤差的影響后,第三階段樣本農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物基質(zhì)化循環(huán)利用綜合效率值分布如表 9所示,較之第一階段綜合效率值分布(表4),綜合效率值在0.3以下的比例為45. 45%,較第一階段高出33.18個百分點;0.3～0.4區(qū)間比例較之第一階段降低了24.09個百分點;0.4～0.5區(qū)間比例為9.94%,較之第一階段降低了14.55個百分點;綜合效率值在0.6以上的樣本農(nóng)戶的比例高于第一階段,高出10個百分點.

表9 第三階段測度出的農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用行為的綜合效率分布Table 9 Overall efficiency distribution of farmers’ agricultural production waste recycling behavior in the third phase

較之第一階段純技術(shù)效率分布(表5),剔除環(huán)境變量和隨機誤差的影響后,第三階段樣本農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物基質(zhì)化循環(huán)利用的純技術(shù)效率分布較為集中,且普遍較高,占樣本農(nóng)戶總量97.73%的農(nóng)戶其管理績效介于0.9～1.0之間.

剔除環(huán)境變量和隨機誤差的影響后,第三階段樣本農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物基質(zhì)化循環(huán)利用的規(guī)模效率分布如表10所示,較之第一階段規(guī)模效率分布(表6),可以發(fā)現(xiàn):第三階段農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用行為的規(guī)模效率較低且分布相對集中,規(guī)模模效率值分布在0.4以下的樣本農(nóng)戶比例高達82.73%,遠高于第一階段的66.36%;其余各規(guī)模效率值區(qū)間的樣本分布比重均明顯下降,尤其是0.4～0.6區(qū)間樣本數(shù)量比重,下降幅度最大,下降10個百分點.由此可推斷,綜合效率均值的降低可能是由規(guī)模效率降低導致的.因此,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物基質(zhì)化循環(huán)利用投入規(guī)模的調(diào)整在一定程度上會帶來其管理行為績效的提升.

表10 第三階段測度出的農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用行為的規(guī)模效率分布Table 10 Scale efficiency distribution farmers’ agricultural production waste recycling behavior in the third phase

綜上可知,運用三階段DEA模型對農(nóng)戶的農(nóng) 業(yè)生產(chǎn)廢棄物基質(zhì)化循環(huán)利用行為的績效進行

測度,投入量調(diào)整前后樣本農(nóng)戶的行為績效具有較大差異,環(huán)境變量和隨機因素對樣本農(nóng)戶的行為具有重要影響,這在一定程度上說明本文選取三階段DEA方法剝離境效應(yīng)和隨機誤差的影響具有一定的科學性和合理性.此外,農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用績效較低,且樣本農(nóng)戶之間的效率差異明顯,其主因在于規(guī)模效率的低下.

3 結(jié)論

3.1 我國農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物基質(zhì)化循環(huán)利用行為績效較低,究其原因,主要是要素投入規(guī)模效率低下所致.就綜合效率來看,樣本農(nóng)戶的循環(huán)利用行為的綜合效率均值為 0.4089,在當前的政策環(huán)境及技術(shù)水平下,如果能夠克服技術(shù)效率損失,我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用績效存在較大的可改進空間(效率值最大為 1);就純技術(shù)效率來看,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物純技術(shù)效率均值為0.9701,表現(xiàn)良好;就規(guī)模效率來看,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用規(guī)模效率均值僅為 0.4215,成為導致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用績效降低的主因.

3.2 在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用過程中,環(huán)境變量與投入松弛及農(nóng)戶行為績效之間存在關(guān)聯(lián)性.農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物循環(huán)利用環(huán)境變量的變化可以有效抑制(增加)投入松弛,投入松弛量的變化最終對行為績效產(chǎn)生影響.實證結(jié)果表明,一是農(nóng)戶受教育水平的提高可以增強農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物基質(zhì)化先進技術(shù)的接受能力,進而抑制投入浪費,提升管理績效;二是政府對農(nóng)戶的技術(shù)培訓力度的增強、內(nèi)容的豐富及形式的簡易,會加快農(nóng)戶對適用技術(shù)的理解與掌握,進而促進了先進適用技術(shù)在實際生產(chǎn)中的運用,可以有效避免生產(chǎn)投入浪費,提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物基質(zhì)化利用績效;三是樣本區(qū)域農(nóng)戶的專業(yè)化發(fā)展程度的提高在一定程度上容易導致農(nóng)戶對投入要素的盲目增量使用,最終導致資源的浪費與效率的逆轉(zhuǎn);四是專業(yè)經(jīng)濟合作組織對農(nóng)戶技術(shù)指導的有效性,可以有效降低農(nóng)戶的技術(shù)無效率行為;五是交通狀況的改善可以為農(nóng)戶與外界接觸提供便利,提高其自身的知識水平與管理技能,從而減少農(nóng)戶的技術(shù)無效性.

[1]邊淑娟,黃民生,李 娟,等.基于能值生態(tài)足跡理論的福建省農(nóng)業(yè)廢棄物再利用方式評估 [J].生態(tài)學報, 2010,30(10):2678-2686.

[2]Rodriguez C S. Exploitation of biological wastes for the production of value-added products under solid-state fermentation conditions [J]. Biotechnol. J., 2008,3(7):859-870.

[3]Brockwell J, Bottomley P J. Recent advances in inoculants technology and prospects for the future [J]. Soil Biology and Biochemistry, 1995,27:683-687.

[4]Stephens J H G, Rask H M. Inoculant production and formulation[J]. Field Crops Research, 2000,65:249-258.

[5]Mursec B, Cus F. Integral model of selection of optimal cutting conditions from different databases of tool makers [J]. Journal of Materials Processing Technology, 2003,133:158-165.

[6]Guo Xin Mei, Trably Eric, Latrille Eric, et al. Hydrogen production from agricultural waste by dark fermentation: A review [J]. International Journal of Hydrogen Energy,2010,19(35):10660-10673.

[7]李明德,吳海勇,聶 軍,等.稻草及其循環(huán)利用后的有機廢棄物還田效用研究 [J]. 中國農(nóng)業(yè)科學, 2010,43(17):3572-3579.

[8]趙勝男,崔勝輝,吝 濤,等.福建省有機廢棄物資源化利用碳減排潛力研究 [J]. 中國人口·資源與環(huán)境, 2010,20(9):30-35.

[9]潘根興,張阿鳳,鄒建文,等.農(nóng)業(yè)廢棄物生物黑炭轉(zhuǎn)化還田作為低碳農(nóng)業(yè)途徑的探討 [J]. 生態(tài)與農(nóng)村環(huán)境學報, 2010,26(4):394-400.

[10]隗永青,曹 均,曹慶昌.北京郊區(qū)板栗林下栗蘑栽培技術(shù)及效益分析 [J]. 中國食用菌, 2010,29(2):21-23.

[11]陳 羚,趙立欣,董保成.我國秸稈沼氣工程發(fā)展現(xiàn)狀與趨勢 [J].可再生能源, 2010,28(3):145-148.

[12]徐衛(wèi)濤,張俊飚,李樹明,等.循環(huán)農(nóng)業(yè)中的農(nóng)戶減量化投入行為分析 [J]. 資源科學, 2010,32(12):1-6.

[13]韋佳培,張俊飚,吳洋濱.農(nóng)民對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物的價值感知及其影響因素分析——以食用菌栽培廢料為例 [J]. 中國農(nóng)村觀察, 2011(4):77-85.

[14]彭 靖.對我國農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用的思考 [J]. 生態(tài)環(huán)境學報, 2009,18(2):794-798.

[15]李宗才.我國近年來農(nóng)業(yè)循環(huán)經(jīng)濟問題研究述評 [J]. 學術(shù)界,2009,5(138):276-280.

[16]陳 娟,王雅鵬.林木生物柴油產(chǎn)業(yè)化開發(fā)問題探析 [J]. 華中農(nóng)業(yè)大學學報(社會科學版), 2010(4):27-31.

[17]彭良才.論中國生物能源發(fā)展的根本出路 [J]. 華中農(nóng)業(yè)大學學報(社會科學版), 2011(2):1-5.