勞動力老齡化對竹林生產(chǎn)技術(shù)效率的影響

楊水生，徐秀英，2，符椒燕，徐堇寒

(1.浙江農(nóng)林大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，浙江 臨安 311300；2.浙江省農(nóng)民發(fā)展研究中心，浙江 臨安 311300)

?

勞動力老齡化對竹林生產(chǎn)技術(shù)效率的影響

楊水生1，徐秀英1，2，符椒燕1，徐堇寒1

(1.浙江農(nóng)林大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，浙江 臨安 311300；2.浙江省農(nóng)民發(fā)展研究中心，浙江 臨安 311300)

利用浙江省安吉縣6個(gè)行政村101戶農(nóng)戶243塊竹林地塊的相關(guān)數(shù)據(jù)，采用超越對數(shù)的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型，分析了勞動力老齡化對竹林生產(chǎn)技術(shù)效率的影響。實(shí)證結(jié)果顯示：勞動力老齡化降低了竹林生產(chǎn)技術(shù)效率。樣本地區(qū)竹林生產(chǎn)平均技術(shù)效率僅為66.68%，效率損失嚴(yán)重；隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)的誤差主要來源于技術(shù)非效率，勞動力要素、土地要素及資本要素的產(chǎn)出彈性分別為0.249 2、0.358 9、0.252 8；在控制變量中，竹林收入比例、家庭勞動力規(guī)模及竹林地是否為租入地塊對竹林生產(chǎn)技術(shù)效率產(chǎn)生顯著正向影響；家庭經(jīng)營竹林地塊數(shù)對竹林生產(chǎn)技術(shù)效率產(chǎn)生顯著負(fù)向影響。因此，提出提高竹林生產(chǎn)資本投入量及農(nóng)戶竹林生產(chǎn)收入水平、建立和完善林地流轉(zhuǎn)機(jī)制以便降低林地細(xì)碎化程度、加強(qiáng)農(nóng)村勞動力的人力資本投入等提高竹林生產(chǎn)技術(shù)效率的對策建議。

勞動力老齡化；竹林生產(chǎn)技術(shù)效率；超越對數(shù)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)；安吉縣

自20世紀(jì)80年代初期開展林業(yè)“三定”工作以來，農(nóng)戶逐漸成為重要的林業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營主體，提高林業(yè)生產(chǎn)效率關(guān)系到農(nóng)戶的切身利益，進(jìn)而影響到“三農(nóng)”問題中的核心——“農(nóng)民增收難”問題的破解[1]。隨著中國城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快，農(nóng)村勞動力結(jié)構(gòu)發(fā)生了巨大變化，農(nóng)村青年勞動力加速外流，導(dǎo)致大量老齡勞動力滯留在農(nóng)村從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，進(jìn)而催生了農(nóng)村勞動力老齡化現(xiàn)象[2-4]，人口老齡化對社會和經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來了深刻的影響[5]，因此厘清勞動力老齡化與林業(yè)生產(chǎn)效率之間的關(guān)系，對于提高林業(yè)生產(chǎn)效率具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，學(xué)者們就農(nóng)村勞動力老齡化對生產(chǎn)效率的影響研究主要集中在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域，但是研究結(jié)論不盡一致：一種觀點(diǎn)認(rèn)為農(nóng)村勞動力老齡化對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)生了負(fù)向影響，制約農(nóng)業(yè)發(fā)展[6-9]，因?yàn)槔淆g勞動力的體能下降及接受新技術(shù)的能力較弱所致，如基于中國2009年9個(gè)省份的農(nóng)村固定觀測點(diǎn)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)老齡農(nóng)戶的生產(chǎn)效率明顯低于年輕農(nóng)戶[8]；另一種觀點(diǎn)認(rèn)為由于農(nóng)用機(jī)械等物質(zhì)資本投入的增加及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的普及，農(nóng)村勞動力老齡化并未對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)生負(fù)向影響[10-13]，基于中國各省份的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)分析方法考察了中國農(nóng)村勞動力結(jié)構(gòu)變化對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的影響，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)勞動力老齡化提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率[14-15]。也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)勞動力年齡和耕地利用效率或農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率間存在倒“U”形關(guān)系[16-18]，如采用遼寧省2004～2008年的農(nóng)戶調(diào)查面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)勞動力平均年齡對糧食生產(chǎn)技術(shù)效率的影響呈倒“U”形趨勢，勞動力平均年齡為45歲時(shí)，糧食生產(chǎn)技術(shù)效率達(dá)到了最大值[18]?？傮w來看，農(nóng)村勞動力老齡化已成為農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要影響因素。改革開放以來，林業(yè)生產(chǎn)效率的研究一直受到國內(nèi)學(xué)者的重視。一些學(xué)者基于宏觀統(tǒng)計(jì)面板數(shù)據(jù)，對中國各省份林業(yè)生產(chǎn)效率進(jìn)行測算與評價(jià)[19-21]，也有學(xué)者基于農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，對農(nóng)戶林業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率進(jìn)行了實(shí)證研究[22-24]。但是，就勞動力老齡化對林業(yè)生產(chǎn)效率影響的研究較為薄弱，相對于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，林業(yè)生產(chǎn)對勞動力的體能要求更高，農(nóng)村勞動力老齡化是否也會影響到林業(yè)生產(chǎn)效率？如果有，其影響程度、方向如何？為此，擬以浙江省安吉縣為研究點(diǎn)，以竹林生產(chǎn)為例，采用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)分析勞動力老齡化對竹林生產(chǎn)技術(shù)效率的影響來回答上述兩個(gè)問題。

1 材料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

研究數(shù)據(jù)主要來源于2015年7月對浙江省安吉縣3個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)6個(gè)行政村進(jìn)行隨機(jī)抽樣的問卷調(diào)查。抽取的3個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)為縣內(nèi)竹林資源較為豐富的孝豐鎮(zhèn)、杭核鎮(zhèn)、報(bào)福鎮(zhèn)。樣本村和樣本農(nóng)戶均采取隨機(jī)抽樣的方法抽取，每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)選取2個(gè)行政村，共6個(gè)行政村；每個(gè)村選取20個(gè)農(nóng)戶，共調(diào)查農(nóng)戶120戶。剔除無經(jīng)營竹林生產(chǎn)的樣本和無效樣本后，共獲得有效問卷101份，有效率達(dá)84.17%。對有經(jīng)營竹林地的農(nóng)戶家庭進(jìn)行竹林生產(chǎn)情況的詳細(xì)調(diào)查，每戶選取其經(jīng)營最好的1～3塊竹林地，共調(diào)查243塊竹林地。調(diào)查內(nèi)容主要包括農(nóng)戶在2014年的家庭基本情況、農(nóng)戶家庭經(jīng)營竹林地的資源特征及竹林地塊2013～2014年的投入產(chǎn)出狀況等。

1.2 研究對象概況

安吉縣隸屬于浙江省湖州市，常住人口46萬人，總面積18.86萬hm2，森林覆蓋率71.1%，林地面積13.83萬hm2，其中竹林面積7.2萬hm2。竹林面積中有毛竹林面積5.66萬hm2，分別占林地總面積和竹林面積的40.93%和78.61%，毛竹蓄積量1.8億株，年采伐量0.3億株，年產(chǎn)竹筍5.6萬t，具有“中國竹鄉(xiāng)”等美譽(yù)。2015年實(shí)現(xiàn)地區(qū)生產(chǎn)總值307億元，農(nóng)村居民人均可支配收入達(dá)2.361萬元。

1.3 模型及變量選取

為進(jìn)一步說明勞動力老齡化對竹林生產(chǎn)技術(shù)效率的影響，需采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型進(jìn)行實(shí)證分析。

1.3.1 隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型及變量選取

隨機(jī)前沿分析方法(SFA)是在傳統(tǒng)的C-D生產(chǎn)函數(shù)基礎(chǔ)上建立的，C-D生產(chǎn)函數(shù)的前提條件是已知各生產(chǎn)要素之間的替代彈性為0或1，由于生產(chǎn)者并不知道生產(chǎn)過程中各投入要素之間的替代彈性，所以采用形式較為靈活的超越對數(shù)(Translog)生產(chǎn)函數(shù)[25]。該模型的具體函數(shù)形式如下：

Lnyij=β0+β1Lnlabij+β2Lnareij+β3Lncapij+0.5β4(Lnlabij)2+0.5β5(Lnareij)2+ 0.5β6(Lncapij)2+β7(LnlabijLnareij)+β8(LnlabijLncapij)+β9(LnareijLncapij)+vij-uij

⑴

式中ij表示i農(nóng)戶的第j塊竹林地；i=1，2，…，101；j=1，2，…，243；yij是竹林地塊總產(chǎn)值(元)，包括竹筍產(chǎn)值和竹材產(chǎn)值，由于竹林生產(chǎn)存在嚴(yán)重的大小年現(xiàn)象，竹林地的投入產(chǎn)出值均采用2013～2014年農(nóng)戶經(jīng)營竹林地塊的年平均值；labij是竹林地塊勞動力投入(工日)，包括竹林地日常管護(hù)、挖筍及竹材采伐的自投工及雇工，按每天8小時(shí)折算成工日后2年的平均值；areij是土地投入(hm2)，即竹林地塊面積；capij是竹林地塊資本投入(元)，包括種苗、灌溉、化肥、竹筍覆蓋物的費(fèi)用及其他資本費(fèi)用2年的平均值；β0為常數(shù)項(xiàng)；βk為待估參數(shù)；k=1，2，…，9；vij為隨機(jī)干擾項(xiàng)，并假設(shè)其服從正態(tài)分布，即vij～N(0，σv2)，表示竹林地在生產(chǎn)過程中存在的不可控因素；uij表示技術(shù)無效率，并假設(shè)其服從非負(fù)截?cái)嗾龖B(tài)分布，即uij～N+(u，σu2)，表示竹林地在生產(chǎn)過程中存在的無效程度；vij-uij為混合誤差項(xiàng)，uij與vij相互獨(dú)立不相關(guān)。

由于所使用的數(shù)據(jù)是橫截面數(shù)據(jù)，未考慮技術(shù)進(jìn)步等因素，為了論證超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)是否適用于研究竹林生產(chǎn)技術(shù)效率，需要采用似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)方法對式⑴進(jìn)行統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)。通常認(rèn)為LR檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量服從自由度為k的漸進(jìn)χ2分布或者混合χ2分布，即LR～χ2(k)，當(dāng)LR統(tǒng)計(jì)量大于臨界值χ2(k)時(shí)拒絕原假設(shè)；否則，接受原假設(shè)[17]。

LR=-2[LnL(H0)-LnL(Hi)]～χ2(k)

⑵

式中L(H0)和L(Hi)分別是零假設(shè)H0和備擇假設(shè)Hi下的對數(shù)似然值，假設(shè)1(H1)是檢驗(yàn)C-D生產(chǎn)函數(shù)是否更恰當(dāng)，假設(shè)2(H2)是檢驗(yàn)其他變量對技術(shù)效率是否有影響；k為自由度，表示約束條件個(gè)數(shù)。

超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)反映的是各生產(chǎn)要素之間的互補(bǔ)和替代關(guān)系，不能直接比較估計(jì)參數(shù)的大小。為了從源頭上找出影響竹林生產(chǎn)技術(shù)效率變化的主要原因，可以通過對式⑴進(jìn)行求導(dǎo)得到各投入要素的產(chǎn)出彈性[17]。勞動力要素產(chǎn)出彈性ηlabij、土地要素產(chǎn)出彈性ηareij、資本要素產(chǎn)出彈性ηcapij分別為：

ηlabij=β1+β4Lnlabij+β7Lnareij+β8Lncapij

⑶

ηareij=β2+β5Lnareij+β7Lnlabij+β9Lncapij

⑷

ηcapij=β3+β6Lncapij+β8Lnlabij+β9Lnareij

⑸

1.3.2 技術(shù)效率模型及變量選取

考慮竹林生產(chǎn)的影響因素，構(gòu)建技術(shù)效率函數(shù)。為了避免以往“兩步法”估計(jì)生產(chǎn)效率及其影響因素時(shí)產(chǎn)生的偏誤，而采用“一步法”進(jìn)行參數(shù)估計(jì)[26]。

uij=δ0+δ1oldij+δ2youngij+δ3eduij+δ4incomeratioij+δ5laborsizeij+δ6ifrentij+δ7qualityij+δ8blocksij+δ9dishouseij+δ10distroadij+δ11techtrainij

⑹

式中δ0為常數(shù)項(xiàng)；δk為待估參數(shù)；k=1，2，…，11；oldij和youngij分別表示家庭從事林業(yè)生產(chǎn)勞動力平均年齡60歲及以上的農(nóng)戶(簡稱“老年戶”)和44歲及以下的農(nóng)戶(簡稱“年輕戶”)，賦值1，以家庭從事林業(yè)生產(chǎn)勞動力平均年齡45～59歲的農(nóng)戶(簡稱“中年戶”)為參照組[9]，賦值0；eduij表示家庭從事林業(yè)生產(chǎn)勞動力平均受教育年限(年)；incomeratioij表示家庭竹林收入所占比例(%)，以竹林收入兩年平均值占家庭總收入比例表示；laborsizeij表示家庭勞動力規(guī)模(個(gè))，以家庭勞動力數(shù)量來表示；ifrentij表示竹林地是否為租入地塊，是=1，否=0；qualityij表示竹林地質(zhì)量，好=3，中=2，差=1；blocksij表示農(nóng)戶家庭經(jīng)營竹林地塊數(shù)(塊)；dishouseij表示竹林地距家距離(km)；distroadij表示竹林地距公路距離(km)；techtrainij表示家庭成員是否參與竹林生產(chǎn)技術(shù)培訓(xùn)，是=1，否=0。

由于隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)存在兩個(gè)不可觀測項(xiàng)——技術(shù)無效率項(xiàng)和隨機(jī)誤差項(xiàng)，不能滿足最小二乘估計(jì)的經(jīng)典假設(shè)。因此，首先采用極大似然法[26]對式⑴和式⑵進(jìn)行聯(lián)合估計(jì)，通過構(gòu)建復(fù)合方差項(xiàng)σ2來替代觀察誤差的方差σv2和技術(shù)效率的方差σu2，即σ2=σv2+σu2；然后通過復(fù)合方差項(xiàng)中技術(shù)無效率所占的比例γ來確定生產(chǎn)函數(shù)的誤差是什么引起的，γ趨向于0則表示生產(chǎn)函數(shù)的誤差主要是由隨機(jī)誤差引起的，γ趨向于1則表示生產(chǎn)函數(shù)的誤差主要是由技術(shù)無效率引起的。

⑺

式中γ為待估參數(shù)，表示混合誤差項(xiàng)中技術(shù)無效率所占的比例，其取值介于0到1之間。

竹林地塊生產(chǎn)技術(shù)效率計(jì)算公式[26]如下：

TEij=E(yij|uij，xij)÷E(yij|uij=0，xij)=Exp(-uij)

⑻

式中yij表示竹林地塊處于生產(chǎn)函數(shù)的前沿面；xij表示影響竹林生產(chǎn)技術(shù)效率的外生變量；E(·)表示對括號中的數(shù)學(xué)式所求的期望值；TEij表示竹林地塊的生產(chǎn)技術(shù)效率，當(dāng)uij>0，0

利用Frontier 4.1軟件對農(nóng)戶竹林生產(chǎn)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的參數(shù)估計(jì)，對影響竹林生產(chǎn)技術(shù)效率因素進(jìn)行“一步法”的參數(shù)估計(jì)。當(dāng)回歸系數(shù)通過統(tǒng)計(jì)上的顯著性檢驗(yàn)，且回歸系數(shù)為正(負(fù))時(shí)，表明增加該變量值不利于(有利于)生產(chǎn)技術(shù)效率的提高。

2 結(jié)果與分析

2.1 勞動力老齡化及其影響狀況分析

2.1.1 從事竹林生產(chǎn)的勞動力老齡化客觀存在

為了分析勞動力老齡化對竹林生產(chǎn)技術(shù)效率的影響，重點(diǎn)關(guān)注從事竹林生產(chǎn)勞動力的老齡化狀況。根據(jù)世界衛(wèi)生組織(WHO)的最新定義，44歲及以下為青年人，45～59歲為中年人，60歲及以上為老年人[9]，因此采用60歲及以上作為反映勞動力老齡化的指標(biāo)。在101個(gè)樣本農(nóng)戶中，共有405人，其中有勞動力290人，占總?cè)藬?shù)的71.6%；60歲及以上人數(shù)為77人，占總?cè)藬?shù)的19.01%。從事竹林生產(chǎn)的勞動力143人，占勞動力總數(shù)的49.31%；其中60歲及以上人數(shù)為30人，占從事竹林生產(chǎn)勞動力總數(shù)的20.98%。采用勞動力平均年齡來分析年齡與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)關(guān)系有效且合理[27]，因此勞動力年齡采用家庭從事竹林生產(chǎn)勞動力的平均年齡。在總樣本101戶農(nóng)戶中，勞動力年齡在60歲及以上、55～59歲(即將步入老齡化)、50～54歲、45～49歲、44歲及以下的農(nóng)戶占樣本總數(shù)的比例分別為20.79%、17.82%、15.84%、22.77%和22.77%，其中40歲以下的僅占7.92%?？梢?，在樣本地區(qū)從事竹林生產(chǎn)的勞動力老齡化現(xiàn)象是客觀存在的。

2.1.2 勞動力老齡化可能會增加竹林生產(chǎn)勞動力投入并降低竹林產(chǎn)出水平

從整體來看，101戶農(nóng)戶的243塊竹林地的平均單位面積總產(chǎn)值為0.79萬元/hm2(表1)。勞動力年齡在55～59歲之間的農(nóng)戶，竹林地塊的單位面積總產(chǎn)值最高，比平均單位面積總產(chǎn)值高39.17個(gè)百分點(diǎn)；而勞動力年齡為60歲及以上的農(nóng)戶，竹林地塊的單位面積總產(chǎn)值最低，比平均單位面積總產(chǎn)值低30.29個(gè)百分點(diǎn)。這表明勞動力老齡化可能會降低竹林產(chǎn)出水平。從竹林生產(chǎn)的投入要素來看，勞動力年齡較大的農(nóng)戶，單位面積勞動力投入相對較高，年齡為60歲及以上的農(nóng)戶，單位面積勞動力投入比平均單位面積勞動力投入高6.29個(gè)百分點(diǎn)。而單位面積的資本投入隨著勞動力年齡的增長卻呈不規(guī)則變化。這表明勞動力老齡化會導(dǎo)致竹林生產(chǎn)勞動力要素增加，而并未表明資本投入也會隨之增加。

表 1 不同年齡段農(nóng)戶的單位面積竹林地投入產(chǎn)出狀況

2.2 隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型估計(jì)結(jié)果分析

表 2 假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

通過計(jì)算橫截面數(shù)據(jù)似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量對模型設(shè)定進(jìn)行檢驗(yàn)的結(jié)果如表2所示。檢驗(yàn)結(jié)果拒絕了假設(shè)1和假設(shè)2的零假設(shè)，說明超越對數(shù)函數(shù)形式的前沿函數(shù)設(shè)定更適合所使用的數(shù)據(jù)、竹林生產(chǎn)技術(shù)效率變化同時(shí)還受到一些特定環(huán)境變量的影響。

表 3 超越對數(shù)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型估計(jì)結(jié)果

Table 3 The results of the translog stochastic frontier production function

自變量參數(shù)系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤t值Constantβ07.720.7310.56Lnlabijβ10.720.312.31Lnareijβ20.580.321.79Lncapijβ3-0.290.12-2.500.5×(Lnlabij)2β4-0.290.10-2.840.5×(Lnareij)2β50.090.071.240.5×(Lncapij)2β60.050.013.98Lnlabij×Lnareijβ70.100.071.42Lnlabij×Lncapijβ80.070.041.98Lnareij×Lncapijβ9-0.080.04-2.02

說明：、、分別代表10%、5%、1%的顯著水平，下同。

對農(nóng)戶竹林生產(chǎn)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型參數(shù)估計(jì)的結(jié)果如表3所示。γ值為0.912 8，極顯著，表明混合誤差項(xiàng)中的變異主要來源于技術(shù)無效率，即沒有達(dá)到生產(chǎn)前沿面的91.28%是由技術(shù)無效率引起的，而隨機(jī)干擾因素引起的誤差僅為8.72%。另外，模型的對數(shù)似然函數(shù)值為-192.85，極顯著，說明采用超越對數(shù)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型是合理的。從估計(jì)結(jié)果來看，勞動力投入要素的參數(shù)估計(jì)結(jié)果顯著為正，而勞動力投入平方項(xiàng)的參數(shù)估計(jì)結(jié)果是極顯著為負(fù)，表明勞動力投入對竹林地塊產(chǎn)出的貢獻(xiàn)為正，在竹林生產(chǎn)過程中，勞動力存在一定的短缺，隨著勞動力投入的不斷增加，出現(xiàn)勞動力過剩；土地投入要素參數(shù)估計(jì)僅在一定程度上顯著為正，表明土地投入對竹林地塊產(chǎn)出的貢獻(xiàn)為正，樣本地區(qū)竹林地塊的單位面積產(chǎn)出能力較高；資本投入要素參數(shù)估計(jì)結(jié)果是顯著為負(fù)，而資本投入平方項(xiàng)的參數(shù)估計(jì)結(jié)果是極顯著為正，表明竹林生產(chǎn)投入物質(zhì)資本的利用程度不高，導(dǎo)致竹林地塊產(chǎn)出水平較低，隨著農(nóng)戶對竹林生產(chǎn)重視度的提高，物質(zhì)資本投入的不斷增加，資本投入對竹林地塊產(chǎn)出的貢獻(xiàn)轉(zhuǎn)為正。

調(diào)查數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明：竹林地塊的勞動力投入、土地投入和資本投入的均值分別為27.67工日、0.93塊和957.34元(標(biāo)準(zhǔn)差分別為31.33、1.49和1 916.23)。勞動力要素、土地要素及資本要素的產(chǎn)出彈性的計(jì)算結(jié)果表明：勞動力要素、土地要素及資本要素投入每增加1%，竹林產(chǎn)出將分別增加24.92%、35.89%和25.28%。在現(xiàn)有生產(chǎn)力條件下，可以通過增加這3種投入要素來提高竹林地的產(chǎn)出水平。理論上增加勞動力投入可以增加產(chǎn)出，但是在實(shí)際的調(diào)研過程中發(fā)現(xiàn)，竹林生產(chǎn)屬勞動密集型，需要投入大量的勞動力，所以大多數(shù)農(nóng)戶需要通過雇工才能完成，但是由于竹林生產(chǎn)的季節(jié)性與勞動力價(jià)格過高等因素影響，調(diào)研地區(qū)試圖通過增加勞動力投入來提高竹林產(chǎn)出水平無法實(shí)現(xiàn)。另外，土地投入要素和資本投入要素的產(chǎn)出彈性均大于0，因此可以通過擴(kuò)大竹林生產(chǎn)面積和增加資金投入來提高竹林的產(chǎn)出水平。

2.3 技術(shù)效率模型估計(jì)結(jié)果分析

表 4 技術(shù)效率模型估計(jì)結(jié)果

竹林地生產(chǎn)技術(shù)效率反映了運(yùn)用現(xiàn)有生產(chǎn)技術(shù)實(shí)現(xiàn)竹林生產(chǎn)的最大產(chǎn)出水平。利用Frontier 4.1得到對竹林生產(chǎn)技術(shù)效率影響因素進(jìn)行“一步法”參數(shù)估計(jì)的結(jié)果如表4所示。

第一，樣本地區(qū)竹林生產(chǎn)平均技術(shù)效率為66.68%，表明通過現(xiàn)有的生產(chǎn)要素組合可以獲得66.68%的產(chǎn)出，若消除技術(shù)效率損失，竹林生產(chǎn)技術(shù)效率存在33.32%的提升空間。

第二，老年戶對竹林生產(chǎn)技術(shù)效率產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。在控制年輕戶、家庭特征、竹林地特征等外生變量的情況下，老年戶對竹林生產(chǎn)技術(shù)效率的影響系數(shù)為正，且極顯著，表明老年戶降低了竹林生產(chǎn)技術(shù)效率。一般情況下，勞動力老齡化對竹林生產(chǎn)技術(shù)效率的影響取決于“積累效應(yīng)”與“老化效應(yīng)”的相對大小[28]。隨著年齡的增長，勞動力通過在干中學(xué)不斷積累和提高竹林生產(chǎn)方面的經(jīng)驗(yàn)和技能，從而有利于提高竹林生產(chǎn)技術(shù)效率，即產(chǎn)生“積累效應(yīng)”。但是，老齡化會使勞動力的體能不如青年時(shí)期，在竹林生產(chǎn)勞動強(qiáng)度、時(shí)間上呈報(bào)酬遞減的趨勢，加上老齡勞動力對竹林生產(chǎn)新技術(shù)接納能力較弱，使用新技術(shù)的可能性較小，從而不利于竹林生產(chǎn)技術(shù)效率的提高，即產(chǎn)生“老化效應(yīng)”。實(shí)證結(jié)果表明：樣本地區(qū)勞動力老齡化帶來的“老化效應(yīng)”大于“積累效應(yīng)”，對竹林生產(chǎn)技術(shù)效率產(chǎn)生不利影響。

第三，在控制變量中，竹林收入比例、家庭勞動力規(guī)模、竹林地是否為租入地塊對竹林生產(chǎn)技術(shù)效率均有正向影響，分別達(dá)到顯著、一定程度和極顯著影響。這主要是因?yàn)檗r(nóng)戶的竹林收入占家庭收入比例越高，對竹林生產(chǎn)的依賴性也越大。通過租入竹林地塊來擴(kuò)大竹林生產(chǎn)面積，表明農(nóng)戶越重視竹林生產(chǎn)，愿意花更多時(shí)間和精力去經(jīng)營竹林地塊生產(chǎn)，有利于提高竹林生產(chǎn)技術(shù)效率。調(diào)研地區(qū)多丘陵和山地，竹林生產(chǎn)機(jī)械利用程度較低，勞動力供給依然是提高竹林生產(chǎn)技術(shù)效率的主要制約因素，家庭勞動力數(shù)量較多的農(nóng)戶有利于竹林地的集約化經(jīng)營。

另外，家庭經(jīng)營的竹林地塊數(shù)對竹林生產(chǎn)技術(shù)效率產(chǎn)生負(fù)向影響，而且是顯著影響。導(dǎo)致這種現(xiàn)象的原因可能是農(nóng)戶家庭經(jīng)營的竹林地塊數(shù)越多，越不利于機(jī)械設(shè)備的使用，加上勞動力在不同地塊之間奔波時(shí)間的增加，導(dǎo)致資源的浪費(fèi)，從而影響竹林生產(chǎn)技術(shù)效率的提高。

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

基于浙江省安吉縣農(nóng)戶竹林生產(chǎn)的微觀數(shù)據(jù)，通過建立超越對數(shù)隨機(jī)前沿模型，對竹林生產(chǎn)技術(shù)效率及影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，并著重分析勞動力老齡化對竹林生產(chǎn)技術(shù)效率的影響，得出結(jié)論：

第一，竹林生產(chǎn)技術(shù)無效程度較為嚴(yán)重，平均技術(shù)效率僅為66.68%；在現(xiàn)有技術(shù)和生產(chǎn)要素投入下，農(nóng)戶竹林生產(chǎn)技術(shù)效率還存在較大的提升空間；隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)的誤差主要來源于技術(shù)非效率，僅有8.72%的誤差是由隨機(jī)干擾因素引起的；勞動力要素、土地要素及資本要素的產(chǎn)出彈性分別為0.249 2、0.358 9、0.252 8，由于竹林生產(chǎn)的季節(jié)性與勞動力價(jià)格過高等因素影響，擴(kuò)大竹林生產(chǎn)面積及增加資本投入是提高當(dāng)?shù)刂窳之a(chǎn)出水平的重要方式。

第二，勞動力老齡化顯著降低了竹林生產(chǎn)技術(shù)效率，農(nóng)村勞動力老齡化的“老化效應(yīng)”超過了“積累效應(yīng)”，竹林收入比例越大、家庭勞動力數(shù)量越多及竹林地為租入地塊均有利于竹林生產(chǎn)技術(shù)效率的提高；家庭經(jīng)營的竹林地塊數(shù)越多越不利于提高竹林生產(chǎn)技術(shù)效率。

另外，需要說明的是，所使用的是浙江省安吉縣農(nóng)戶竹林生產(chǎn)的微觀橫截面數(shù)據(jù)，考慮竹林生產(chǎn)具有大小年周期特征，缺乏技術(shù)進(jìn)步的動態(tài)分析，并且地域特征較明顯，這一結(jié)論是否也適用于其他林產(chǎn)品的生產(chǎn)和其他地區(qū)，需要進(jìn)一步研究驗(yàn)證。

3.2 建議

農(nóng)村勞動力老齡化對中國農(nóng)村社會和經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來了深刻的影響，提出如下建議：

一是提高竹林生產(chǎn)資本投入量及農(nóng)戶竹林生產(chǎn)收入水平。當(dāng)?shù)卣畱?yīng)該積極引導(dǎo)農(nóng)戶合理分配竹林生產(chǎn)各投入要素，增加竹林生產(chǎn)灌溉、機(jī)械等資本投入的比例，合理優(yōu)化資源配置，推進(jìn)一、二、三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，延長竹林生產(chǎn)產(chǎn)業(yè)鏈，增加竹林生產(chǎn)的比較效益，提高農(nóng)戶的竹林生產(chǎn)收入水平。

二是建立和完善林地流轉(zhuǎn)機(jī)制，降低林地細(xì)碎化程度。加快林權(quán)交易市場建設(shè)，健全交易制度，降低林地流轉(zhuǎn)過程中產(chǎn)生的交易成本。鼓勵(lì)農(nóng)戶通過林地的轉(zhuǎn)讓、出租、入股等流轉(zhuǎn)方式，將林地向林業(yè)專業(yè)大戶、家庭林場等現(xiàn)代林業(yè)經(jīng)營主體集中，降低林地細(xì)碎化程度，實(shí)現(xiàn)林地規(guī)模經(jīng)營，進(jìn)一步提高竹林生產(chǎn)技術(shù)效率。

三是加強(qiáng)農(nóng)村勞動力的人力資本投入。通過引進(jìn)先進(jìn)的竹林生產(chǎn)技術(shù)和管理方法，加強(qiáng)技術(shù)培訓(xùn)和指導(dǎo)，提高農(nóng)戶林業(yè)生產(chǎn)的技術(shù)水平，充分發(fā)揮“積累效應(yīng)”對竹林生產(chǎn)的積極作用，進(jìn)而提高竹林生產(chǎn)技術(shù)效率。

同時(shí)，通過建立與完善農(nóng)村社會保障體系，提高老齡農(nóng)民的養(yǎng)老保險(xiǎn)水平，完善農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度，發(fā)展農(nóng)村體育事業(yè)，提高農(nóng)民的身體素質(zhì)，降低“老化效應(yīng)”對竹林生產(chǎn)造成的不利影響。

[1]張秀麗，謝屹，溫亞利，等．中國集體林權(quán)制度改革現(xiàn)狀與展望[J]．世界林業(yè)研究，2011，24(2)：64-69．

[2]RAWSKI T G，MEAD R W．On the trail of China’s phantom farmers[J]．WorldDevelopment，1998，26(5)：767-781．

[3]李旻，趙連閣．農(nóng)業(yè)勞動力“老齡化”現(xiàn)象及其對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響：基于遼寧省的實(shí)證分析[J]．農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2009(10)：12-18．

[4]SONG Y，VERNOOY R．Seeds of empowerment：Action research in the context of the feminization of agriculture in southwest China[J]．GenderTechnologyandDevelopment，2010，14(1)：25-44．

[5]曲兆鵬，趙忠．老齡化對我國農(nóng)村消費(fèi)和收入不平等的影響[J]．經(jīng)濟(jì)研究，2008(12)：85-99．

[6]李瀾，李陽．我國農(nóng)業(yè)勞動力老齡化問題研究：基于全國第二次農(nóng)業(yè)普查數(shù)據(jù)的分析[J]．農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2009(3)：61-66．

[7]何小勤．農(nóng)業(yè)勞動力老齡化研究：基于浙江省農(nóng)村的調(diào)查[J]．人口與經(jīng)濟(jì)，2013(2)：69-77．

[8]徐娜，張莉琴．勞動力老齡化對我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響[J]．中國農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)，2014，19(4)：227-233．

[9]楊志海，李鵬，王雅鵬．農(nóng)村勞動力老齡化對農(nóng)戶耕地利用效率的影響[J]．地域研究與開發(fā)，2015，34(5)：167-171．

[10]CHEN Z，HUFFMAN W E，ROZELLE S．Farm technology and technical efficiency：Evidence from four regions in China[J]．ChinaEconomicReview，2009，20(2)：153-161．

[11]DAVIS J，CASKIE P，WALLACE M，et al．Economics of farmer early retirement policy[J]．AppliedEconomics，2009，41(1)：35-43．

[12]胡雪枝，鐘甫寧．農(nóng)村人口老齡化對糧食生產(chǎn)的影響：基于農(nóng)村固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)的分析[J]．中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2012(7)：29-39．

[13]林本喜，鄧衡山．農(nóng)業(yè)勞動力老齡化對土地利用效率影響的實(shí)證分析：基于浙江省農(nóng)村固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)[J]．中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2012(4)：15-25．

[14]彭代彥，吳翔．中國農(nóng)業(yè)技術(shù)效率與全要素生產(chǎn)率研究：基于農(nóng)村勞動力結(jié)構(gòu)變化的視角[J]．經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2013(9)：68-76．

[15]成德寧，楊敏．農(nóng)業(yè)勞動力結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變對糧食生產(chǎn)效率的影響[J]．西北農(nóng)林科技大學(xué)學(xué)報(bào)(社會科學(xué)版)，2015，15(4)：19-26．

[16]ABDULAI A，EBERLIN R．Technical efficiency during economic reform in Nicaragua：Evidence from farm household survey data[J]．EconomicSystems，2001，25(2)：113-125．

[17]楊俊，楊鋼橋，胡賢輝．農(nóng)業(yè)勞動力年齡對農(nóng)戶耕地利用效率的影響：來自不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平地區(qū)的實(shí)證[J]．資源科學(xué)，2011(9)：1691-1698．

[18]LI M，SICULAR T．Aging of the labor force and technical efficiency in crop production：evidence from Liaoning province，China[J]．ChinaAgriculturalEconomicReview，2013，5(3)：342-359．

[19]宋長鳴，向玉林．林業(yè)技術(shù)效率及其影響因素研究：基于隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)[J]．林業(yè)經(jīng)濟(jì)，2012(2)：66-70．

[20]田淑英，許文立．基于DEA模型的中國林業(yè)投入產(chǎn)出效率評價(jià)[J]．資源科學(xué)，2012，34(10)：1944-1950．

[21]田杰，姚順波．中國林業(yè)生產(chǎn)的技術(shù)效率測算與分析[J]．中國人口·資源與環(huán)境，2013，23(11)：66-72．

[22]臧良震，支玲，齊新民．天保工程區(qū)農(nóng)戶林業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的影響因素：以重慶武隆縣為例[J]．北京林業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會科學(xué)版)，2011，10(4)：59-64．

[23]徐秀英，李蘭英，李曉格，等．林地細(xì)碎化對農(nóng)戶林業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的影響：以浙江省龍游縣竹林生產(chǎn)為例[J]．林業(yè)科學(xué)，2014，50(10)：106-112．

[24]薛彩霞，姚順波．西部地區(qū)不同類型農(nóng)戶林地經(jīng)營行為和技術(shù)效率研究：來自四川省雅安市的農(nóng)戶調(diào)查[J]．林業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2014，34(4)：298-303．

[25]RICHARD N，BOISVERT．The translog production function：Its properties，its several interpretations and estimation problems[J]．JournalofAgriculturalEconomicsResearch，1982，28(9)：5-35．

[26]BATTESE G E，COELLI T J．A model for technical inefficiency effects in a stochastic frontier production function for panel data[J]．Empiricaleconomics，1995，20(2)：325-332．

[27]BURTON R J F．An alternative to farmer age as an indicator of life-cycle stage：The case for a farm family age index[J]．JournalofRuralStudies，2006，22(4)：485-492．

[28]彭代彥，文樂．農(nóng)村勞動力老齡化、女性化降低了糧食生產(chǎn)效率嗎：基于隨機(jī)前沿的南北方比較分析[J]．農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2016(2)：32-44．

10.16832/j.cnki.1005-9709.2017.03.015

2017-01-04

國家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目(71273245)

楊水生(1992-)，男，江西萍鄉(xiāng)人，碩士生，從事林業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策方面的研究，(電話)15068177693，(E-mail)yangshuisheng@foxmail.com。

徐秀英(1965-)，女，浙江杭州人，教授，博士，碩士生導(dǎo)師，從事林業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策方面的研究，(電話)13858105802，(E-mail)zjfcxxy@aliyun.com。

F326.24

A

1005-9709(2017)03-0081-07