基于三階段數(shù)據(jù)包絡(luò)分析模型的竹林生產(chǎn)效率研究

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 杭州311300；2.浙江省農(nóng)民發(fā)展研究中心 浙江省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地，浙江 杭州311300）

基于三階段數(shù)據(jù)包絡(luò)分析模型的竹林生產(chǎn)效率研究

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 杭州311300；2.浙江省農(nóng)民發(fā)展研究中心 浙江省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地，浙江 杭州311300）

林業(yè)生產(chǎn)效率是關(guān)系林業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要問題。對(duì)林業(yè)生產(chǎn)效率進(jìn)行科學(xué)地測(cè)算與分析，真實(shí)反映林業(yè)生產(chǎn)效率的實(shí)際狀況，以期為提高林業(yè)生產(chǎn)效率提供科學(xué)依據(jù)。以竹林生產(chǎn)為例，基于浙江省安吉縣6個(gè)行政村110戶農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，應(yīng)用三階段數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）模型對(duì)農(nóng)戶竹林生產(chǎn)效率進(jìn)行測(cè)算與評(píng)價(jià)分析。結(jié)果表明：環(huán)境變量中，戶主受教育年限、竹林收入比例、家庭從事竹林生產(chǎn)人數(shù)、家庭經(jīng)營(yíng)竹林地塊數(shù)對(duì)竹林生產(chǎn)效率有顯著的負(fù)向影響；戶主年齡、參與竹林生產(chǎn)技術(shù)培訓(xùn)、林權(quán)證的獲得對(duì)竹林生產(chǎn)效率有顯著的正向影響。在剔除環(huán)境效應(yīng)和隨機(jī)誤差影響后，樣本戶竹林生產(chǎn)平均技術(shù)效率由0.537下降為0.436，平均純技術(shù)效率由0.602上升至0.803，而平均規(guī)模效率則由0.891下降至0.556；竹林生產(chǎn)規(guī)模報(bào)酬均處于遞增階段。基于上述分析，提出降低竹林地細(xì)碎化程度，引導(dǎo)農(nóng)戶合理配置竹林生產(chǎn)投入要素，進(jìn)一步明晰竹林地產(chǎn)權(quán)，加大對(duì)農(nóng)戶竹林生產(chǎn)技術(shù)培訓(xùn)力度等建議。表6參27

林業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)；竹林生產(chǎn)效率；三階段數(shù)據(jù)包絡(luò)分析模型；環(huán)境效應(yīng)；隨機(jī)誤差；安吉縣

20世紀(jì)80年代初期的林業(yè) “三定”（穩(wěn)定山權(quán)林權(quán)、劃定自留山、確定林業(yè)生產(chǎn)責(zé)任制）以來，農(nóng)戶逐漸成為重要的林業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)主體。林業(yè)生產(chǎn)效率關(guān)系到林業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，如何優(yōu)化林業(yè)生產(chǎn)要素的配置，提高現(xiàn)有資源的利用效率，使實(shí)際林產(chǎn)品的產(chǎn)出接近潛在產(chǎn)出，并厘清哪些因素會(huì)影響林業(yè)生產(chǎn)效率，是進(jìn)一步深化集體林權(quán)制度改革的重要舉措。因此研究如何提高林業(yè)生產(chǎn)效率對(duì)于促進(jìn)農(nóng)民增產(chǎn)增收、發(fā)展地區(qū)經(jīng)濟(jì)具有十分重要的意義。近年來，林業(yè)生產(chǎn)效率的研究一直受到國(guó)內(nèi)外學(xué)者的重視，并展開了大量的研究。部分學(xué)者基于宏觀統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）模型或隨機(jī)前沿分析（SFA）模型對(duì)中國(guó)各省份林業(yè)生產(chǎn)效率進(jìn)行了測(cè)算與評(píng)價(jià)［1-4］，也有學(xué)者對(duì)國(guó)外木材采伐經(jīng)營(yíng)效率進(jìn)行了分析［5-6］。部分學(xué)者基于農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，主要采用DEA方法對(duì)農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)林產(chǎn)品（以杉木Cunninghamia lanceolata或果林為主）的生產(chǎn)效率進(jìn)行實(shí)證分析［7-9］。學(xué)者們?cè)趯?duì)林業(yè)生產(chǎn)效率進(jìn)行測(cè)算的基礎(chǔ)上，對(duì)林業(yè)生產(chǎn)效率的影響因素進(jìn)行了分析［10-12］，徐秀英等［11］利用改進(jìn)的C-D（COBB-DOUGLAS）生產(chǎn)函數(shù)模型實(shí)證分析了林地細(xì)碎化對(duì)竹林產(chǎn)出的影響。然而傳統(tǒng)DEA方法不能剔除環(huán)境效應(yīng)和隨機(jī)誤差的影響［13-14］，難以真實(shí)地反映林業(yè)生產(chǎn)效率的實(shí)際狀況。FRIED等［15］提出的三階段DEA模型可以剔除環(huán)境效應(yīng)和隨機(jī)誤差的影響，能夠客觀真實(shí)地測(cè)算生產(chǎn)效率。為此，部分學(xué)者采用三階段DEA模型對(duì)福建省林業(yè)生產(chǎn)效率進(jìn)行了評(píng)價(jià)分析［16-17］，研究發(fā)現(xiàn)規(guī)模無(wú)效是導(dǎo)致效率低下的主要原因。從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，以竹林作為研究對(duì)象，基于農(nóng)戶微觀層面數(shù)據(jù)進(jìn)行生產(chǎn)效率分析的較為薄弱，采用三階段DEA模型對(duì)竹林生產(chǎn)效率進(jìn)行分析的則更為少見。竹林資源是世界上重要的森林資源，而中國(guó)是世界上最主要的產(chǎn)竹國(guó)，浙江省作為中國(guó)竹林資源的主要分布區(qū)之一，其竹林年總產(chǎn)值居于全國(guó)前列，但竹林生產(chǎn)效率并不高［18］。鑒于此，以浙江省安吉縣農(nóng)戶竹林生產(chǎn)的微觀數(shù)據(jù)為例，采用三階段DEA模型，期望對(duì)竹林生產(chǎn)效率進(jìn)行更為準(zhǔn)確的測(cè)算；另外，找出主要影響竹林生產(chǎn)效率的因素，為政府部門決策提供依據(jù)。

1 數(shù)據(jù)來源及研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

安吉縣隸屬于浙江省湖州市，常住人口46萬(wàn)人，總面積為1 886 km2，森林覆蓋率71.1%，林地面積13.83萬(wàn)hm2，其中竹林面積7.20萬(wàn)hm2，有 “中國(guó)竹鄉(xiāng)”的美譽(yù)。安吉縣有毛竹Phyllostachys edulis林5.66萬(wàn)hm2，占林地總面積40.93%，竹林面積的78.61%。毛竹現(xiàn)存量為1.8億株，采伐3 000萬(wàn)株·a-1，生產(chǎn)竹筍5.6萬(wàn)t·a-1。因此，選擇安吉縣的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)來研究竹林生產(chǎn)效率具有代表性。

本研究所使用的數(shù)據(jù)來源于2015年7月對(duì)浙江省安吉縣3個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)6個(gè)行政村的農(nóng)戶調(diào)查，抽取的3個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)（孝豐鎮(zhèn)、杭垓鎮(zhèn)、報(bào)福鎮(zhèn)）為縣內(nèi)竹林資源較為豐富。樣本村和樣本農(nóng)戶均采取隨機(jī)抽樣的方法抽取，選取行政村2個(gè)·鄉(xiāng)鎮(zhèn)-1，共6個(gè)行政村，選取農(nóng)戶20個(gè)·村-1，共調(diào)查農(nóng)戶120戶，剔除無(wú)經(jīng)營(yíng)竹林生產(chǎn)的樣本和無(wú)效樣本后，共獲得有效問卷110份，有效率91.67%。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(yíng)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 研究方法

數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）模型［19］自 1978年提出以來，已經(jīng)由最初的 CCR（CHARNES，COOPER和RHODES）模型發(fā)展到現(xiàn)在的幾十種擴(kuò)展模型。其中學(xué)者們針對(duì)傳統(tǒng)DEA模型沒有考慮環(huán)境因素影響的缺陷，提出了包括兩階段DEA法、三階段DEA法以及四階段DEA法的調(diào)整方法［20］。其中三階段DEA模型由于剔除了外部環(huán)境等非經(jīng)營(yíng)性因素對(duì)效率的影響，能夠更加準(zhǔn)確地測(cè)算生產(chǎn)效率［15］。

第1階段：傳統(tǒng)DEA模型（BCC模型）。選取農(nóng)戶作為決策單元，由于農(nóng)戶更加容易控制生產(chǎn)過程中的投入要素，因此，該階段采用以一定產(chǎn)出水平下投入最小化為目標(biāo)的投入導(dǎo)向BCC（BANKER，CHARNES和COOPER）模型。該模型已經(jīng)非常成熟，不再進(jìn)行詳細(xì)描述。

第2階段：類似SFA模型。第1階段BCC模型計(jì)算得到竹林面積、資本投入、勞動(dòng)力投入的松弛變量值，由于3種投入松弛變量受環(huán)境效應(yīng)、隨機(jī)誤差和管理無(wú)效率的影響，通過建立類似SFA模型分別觀察上述3種因素對(duì)松弛變量的影響，以此調(diào)整投入要素，使得決策單元處于相同的環(huán)境和運(yùn)氣下。建立類似SFA模型：

式（1）中：sij表示第j個(gè)決策單元第i項(xiàng)投入的松弛變量；fi（zj;βi）表示環(huán)境效應(yīng)對(duì)投入松弛變量的影響；vij+uij是混合誤差項(xiàng)，其中vij表示隨機(jī)誤差，假設(shè)其服從N（0，σ2vi）分布，而uij表示管理無(wú)效率，假設(shè)其服從截?cái)嗾龖B(tài)分布 N+（ui， σ2ui）， uij與 vij相互獨(dú)立不相關(guān)。 另外， 公式 γ＝σ2ui/（σ2vi+σ2ui）中， γ 為待估參數(shù)，表示混合誤差項(xiàng)中管理無(wú)效率所占的比例，其取值介于0到1之間。當(dāng)γ趨向于1時(shí)，表明生產(chǎn)函數(shù)的誤差主要是由管理因素引起；而當(dāng)γ趨向于0時(shí)，表明生產(chǎn)函數(shù)的誤差主要是由隨機(jī)誤差引起。

其次，在 “成本函數(shù)”隨機(jī)前沿模型中，計(jì)算管理無(wú)效率的估計(jì)公式［21］如下：

式（2）中： εj＝vij+uij， σ2＝σu2+σv2， λ＝σu+σv。 結(jié)合式（1）和式（2）， 推導(dǎo)出隨機(jī)誤差的計(jì)算公式：

式（3）中： sij可由第 1 階段 DEA 模型求出， fi（zj;是可觀測(cè)的環(huán)境變量，uij｜vij+uij］可由式（2）求得。

在此基礎(chǔ)上，對(duì)各決策單元的投入進(jìn)行調(diào)整，剔除環(huán)境效應(yīng)和隨機(jī)誤差的影響，使其面臨相同的環(huán)境和運(yùn)氣。基于最有效的決策單元，給出計(jì)算調(diào)整各投入量的公式：

式（4）中：xij為生產(chǎn)過程中的初始投入值，x＾ij為調(diào)整后的投入值， β＾i和v＾ij分別表示環(huán)境變量參數(shù)和隨機(jī)干擾項(xiàng)的估計(jì)值。

第3階段：調(diào)整后的DEA模型。針對(duì)調(diào)整后的投入值與原產(chǎn)出值，使用BCC模型，重新測(cè)算各決策單元的生產(chǎn)效率。

2 變量選取及描述統(tǒng)計(jì)

2.1 投入產(chǎn)出變量選取及描述統(tǒng)計(jì)

本研究以調(diào)查農(nóng)戶為決策單元，考慮到竹林生產(chǎn)存在明顯的大小年現(xiàn)象，投入產(chǎn)出變量均采用樣本農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)竹林地的2013-2014年的平均值。其中竹林產(chǎn)出變量為竹材產(chǎn)值和竹筍產(chǎn)值的加總；竹林投入變量選取包括土地投入、資本投入和勞動(dòng)力投入［17］。土地投入指農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)的竹林地總面積；資本投入包括化肥、灌溉、竹筍覆蓋物費(fèi)用及其他物質(zhì)費(fèi)用；勞動(dòng)力投入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8 h·d-1折算成工日。農(nóng)戶家庭竹林生產(chǎn)投入產(chǎn)出情況見表1。

DEA模型要求各投入變量與產(chǎn)出變量之間必須符合 “同向性”原則，一般采用Pearson相關(guān)性檢驗(yàn)方法對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)［22］。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。結(jié)果顯示：竹林面積、資本和勞動(dòng)力的投入與竹林總產(chǎn)值之間的相關(guān)系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，表明各投入變量與產(chǎn)出變量之間滿足 “同向性”原則，具有合理性。

2.2 環(huán)境變量選取及描述統(tǒng)計(jì)

環(huán)境變量是指影響生產(chǎn)效率的外部客觀環(huán)境因素［22］。結(jié)合已有研究［23-24］，環(huán)境變量選取分別為農(nóng)戶人力資本特征變量、家庭經(jīng)營(yíng)特征變量、竹林地細(xì)碎化變量以及相關(guān)政策因素等?？紤]到生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)決策直接影響生產(chǎn)效率的高低，農(nóng)戶家庭的決策多數(shù)是由戶主來決定，因此農(nóng)戶人力資本特征變量選取戶主年齡及受教育年限來衡量［16］。家庭經(jīng)營(yíng)特征變量選取竹林收入比例、家庭從事竹林生產(chǎn)人數(shù)來衡量。一般竹林收入占比及從事竹林生產(chǎn)人數(shù)越多的農(nóng)戶，其生產(chǎn)的專業(yè)性越強(qiáng)。根據(jù)斯密的分工理論，專業(yè)化可以帶來效率。竹林地細(xì)碎化變量選取農(nóng)戶家庭竹林地塊數(shù)來衡量。一般來說竹林地細(xì)碎化會(huì)降低竹林生產(chǎn)的規(guī)模效應(yīng)，影響竹林生產(chǎn)效率［11］。選取是否獲得林權(quán)證來衡量政府對(duì)林業(yè)發(fā)展的政策因素［16］。是否獲得林權(quán)證主要表現(xiàn)為集體林權(quán)制度改革后林地的地權(quán)穩(wěn)定性，地權(quán)越穩(wěn)定，越有利于農(nóng)戶對(duì)竹林生產(chǎn)進(jìn)行長(zhǎng)期投資。此外，選取是否參與竹林生產(chǎn)技術(shù)培訓(xùn)作為配套集體林權(quán)制度改革服務(wù)變量［25］。是否參與竹林生產(chǎn)技術(shù)培訓(xùn)表現(xiàn)為政府在指導(dǎo)林業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中提供的技術(shù)支持，技術(shù)培訓(xùn)一般有利于竹林生產(chǎn)技術(shù)的更新，是促進(jìn)生產(chǎn)效率提高的重要因素。環(huán)境變量的說明及描述統(tǒng)計(jì)見表3。

表1 農(nóng)戶家庭竹林生產(chǎn)投入產(chǎn)出情況Table 1 Status of bamboo production of households’input and output

表2 竹林投入與產(chǎn)出變量的Pearson相關(guān)系數(shù)Table 2 Pearson correlation coefficient of household input and output variables

表3 環(huán)境變量的說明及描述統(tǒng)計(jì)Table 3 Interpretation and statistical description of environment variables

由表3可知：農(nóng)戶戶主平均年齡為53.63歲，表明從事竹林生產(chǎn)的農(nóng)戶戶主年齡較大；戶主平均受教育年限為6.38 a，文化程度主要集中在小學(xué)、初中；農(nóng)戶家庭竹林收入占家庭總收入的比例平均為19%，平均每個(gè)家庭從事竹林生產(chǎn)的人數(shù)為1.37個(gè)，表明調(diào)研地區(qū)農(nóng)戶竹林生產(chǎn)在家庭經(jīng)濟(jì)中占有一定的地位；農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)的竹林地塊數(shù)戶均為3.61塊，竹林生產(chǎn)的細(xì)碎化程度較高。另外，樣本農(nóng)戶竹林地林權(quán)證獲得率為91%，還有少部分農(nóng)戶竹林地沒有拿到林權(quán)證，表明調(diào)研地區(qū)林權(quán)主體改革尚未徹底。家庭有成員參與竹林生產(chǎn)技術(shù)培訓(xùn)的農(nóng)戶僅占樣本總數(shù)的25%，表明重要的林權(quán)配套改革——技術(shù)服務(wù)開展程度較低。

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 第1階段DEA實(shí)證結(jié)果

利用DEAP 2.1軟件對(duì)110個(gè)樣本農(nóng)戶的竹林生產(chǎn)效率進(jìn)行測(cè)算［26］，竹林生產(chǎn)各效率值測(cè)算結(jié)果如表4所示。

由表4可以看出：樣本地區(qū)竹林生產(chǎn)效率整體水平不高，平均技術(shù)效率為0.537，離最優(yōu)效率值1還有較大的差距。如果消除技術(shù)效率損失，竹林生產(chǎn)存在46.30%的提升空間。而竹林生產(chǎn)平均純技術(shù)效率和平均規(guī)模效率分別為0.602和0.891，竹林生產(chǎn)規(guī)模效率更接近生產(chǎn)前沿面，表明純技術(shù)效率無(wú)效是導(dǎo)致生產(chǎn)效率低下的主要原因。在110戶農(nóng)戶樣本中，僅有9戶農(nóng)戶處于竹林生產(chǎn)有效率狀態(tài)（技術(shù)效率為1，且純技術(shù)效率與規(guī)模效率均為1），僅占到了樣本農(nóng)戶總數(shù)的8.18%。竹林生產(chǎn)技術(shù)效率、純技術(shù)效率處于無(wú)效率程度中等及以下的戶數(shù)分別有84戶、77戶，占樣本農(nóng)戶總數(shù)的76.36%和70.00%。而規(guī)模效率為無(wú)效率程度輕微和有效率的有99戶，占樣本總數(shù)的90.00%。

表4 農(nóng)戶竹林生產(chǎn)效率分布Table 4 The distribution of the bamboo production efficiency of households

3.2 第2階段SFA回歸結(jié)果

由第1階段得到了各松弛變量值，通過運(yùn)用Frontier 4.1軟件，將其分解為環(huán)境效應(yīng)、隨機(jī)誤差和管理無(wú)效率。各松弛量作為因變量，將7個(gè)環(huán)境變量作為自變量，建立類似SFA模型，得到回歸結(jié)果如表5所示。

表5 第2階段SFA估計(jì)結(jié)果Table 5 The result of SFA regression in the second stage

由表5可知：竹林面積、資本和勞動(dòng)力3種投入松弛變量的γ值都接近于1，且均達(dá)到了1%的顯著水平，表明管理因素對(duì)3種投入要素的影響占據(jù)主導(dǎo)地位，對(duì)竹林生產(chǎn)效率存在顯著的影響；同時(shí)還說明管理無(wú)效率是混合誤差項(xiàng)變異的主要影響因素，驗(yàn)證了運(yùn)用SFA模型的合理性。

進(jìn)一步分析環(huán)境因素對(duì)竹林生產(chǎn)投入松弛變量的影響，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。具體分析結(jié)果如下：

第一，農(nóng)戶人力資本特征變量。戶主年齡對(duì)竹林面積松弛變量的系數(shù)為負(fù)，并在1%的統(tǒng)計(jì)水平上通過顯著性檢驗(yàn)。表明隨著戶主年齡的增長(zhǎng)，竹林面積松弛量會(huì)減少，可能是因?yàn)槟挲g較大的農(nóng)民在干中學(xué)積累了豐富的生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)，有利于降低竹林面積投入要素的資源浪費(fèi)，進(jìn)而對(duì)竹林生產(chǎn)效率產(chǎn)生有利影響。戶主受教育年限對(duì)竹林面積松弛變量、勞動(dòng)力投入松弛變量的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正。結(jié)合樣本特點(diǎn)，88.18%的戶主受教育年限在9 a及以下，農(nóng)戶戶主文化水平普遍較低，而受教育年限較多的戶主往往傾向于向城市和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，缺乏竹林生產(chǎn)的經(jīng)驗(yàn)和技術(shù)，并疏于竹林地的經(jīng)營(yíng)管理，抑制了農(nóng)戶竹林生產(chǎn)效率的提高。

第二，家庭經(jīng)營(yíng)特征變量。竹林收入占比對(duì)資本投入松弛變量、勞動(dòng)力投入松弛變量的系數(shù)為正，分別在1%，10%的水平上顯著，表明竹林收入比例增加時(shí)，資本投入松弛變量、勞動(dòng)力投入松弛變量也會(huì)增加。家庭從事竹林生產(chǎn)人數(shù)對(duì)竹林面積松弛變量、勞動(dòng)力投入松弛變量的系數(shù)為正，且均通過1%的顯著性檢驗(yàn)。表明隨著農(nóng)戶家庭從事竹林生產(chǎn)勞動(dòng)力數(shù)量的增加，竹林面積松弛變量、勞動(dòng)力投入松弛變量也會(huì)增加?？赡苁且?yàn)檗r(nóng)戶家庭在竹林生產(chǎn)中投入越多勞動(dòng)力以及竹林收入占比越大時(shí)，表明農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)較為單一、對(duì)竹林生產(chǎn)的依賴性越大，這就使得農(nóng)戶存在較高的生產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)，高風(fēng)險(xiǎn)可能帶來農(nóng)戶生產(chǎn)的過度投入［27］。從而造成投入資源的浪費(fèi)，對(duì)竹林生產(chǎn)效率產(chǎn)生不利的影響。

第三，竹林地細(xì)碎化變量。竹林地塊數(shù)對(duì)3種投入松弛變量的系數(shù)均為正，且均通過1%的顯著性檢驗(yàn)，表明農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)竹林地塊數(shù)增多時(shí)，3種投入松弛量將會(huì)增加，導(dǎo)致3種投入要素的過度浪費(fèi)，對(duì)竹林生產(chǎn)效率產(chǎn)生不利的影響。一方面是因?yàn)橹窳值丶?xì)碎化程度越高，就越不便于先進(jìn)機(jī)械和技術(shù)的推廣應(yīng)用，難以實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營(yíng)；另一方面，家庭經(jīng)營(yíng)竹林地塊數(shù)越多，越不利于統(tǒng)一經(jīng)營(yíng)管理，造成農(nóng)戶在不同地塊之間奔波時(shí)間的增加，在一定程度上造成資源浪費(fèi)，從而影響竹林生產(chǎn)效率的提高。

第四，相關(guān)政策因素。家庭成員是否有人參與竹林生產(chǎn)技術(shù)培訓(xùn)對(duì)3種投入松弛變量的系數(shù)均為負(fù)，且均通過1%的顯著性檢驗(yàn)；是否獲得林權(quán)證對(duì)3種投入松弛變量的系數(shù)也均為負(fù)，竹林面積松弛變量、資本投入松弛變量均在1%的水平上顯著。表明農(nóng)戶家庭有成員參與竹林生產(chǎn)技術(shù)培訓(xùn)或者竹林地有林權(quán)證，有利于3種投入松弛變量的減少。說明林業(yè)生產(chǎn)技術(shù)培訓(xùn)作為集體林權(quán)制度改革的配套服務(wù)有利于竹林生產(chǎn)效率的提高，林權(quán)證的發(fā)放使得產(chǎn)權(quán)更加明晰和安全，增強(qiáng)了農(nóng)戶進(jìn)行竹林生產(chǎn)的積極性，并進(jìn)行生產(chǎn)要素的合理配置，進(jìn)而減少了3種投入要素的浪費(fèi)。

3.3 調(diào)整后的DEA實(shí)證結(jié)果

根據(jù)式（4）得到調(diào)整后的竹林生產(chǎn)投入要素值，將初始產(chǎn)出值與調(diào)整后的投入值再次進(jìn)行BCC模型測(cè)算，最后得到竹林生產(chǎn)各效率值及其區(qū)間分布，如表6所示。

表6 調(diào)整的農(nóng)戶竹林生產(chǎn)效率分布Table 6 Distribution of the bamboo production efficiency of households

對(duì)比表4和表6可以看出：在剔除環(huán)境效應(yīng)和隨機(jī)誤差對(duì)效率影響后的同質(zhì)環(huán)境下，第3階段的竹林生產(chǎn)平均技術(shù)效率從第1階段的0.537下降為0.436，下降幅度為18.81%；平均純技術(shù)效率由0.602上升為0.803，上升幅度為33.39%；平均規(guī)模效率由0.891下降為0.556，下降幅度達(dá)37.6%。調(diào)整之后的純技術(shù)效率更為接近效率前沿面，規(guī)模效率低下成為農(nóng)戶竹林生產(chǎn)效率低下的主要制約因素。在110戶農(nóng)戶樣本中，僅有3戶農(nóng)戶的竹林生產(chǎn)處于有效率狀況，比調(diào)整前降低66.67%。竹林生產(chǎn)技術(shù)效率、純技術(shù)效率處于無(wú)效率程度中等及以下的農(nóng)戶比例分別為84.54%和29.09%，分別比第1階段高8.17個(gè)百分點(diǎn)和低40.91個(gè)百分點(diǎn)，而規(guī)模效率為無(wú)效率程度輕微和有效率占比35.46%，比第1階段低54.54個(gè)百分點(diǎn)。調(diào)整后的規(guī)模效率大幅度下降，表明農(nóng)戶竹林生產(chǎn)的實(shí)際規(guī)模效率并沒有那么高；而調(diào)整后的純技術(shù)效率大幅度上升，表明調(diào)整前農(nóng)戶竹林生產(chǎn)的純技術(shù)效率較低是由于較差的外部環(huán)境導(dǎo)致的。另外，農(nóng)戶竹林生產(chǎn)規(guī)模報(bào)酬均處于遞增階段，農(nóng)戶擴(kuò)大竹林生產(chǎn)規(guī)模，各種生產(chǎn)要素投入量增加1倍將獲得大于1倍的產(chǎn)出增加，表明樣本地區(qū)農(nóng)戶竹林生產(chǎn)效率著重改進(jìn)的方向?yàn)樘岣咭?guī)模效率。

4 結(jié)論及建議

本研究基于浙江省安吉縣農(nóng)戶竹林生產(chǎn)微觀數(shù)據(jù)，采用三階段DEA模型，對(duì)竹林生產(chǎn)效率及其影響因素進(jìn)行了分析。得出以下主要結(jié)論：①第1階段測(cè)算結(jié)果顯示：竹林生產(chǎn)平均技術(shù)效率為0.537，平均純技術(shù)效率為0.602，平均規(guī)模效率為0.891。表明農(nóng)戶竹林生產(chǎn)效率整體水平較低，純技術(shù)效率無(wú)效是導(dǎo)致生產(chǎn)效率低下的主要原因。在現(xiàn)有生產(chǎn)水平下，若消除技術(shù)無(wú)效率，竹林的產(chǎn)出水平還能提高46.3%。②第3階段測(cè)算結(jié)果顯示：竹林生產(chǎn)平均技術(shù)效率為0.436，平均純技術(shù)效率為0.803，平均規(guī)模效率為0.556。表明當(dāng)剔除環(huán)境效應(yīng)和隨機(jī)誤差的影響后，即所有農(nóng)戶面臨同質(zhì)的環(huán)境和運(yùn)氣時(shí)，竹林產(chǎn)出水平還能提高56.4%。同時(shí)，對(duì)比調(diào)整前后的技術(shù)效率、純技術(shù)效率及規(guī)模效率，都有較大幅度的變化，技術(shù)效率的下降主要受規(guī)模效率的大幅度下降的影響，而純技術(shù)效率有一定程度的上升。③通過第2階段的SFA回歸分析發(fā)現(xiàn)，環(huán)境變量中，戶主受教育年限、竹林收入比例、家庭從事竹林生產(chǎn)人數(shù)、家庭經(jīng)營(yíng)竹林地塊數(shù)是竹林生產(chǎn)效率提高的不利因素；戶主年齡、參與竹林生產(chǎn)技術(shù)培訓(xùn)、林權(quán)證的獲得是竹林生產(chǎn)技術(shù)效率提高的有利因素，有利于生產(chǎn)要素的優(yōu)化配置。

根據(jù)以上結(jié)論，建議：第一，降低竹林地細(xì)碎化程度。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(chǎng)等現(xiàn)代林業(yè)經(jīng)營(yíng)主體集中，實(shí)現(xiàn)林地規(guī)模經(jīng)營(yíng)，并降低竹林地的細(xì)碎化程度，進(jìn)一步提高竹林生產(chǎn)效率。第二，引導(dǎo)農(nóng)戶合理配置竹林生產(chǎn)要素。在增加竹林生產(chǎn)規(guī)模的同時(shí)，應(yīng)注意不能盲目地?cái)U(kuò)大生產(chǎn)投入，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，特別是應(yīng)采用機(jī)械等先進(jìn)技術(shù)設(shè)備來代替林業(yè)勞動(dòng)力，合理優(yōu)化資源配置，減少資源浪費(fèi)。第三，進(jìn)一步明晰竹林地產(chǎn)權(quán)。新一輪集體林權(quán)制度改革的林權(quán)主體改革尚未徹底，當(dāng)?shù)卣畱?yīng)加強(qiáng)勘界發(fā)證工作，確保林權(quán)證發(fā)放到農(nóng)戶，提高農(nóng)戶林業(yè)生產(chǎn)的積極性。第四，加大對(duì)農(nóng)戶竹林生產(chǎn)的技術(shù)培訓(xùn)力度。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，促進(jìn)林業(yè)生產(chǎn)效率的提高。

［1］ 李春華，李寧，駱華瑩，等.基于DEA方法的中國(guó)林業(yè)生產(chǎn)效率分析及優(yōu)化路徑［J］.中國(guó)農(nóng)學(xué)通報(bào)，2011， 27（19）： 55-59.LI Chunhua,LI Ning,LUO Huaying,et al.The efficiency analysis and path optimization of forestry input-output in China based on data envelopment analysis ［J］.Chin Agric Sci Bull,2011,27（19）:55-59.

［2］ 田淑英，許文立.基于DEA模型的中國(guó)林業(yè)投入產(chǎn)出效率評(píng)價(jià)［J］.資源科學(xué)，2012，34（10）：1944-1950.TIAN Shuying,XU Wenli.Evaluation of China’s forestry input-output efficiency based on DEA modeling ［J］.Resour Sci,2012,34（10）:1944-1950.

［3］ 宋長(zhǎng)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)，2012，34（2）：66-70.SONG Changming， XIANG Yulin.Study of forestry industry’s technical efficiency and its influencing factor—based on stochastic frontier production function model［J］.For Econ,2012,34（2）:66-70.

［4］ 田杰，姚順波.中國(guó)林業(yè)生產(chǎn)的技術(shù)效率測(cè)算與分析［J］.中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2013，23（11）：66-72.TIAN Jie,YAO Shunbo.Research on technical efficiency of forestry production in China ［J］.China Popul Resour Environ,2013,23（11）:66-72.

［5］ CARTER D R,CUBBAGE F W.Stochastic frontier estimation and sources of technical efficiency in southern timber harvesting ［J］.For Sci,1995,41（3）:576-593.

［6］ SALEHIRAD N,SOWLATI T.Productivity and efficiency assessment of the wood industry:a review with a focus on Canada ［J］.For Prod J,2006,56（11/12）:25-32.

［7］ 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(huì)科學(xué)版）， 2011， 10（4）： 59-64.ZANG Liangzhen,ZHI Ling,QI Xinmin.Influencing factors of farmers forestry production efficiency in natural forest protection project areas:a case of Wulong County in Chongqing City ［J］.J Beijing For Univ Soc Sci,2011,10（4）:59-64.

［8］ 翟秋，李樺，姚順波.后林權(quán)改革視角下家庭林地經(jīng)營(yíng)效率研究［J］.西北農(nóng)林科技大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2013， 13（2）： 64-69.ZHAI Qiu,LI Hua,YAO Shunbo.Research on efficiency of household forestland operating based on forest tenure reform:the case of collective forestland in countries of Sha and Shunchuang of Fujian Province ［J］.J Northwest Aamp;F Univ Soc Sci Ed,2013,13（2）:64-69.

［9］ 張春霞，許佳賢，黃森慰，等.基于木材供給生產(chǎn)目標(biāo)下林農(nóng)經(jīng)營(yíng)規(guī)模效率研究：以福建省杉木用材林為例［J］.中南林業(yè)科技大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版）， 2010， 4（2）： 5-7， 31.ZHANG Chunxia,XU Jiaxian,HUANG Senwei,et al.A research into forestry farmer’s management scale efficiency based on the production aim of timber supply:a case study of fir timber in Fujian Province ［J］.J Centr South Univ of For Technol Soc Sci,2010,4（2）:5-7,31.

［10］ MANAGI S.Productivity measures and effects from subsidies and trade:an empirical analysis for Japan’s forestry［J］.Appl Econ,2010,42（30）:3871-3883.

［11］ 徐秀英，付雙雙，李曉格，等.林地細(xì)碎化、規(guī)模經(jīng)濟(jì)與竹林生產(chǎn)：以浙江龍游縣為例［J］.資源科學(xué)，2014， 36（11）： 2379-2385.XU Xiuying,FU Shuangshuang,LI Xiaoge,et al.Forestland fragmentation,economies of scale and bamboo production ［J］.Resour Sci,2014,36（11）:2379-2385.

［12］ 許佳賢，蘇時(shí)鵬，黃安勝，等.農(nóng)戶林業(yè)經(jīng)營(yíng)效率及其影響因素分析：基于閩浙贛235個(gè)固定觀察點(diǎn)6年的調(diào)查數(shù)據(jù)［J］.農(nóng)村經(jīng)濟(jì)， 2014（11）： 42-46.XU Jiaxian,SU Shipeng,HUANG Ansheng,et al.Farmers forestry management efficiency and its influencing factors:a study based on survey data of 235 fixed observation point 6 years from Fujian,Zhejiang and Jiangxi ［J］.Rural E-con,2014（11）:42-46.

［13］ KORHONEN P J,SIITARI P A.A dimensional decomposition approach to identifying efficient units in large-scale DEA models ［J］.Comput Oper Res,2009,36（1）:234-244.

［14］ TYAGI P,YADAV S P,SINGH S P.Relative performance of academic departments using DEA with sensitivity analysis ［J］.Evalu Progr Plan,2009,32（2）:168-177.

［15］ FRIED H O,LOVELL C A K,SCHMIDT S S,et al.Accounting for environmental effects and statistical noise in data envelopment analysis ［J］.J Prod Anal,2002,17（1）:157-174.

［16］ 李樺，姚順波，劉璨，等.集體林分權(quán)條件下不同經(jīng)營(yíng)類型商品林生產(chǎn)要素投入及其效率：基于三階段DEA模型及其福建、江西農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)［J］.林業(yè)科學(xué)，2014，50（12）：122-130.LI Hua,YAO Shunbo,LIU Can,et al.Input of production factors for different operational types of commercial forests and the technical efficiency in the reform of collective forestry property right system:based on three-stage DEA model and household data of Fujian and Jiangxi Province ［J］.Sci Silv Sin,2014,50（12）:122-130.

［17］ 申津羽，韓笑，侯一蕾，等.基于三階段DEA模型的南方集體林區(qū)不同林業(yè)經(jīng)營(yíng)形式效率研究［J］.南京林業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（自然科學(xué)版）， 2015， 39（2）： 104-110.SHEN Jinyu,HAN Xiao,HOU Yilei,et al.Measuring the technical efficiency of different forestry management model in southern community forest area using three-stage DEA analysis ［J］.J Nanjing For Univ Nat Sci Ed,2015,39（2）:104-110.

［18］ 付雙雙，徐秀英，吳偉光.林農(nóng)毛竹生產(chǎn)效率及其影響因素［J］.浙江農(nóng)林大學(xué)學(xué)報(bào)，2015，32（4）：596-602.FU Shuangshuang,XU Xiuying,WU Weiguang.Analysis on the determinants of Phyllostachys edulis’s input-output efficiency ［J］.J Zhejiang Aamp;F Univ,2015,32（4）:596-602.

［19］ CHARNES A,COOPER W W,RHODES E.Measuring the efficiency of decision making units ［J］.Europ J Oper Res,1978,2（6）:429-444.

［20］ 羅登躍.三階段DEA模型管理無(wú)效率估計(jì)注記［J］.統(tǒng)計(jì)研究，2012，29（4）：104-107.LUO Dengyue.A note on estimating managerial inefficiency of three-stage DEA model ［J］.Stat Res,2012,29（4）:104-107.

［21］ KUMBHAKAR S C.Decomposition of technical change into input-specific components:a factor augmenting approach［J］.Jpn World Econ,2002,14（3）:243-264.

［22］ 郭軍華，倪明，李幫義.基于三階段DEA模型的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率研究［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2010（12）：27-38.GUO Junhua,NI Ming,LI Bangyi.Research on agricultural production efficiency based on three-stage DEA model［J］.J Quant Tech Econ,2010（12）:27-38.

［23］ CONWAY M C,AMACHER G S,SULLIVAN J,et al.Decisions nonindustrial forest landowners make:an empirical examination ［J］.J For Econ,2003,9（3）:181-203.

［24］ ZHANG Daowei,OWIREDU E A.Land tenure,market,and the establishment of forest plantations in Ghana ［J］.For Policy Econ,2007,9（6）:602-610.

［25］ 蘇時(shí)鵬，馬梅蕓，林群.集體林權(quán)制度改革后農(nóng)戶林業(yè)全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)：基于福建農(nóng)戶的跟蹤調(diào)查［J］.林業(yè)科學(xué)， 2012， 48（6）： 127-135.SU Shipeng,MA Meiyun,LIN Qun.Farmer forestry total factor productivity changes after the collective forestry property rights system reform:based on households surveys in Fujian Province ［J］.Sci Silv Sin,2012,48（6）:127-135.

［26］ 廖文梅，廖冰，金志農(nóng).林農(nóng)經(jīng)濟(jì)林經(jīng)營(yíng)效率及其影響因素分析：以贛南原中央蘇區(qū)為例［J］.農(nóng)林經(jīng)濟(jì)管理學(xué)報(bào)， 2014， 13（5）： 490-498.LIAO Wenmei,LIAO Bing,JIN Zhinong.Efficiency and factors influencing forest farmers’operated economic forest:a case study of Gannan Central Soviet Area ［J］.J Agro-For Econ Manage,2014,13（5）:490-498.

［27］ FOSTER W E,RAUSSER G C.Farmer behavior under risk of failure ［J］.Am J Agric Econ,1991,73（5）:276-288.

Research on bamboo production efficiency based on three-stage DEA model

YANG Shuisheng1,XU Xiuying1,2,FU Jiaoyan1,XU Jinhan1
（1.School of Economic and Management,Zhejiang A ＆ F University,Hangzhou 311300,Zhejiang,China； 2.Rural Development Research Center of Zhejiang,Key Research Base of Philosophy and Social Science of Zhejiang,Hangzhou 311300,Zhejiang,China）

Forestry production efficiency is an important issue in the development forestry economics.Measuring and analysing the efficiency of forestry production scientifically,which reflect truly the actual situation of forestry production efficiency to provide a scientific basis for improving forestry production efficiency.This paper forecasted and evaluated bamboo production efficiency using the three-stage Data Envelopment Analysis（DEA） model.The dataset adopted in the study was first hand data,collected based on 110 surveys from 6 administrative villages in Anji County in Zhejiang Province.The results showed:Among the environment variables,significant negative effects were found for factors such as the years of education for the householder,income ratio for bamboo production compare to total income,the number of family members engaged in the production of bamboo,the total size of land for bamboo production;while the following elements showed significant positive effects for bamboo production:age of household head,involvement in technical training in bamboo production,and certificate of forestland.After excluding the impact of environmental effects and random errors,this studies found that the sample household bamboo production average technical efficiency value showed asignificant decreased,from 0.537 to 0.436,while the average pure technical efficiency value from 0.602 to 0.803,and the average scale efficiency value decreased from 0.891 to 0.556.At the same time,increasing return to scale was witnessed for bamboo production.Based on the above analysis,suggestions,such as reduce the fragmentation of bamboo forestland,guide farmers to allocate bamboo production factors rationally,clarify the property rights of bamboo forestland,strengthen technical training for farmers’ bamboo production,are put forward. ［Ch,6 tab.27 ref.］

forest economics;bamboo production efficiency;three-stage DEA model;environment effect;random error;Anji County

S7-98

A

2095-0756（2017）06-1128-09

10.11833/j.issn.2095-0756.2017.06.022

2016-12-05；

2017-04-05

國(guó)家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目（71273245）；浙江省財(cái)政廳提升地方高校辦學(xué)水平專項(xiàng)（農(nóng)民發(fā)展研究創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)）

楊水生，從事林業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策研究。E-mail：yangshuisheng@foxmail.com。通信作者：徐秀英，教授，博士，從事林業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策研究。E-mail：zjfcxxy@aliyun.com