農(nóng)戶層面的農(nóng)業(yè)耕地規(guī)模對(duì)生產(chǎn)效率的影響
——對(duì)我國(guó)廣東、江西、河北三省142個(gè)農(nóng)戶的跟蹤調(diào)查

一 引 言

改革開(kāi)放以來(lái)，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制的實(shí)施顯著促進(jìn)了我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展(黃季焜，2004)[1]。1978-2015年期間，我國(guó)糧食單產(chǎn)從2527公斤/公頃上升到5452公斤/公頃，累計(jì)增長(zhǎng)近116%，年均增長(zhǎng)約2%(中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，2016)[2]。在較長(zhǎng)一段時(shí)期內(nèi)，農(nóng)業(yè)穩(wěn)步持續(xù)增產(chǎn)成為農(nóng)民增收的重要途徑。近年來(lái)，隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化進(jìn)程的不斷加快，大量農(nóng)村剩余勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)非農(nóng)部門(mén)轉(zhuǎn)移，逐漸使得非農(nóng)收入成為中國(guó)農(nóng)民家庭的主要收入來(lái)源(姜長(zhǎng)云，2008)[3]。

一般而言，農(nóng)民增收的途徑，除了增加家庭生產(chǎn)要素(例如土地、勞動(dòng)力和資本)投入，更重要的是通過(guò)優(yōu)化生產(chǎn)要素配置和采用先進(jìn)技術(shù)來(lái)提高生產(chǎn)效率。在微觀層面，生產(chǎn)效率是指經(jīng)營(yíng)主體采用先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)和有效生產(chǎn)要素配置方式以實(shí)現(xiàn)產(chǎn)量或收益最大化的能力(Chavas et al., 2005)[4]。農(nóng)民的生產(chǎn)效率可以從農(nóng)作物層面、農(nóng)業(yè)層面和農(nóng)戶層面來(lái)考察，農(nóng)戶層面生產(chǎn)效率與以往文獻(xiàn)中所指的農(nóng)作物和農(nóng)業(yè)層面的生產(chǎn)效率具有較大差異。具體而言，農(nóng)作物層面生產(chǎn)效率以特定農(nóng)作物生產(chǎn)為研究對(duì)象，反映的是特定農(nóng)作物生產(chǎn)過(guò)程中農(nóng)民實(shí)現(xiàn)產(chǎn)量或收入最大化的能力。相比而言，農(nóng)業(yè)層面生產(chǎn)效率關(guān)注的范圍更廣，但也僅限于農(nóng)民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)量或收入最大化的能力。在農(nóng)民農(nóng)作物種植結(jié)構(gòu)單一和不從事非農(nóng)生產(chǎn)的條件下，研究農(nóng)作物和農(nóng)業(yè)層面生產(chǎn)效率對(duì)于引導(dǎo)農(nóng)民更合理地配置生產(chǎn)要素和采用先進(jìn)技術(shù)具有重要意義。但是，在農(nóng)民參與非農(nóng)生產(chǎn)的條件下，僅僅研究農(nóng)作物和農(nóng)業(yè)層面的生產(chǎn)效率對(duì)于引導(dǎo)農(nóng)民在農(nóng)業(yè)和非農(nóng)生產(chǎn)之間合理配置生產(chǎn)要素缺乏有效參考價(jià)值。農(nóng)民在同時(shí)從事農(nóng)業(yè)和非農(nóng)生產(chǎn)時(shí)，其整個(gè)家庭是一個(gè)獨(dú)立決策單元，任何生產(chǎn)要素配置都將在家庭層面進(jìn)行決策，而特定農(nóng)作物生產(chǎn)乃至農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的要素配置都僅為家庭決策的一部分。但是，農(nóng)戶層面生產(chǎn)效率，可以通過(guò)把農(nóng)業(yè)和非農(nóng)生產(chǎn)納入統(tǒng)一框架來(lái)反映農(nóng)民實(shí)現(xiàn)家庭總產(chǎn)出和收入最大化的能力。因此，從農(nóng)戶層面對(duì)農(nóng)民的生產(chǎn)效率進(jìn)行定量研究對(duì)于引導(dǎo)農(nóng)民合理配置家庭生產(chǎn)要素以獲取最大化產(chǎn)出或收入具有重要實(shí)踐指導(dǎo)意義。

規(guī)模和生產(chǎn)效率的關(guān)系是經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)中歷久彌新的研究問(wèn)題。本文關(guān)注的問(wèn)題是，在農(nóng)民同時(shí)從事農(nóng)業(yè)和非農(nóng)生產(chǎn)的條件下，農(nóng)業(yè)耕地規(guī)模將對(duì)農(nóng)戶層面生產(chǎn)效率產(chǎn)生什么影響？農(nóng)業(yè)耕地規(guī)模越大還是越小更有利于農(nóng)戶層面生產(chǎn)效率提高？科學(xué)準(zhǔn)確回答上述問(wèn)題，對(duì)于當(dāng)前中國(guó)推進(jìn)農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營(yíng)以及保障農(nóng)民家庭收入持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)具有重要政策含義。為此，本文首先采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(Data Envelopment Analysis，DEA)的方法估算農(nóng)戶層面技術(shù)效率和分配效率水平。技術(shù)效率反映了給定生產(chǎn)投入條件下實(shí)際產(chǎn)出和潛在最大產(chǎn)出之間的關(guān)系，衡量了農(nóng)民在家庭生產(chǎn)要素不變情況下獲取最大化產(chǎn)出的能力。但是，技術(shù)效率未能考慮不同種類(lèi)農(nóng)業(yè)和非農(nóng)產(chǎn)出的價(jià)格差異。換言之，農(nóng)民獲取最大產(chǎn)出的能力并不一定反映其獲取最大收入的能力。相比而言，分配效率反映了給定生產(chǎn)條件下實(shí)際收入和潛在最大收入之間的關(guān)系，衡量了農(nóng)民在家庭生產(chǎn)要素不變情況下獲取最大收入的能力。在此基礎(chǔ)上，本文構(gòu)建計(jì)量模型定量分析農(nóng)業(yè)耕地規(guī)模對(duì)農(nóng)戶層面技術(shù)效率和分配效率的影響。

下面的內(nèi)容結(jié)構(gòu)安排是：第二部分為文獻(xiàn)綜述，對(duì)國(guó)內(nèi)外農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率估算及其與生產(chǎn)規(guī)模關(guān)系的相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行綜述；第三部分建立中國(guó)農(nóng)戶同時(shí)參與農(nóng)業(yè)和非農(nóng)生產(chǎn)條件下的農(nóng)戶層面技術(shù)效率和分配效率的理論框架，以及農(nóng)業(yè)耕地規(guī)模對(duì)農(nóng)戶層面技術(shù)效率和分配效率影響的計(jì)量模型，并介紹數(shù)據(jù)來(lái)源；第四部分討論農(nóng)戶層面技術(shù)效率和分配效率的估算結(jié)果，分析農(nóng)業(yè)耕地規(guī)模對(duì)農(nóng)戶層面技術(shù)效率和分配效率影響的計(jì)量結(jié)果；第五部分為結(jié)論和政策啟示。

二 文獻(xiàn)綜述

國(guó)內(nèi)外學(xué)者就農(nóng)民的生產(chǎn)效率估算展開(kāi)了探索，主要有兩類(lèi)估算方法。第一類(lèi)是直接采用土地、勞動(dòng)或資本等偏要素生產(chǎn)率，或者全要素生產(chǎn)率作為生產(chǎn)效率的替代變量，這些文獻(xiàn)從不同側(cè)面衡量了不同類(lèi)型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的產(chǎn)出能力(申紅芳等，2013)[5]。第二類(lèi)主要采用參數(shù)和非參數(shù)方法估算農(nóng)民的生產(chǎn)效率。其中，參數(shù)方法采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法估計(jì)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)(Stochastic Frontier Production Function)，進(jìn)而計(jì)算實(shí)際產(chǎn)出與潛在最大產(chǎn)出之間的比例作為生產(chǎn)效率的一個(gè)替代變量(Feng，2008[6]；Tan et al.，2010[7])。相比而言，非參數(shù)方法主要是采用DEA方法來(lái)估算每一個(gè)生產(chǎn)單元的生產(chǎn)效率，從而避免了參數(shù)方法需要對(duì)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行嚴(yán)格設(shè)定的難題(劉萬(wàn)利和許昆鵬，2011[8]；時(shí)悅，2007[9]；王文剛等，2012[10])。在生產(chǎn)效率的估算對(duì)象層面，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要是在特定農(nóng)作物或者農(nóng)業(yè)層面對(duì)生產(chǎn)效率進(jìn)行研究，從農(nóng)戶層面開(kāi)展生產(chǎn)效率研究的文獻(xiàn)尚不多。Chavas et al.(2005)[4]和趙建梅等(2013)[11]在考慮農(nóng)民從事非農(nóng)生產(chǎn)的條件下，采用DEA方法分別估算岡比亞和中國(guó)農(nóng)民的生產(chǎn)效率，并分析了農(nóng)戶層面生產(chǎn)效率的影響因素。

圍繞生產(chǎn)規(guī)模對(duì)生產(chǎn)效率的影響，國(guó)外部分學(xué)者考察了農(nóng)場(chǎng)或土地規(guī)模與土地生產(chǎn)率(單產(chǎn))之間的關(guān)系。例如，Sen(1962)[12]最早對(duì)印度的研究發(fā)現(xiàn)，印度的農(nóng)場(chǎng)規(guī)模和土地生產(chǎn)率呈負(fù)向關(guān)系。Dyer(1991)[13]研究認(rèn)為，在落后農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的靜態(tài)條件下，農(nóng)戶種植規(guī)模與生產(chǎn)率之間的關(guān)系是負(fù)向的，但是這種負(fù)向關(guān)系會(huì)隨著技術(shù)創(chuàng)新水平的提高而打破。而Kiani(2008)[14]基于巴基斯坦數(shù)據(jù)的分析結(jié)果卻表明，土地生產(chǎn)率與農(nóng)場(chǎng)規(guī)模之間盡管呈現(xiàn)負(fù)向關(guān)系，但是并不顯著，小規(guī)模和大規(guī)模農(nóng)場(chǎng)的土地生產(chǎn)率均高于中等規(guī)模農(nóng)場(chǎng)的土地生產(chǎn)率。國(guó)內(nèi)學(xué)者也從這個(gè)角度開(kāi)展了較多研究。例如，辛良杰等(2009)[15]研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶土地規(guī)模和土地生產(chǎn)率之間的關(guān)系是非線性的。王建英等(2015)[16]利用對(duì)江西省325個(gè)水稻種植戶的調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，在地塊層面土地生產(chǎn)率和農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)規(guī)模呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系。陳杰和蘇群(2016)[17]基于全國(guó)農(nóng)村固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)，對(duì)中國(guó)小麥、稻谷、玉米及大豆生產(chǎn)中土地生產(chǎn)率和土地規(guī)模的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩者之間的關(guān)系受到作物種植結(jié)構(gòu)和地區(qū)差異的影響。

與上述研究不同的是，部分學(xué)者首先估算了農(nóng)民的生產(chǎn)效率，在此基礎(chǔ)上建立計(jì)量模型來(lái)分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模對(duì)生產(chǎn)效率的影響。例如，Munir et al.(1999)[18]基于對(duì)印度旁遮普地區(qū)的調(diào)查數(shù)據(jù)，通過(guò)計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法估計(jì)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)估算農(nóng)場(chǎng)的技術(shù)效率，考察農(nóng)場(chǎng)規(guī)模與技術(shù)效率之間的關(guān)系，結(jié)果表明兩者之間的關(guān)系顯著為正。亢霞和劉秀梅(2005)[19]利用1992-2002年中國(guó)分省主要糧食作物的投入和產(chǎn)量數(shù)據(jù)，基于隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)估算了小麥、玉米、大豆、水稻的技術(shù)效率及其影響因素，結(jié)果發(fā)現(xiàn)擴(kuò)大土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模對(duì)糧食產(chǎn)量具有正向影響。李谷成等(2009)[20]在1999-2003年中國(guó)湖北省農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，考察了農(nóng)戶生產(chǎn)效率與生產(chǎn)規(guī)模之間的關(guān)系，認(rèn)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率與規(guī)模之間存在的負(fù)向關(guān)系應(yīng)從更高的視角進(jìn)行研究。劉天軍和蔡起華(2013)[21]利用陜西省210個(gè)獼猴桃農(nóng)戶的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，基于貝葉斯隨機(jī)前沿估計(jì)方法分析了不同經(jīng)營(yíng)規(guī)模農(nóng)戶的生產(chǎn)技術(shù)效率，結(jié)果表明經(jīng)營(yíng)規(guī)模的擴(kuò)大對(duì)農(nóng)戶生產(chǎn)技術(shù)效率具有顯著的正向影響。

總體而言，現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)農(nóng)民生產(chǎn)效率的研究仍然存在一些不足。首先，以往研究主要從農(nóng)作物或農(nóng)業(yè)層面研究農(nóng)民的生產(chǎn)效率，而從農(nóng)戶層面定量研究農(nóng)民生產(chǎn)效率的文獻(xiàn)較少。如前所述，開(kāi)展農(nóng)戶層面生產(chǎn)效率的定量研究對(duì)于在農(nóng)民同時(shí)從事農(nóng)業(yè)和非農(nóng)生產(chǎn)條件下引導(dǎo)農(nóng)民合理配置家庭生產(chǎn)要素以獲取最大化產(chǎn)量或收入具有重要意義。其次，農(nóng)民的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模對(duì)生產(chǎn)效率，尤其是農(nóng)戶層面生產(chǎn)效率影響的研究尚未形成一致結(jié)論。大多數(shù)文獻(xiàn)假定生產(chǎn)規(guī)模對(duì)生產(chǎn)效率的影響是單調(diào)的，較少考慮非單調(diào)性關(guān)系的可能，少數(shù)文獻(xiàn)提出農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)規(guī)模與土地生產(chǎn)率之間可能存在非線性關(guān)系，但未用實(shí)證方法作進(jìn)一步考察。

三 方法與數(shù)據(jù)

(一)生產(chǎn)效率估算

考察生產(chǎn)效率，首先是要區(qū)分其與生產(chǎn)率之間的差異。如前所述，生產(chǎn)效率是實(shí)際產(chǎn)出或收益與潛在最大產(chǎn)出或收益的比值，反映的是生產(chǎn)者有效利用生產(chǎn)技術(shù)或配置生產(chǎn)要素實(shí)現(xiàn)最大化產(chǎn)出或收益的能力；而生產(chǎn)率是指實(shí)際產(chǎn)出與生產(chǎn)要素投入的比值，反映的是生產(chǎn)要素的產(chǎn)出能力。關(guān)于生產(chǎn)效率估算，總體而言有參數(shù)和非參數(shù)兩類(lèi)方法。考慮到中國(guó)農(nóng)戶既從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)也從事非農(nóng)生產(chǎn)的現(xiàn)象普遍存在，本文借鑒Chavas et al.(2005)[4]的做法，采用基于產(chǎn)出的非參數(shù)方法估算農(nóng)民的技術(shù)效率和分配效率。本文把效率指數(shù)界定在[0，1]的封閉區(qū)間。

為了方便表述，首先對(duì)相關(guān)概念和變量進(jìn)行定義。假設(shè)一個(gè)擁有m個(gè)勞動(dòng)力的農(nóng)戶同時(shí)參與農(nóng)業(yè)和非農(nóng)生產(chǎn)活動(dòng)。不失一般性，假設(shè)該農(nóng)戶中第i個(gè)勞動(dòng)力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和非農(nóng)生產(chǎn)的時(shí)間分別為Ai和Bi，其中i=1，…，m，則A=(A1，…，Am)和B=(B1，…，Bm)分別是農(nóng)戶投入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和非農(nóng)生產(chǎn)的勞動(dòng)向量。同時(shí)，農(nóng)戶雇傭勞動(dòng)力H參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，s代表用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的物質(zhì)資本投入。農(nóng)業(yè)產(chǎn)出向量為q；非農(nóng)產(chǎn)出為Z。假設(shè)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出價(jià)格向量為p*本文假設(shè)非農(nóng)產(chǎn)出的價(jià)格為1，因此Z即代表了非農(nóng)產(chǎn)出水平，也代表了農(nóng)戶的非農(nóng)收入水平。。

技術(shù)效率反映的是給定生產(chǎn)投入條件下實(shí)際產(chǎn)出和潛在最大產(chǎn)出之間的關(guān)系，衡量了農(nóng)民在家庭生產(chǎn)要素不變情況下獲取最大化產(chǎn)出的能力。因此，一個(gè)同時(shí)參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和非農(nóng)生產(chǎn)的農(nóng)戶，其技術(shù)效率指數(shù)可以表述如下：

TE(s,A,H,B,q,Z,T)=minθ{θ: (s,A,H,B;q/θ,Z/θ)∈T,θ>0}

(1)

其中，TE是技術(shù)效率指數(shù)；T是農(nóng)戶面臨的生產(chǎn)技術(shù)集合。因此，(s，A，H，B；q，Z)∈T表示農(nóng)戶投入(s，A，H，B)可以生產(chǎn)出(q，Z)。如果技術(shù)效率TE=1，表示農(nóng)戶正處于生產(chǎn)技術(shù)前沿；如果技術(shù)效率TE<1，表示農(nóng)戶處于生產(chǎn)技術(shù)前沿以下，即缺乏技術(shù)效率。

由于技術(shù)效率沒(méi)有考慮不同農(nóng)業(yè)和非農(nóng)產(chǎn)出的價(jià)格差異，因此定義分配效率為給定生產(chǎn)投入條件下實(shí)際收入和潛在最大收入之間的關(guān)系，以其衡量農(nóng)民在家庭生產(chǎn)要素不變情況下獲取最大化收入的能力。因此，分配效率指數(shù)可以表述如下：

AE(p,s,A,H,B,T)={p′(q/TE)+Z/TE}/R(p,s,A,H,B,T)

(2)

其中，AE是分配效率指數(shù)。如果分配效率AE=1，表示利益最大化的農(nóng)戶關(guān)于產(chǎn)出的投入配置是有效率的，否則關(guān)于產(chǎn)出的投入配置不是有效率的。需要說(shuō)明的是，R(·)是給定投入集合的收入函數(shù)，具體定義如下：

R(p,s,A,H,B,T)=maxq, Z{p′q+Z:(s,A,H,B;q,Z)∈T}

(3)

(二)農(nóng)業(yè)耕地規(guī)模對(duì)農(nóng)戶層面生產(chǎn)效率的影響模型

本文的基本假設(shè)是，在農(nóng)戶同時(shí)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和非農(nóng)生產(chǎn)的條件下，其技術(shù)采用和生產(chǎn)要素配置決策不局限于特定農(nóng)作物乃至農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，而會(huì)不可避免地延伸到非農(nóng)生產(chǎn)范圍。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模較小的情況下，小幅度擴(kuò)大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模可能并不足以形成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的規(guī)模效應(yīng)，而且可能抑制農(nóng)戶的生產(chǎn)要素(例如，勞動(dòng))向技術(shù)更優(yōu)、回報(bào)更高的非農(nóng)生產(chǎn)流動(dòng)，最終導(dǎo)致農(nóng)戶層面生產(chǎn)效率降低；但是，當(dāng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模達(dá)到一定程度之后，規(guī)模效應(yīng)逐漸顯現(xiàn)；而且當(dāng)農(nóng)業(yè)收入成為農(nóng)戶主要收入來(lái)源時(shí)，農(nóng)戶可能會(huì)有意識(shí)地采用更優(yōu)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)，提高自身在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的生產(chǎn)要素配置能力，從而使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模和生產(chǎn)效率之間呈現(xiàn)正向關(guān)系。因此，本文構(gòu)建計(jì)量模型如下：

Efficiency=β0+β1Land+β2(Land×Land)+β3Rent+β4Male+β5Age+β6Educ+β7NHead+

β8Hsize+β9TLabor+β10NLabor+β11Dependency+β12Crop+β13Region+β14Year+u

(4)

式(4)中，Efficiency為農(nóng)戶層面生產(chǎn)效率，包括技術(shù)效率(TE)和分配效率(AE)；Land為實(shí)際農(nóng)業(yè)耕地面積；Land×Land為農(nóng)業(yè)耕地面積的平方；Rent為轉(zhuǎn)入耕地面積占總耕地面積的比重；Male為戶主是否為男性的虛擬變量；Age為戶主年齡；Educ為戶主受教育年限；NHead為戶主參加非農(nóng)生產(chǎn)虛擬變量；Hsize為家庭人口數(shù)；TLabor為總勞動(dòng)力數(shù)；NLabor為非農(nóng)勞動(dòng)力數(shù)；Dependency為撫養(yǎng)比，即非勞動(dòng)力數(shù)量與勞動(dòng)力數(shù)量的比值；Crop為農(nóng)作物種植結(jié)構(gòu)，包括水稻、玉米、小麥、棉花和蔬菜等主要農(nóng)作物虛擬變量；Region為地區(qū)虛擬變量；Year為年份虛擬變量；β0-β14為待估參數(shù)；u為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

由于生產(chǎn)效率是定義在[0，1]封閉區(qū)間的變量，因此采用普通最小二乘法對(duì)式(4)進(jìn)行回歸將得到非一致的估計(jì)結(jié)果。因此，本文將使用Tobit回歸對(duì)式(4)進(jìn)行估計(jì)，并使用聚類(lèi)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤控制可能存在的異方差性和序列相關(guān)性。

(三)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用的研究數(shù)據(jù)來(lái)自2012-2013年在我國(guó)廣東省、江西省和河北省5縣開(kāi)展的農(nóng)戶實(shí)地調(diào)查。具體調(diào)查區(qū)域?yàn)閺V東省廉江市、徐聞縣，江西省九江縣，以及河北省河間市、清河縣。按照隨機(jī)抽樣原則，每個(gè)縣選取2個(gè)樣本村，在每個(gè)樣本村選取20個(gè)農(nóng)戶。除部分隨機(jī)選取的農(nóng)民不能提供家庭成員從事農(nóng)業(yè)(含耕地規(guī)模)和非農(nóng)生產(chǎn)的完整信息外，共獲得142個(gè)有效樣本，樣本有效率達(dá)到71%。2012-2013年期間，通過(guò)對(duì)上述農(nóng)戶進(jìn)行跟蹤調(diào)查共獲得267個(gè)有效觀測(cè)值。

實(shí)地調(diào)查中，與本研究相關(guān)的調(diào)查內(nèi)容分為四類(lèi)：(1)農(nóng)戶個(gè)人及家庭基本特征，包括每個(gè)家庭成員的姓名、性別、年齡、受教育年限及是否勞動(dòng)力；(2)農(nóng)業(yè)耕地特征，包括農(nóng)業(yè)耕地面積及轉(zhuǎn)入耕地面積等；(3)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特征，包括種植的農(nóng)作物類(lèi)型，及每種農(nóng)作物種植面積、物質(zhì)投入、勞動(dòng)投入(含自投勞動(dòng)和雇傭勞動(dòng))、產(chǎn)量及出售價(jià)格等；(4)非農(nóng)生產(chǎn)特征，包括每個(gè)勞動(dòng)力是否參加非農(nóng)生產(chǎn)、非農(nóng)生產(chǎn)時(shí)間和收入等。

表1列出了樣本主要特征的描述性結(jié)果。總體而言，在有效樣本農(nóng)戶觀測(cè)中，男性占60%以上，平均年齡約53-55歲，受教育年限略高于6年(約為小學(xué)水平)。在所有樣本農(nóng)戶觀測(cè)中，幾乎超過(guò)50%的農(nóng)戶均參加非農(nóng)生產(chǎn)。就家庭特征而言，戶均家庭人口約5人，其中勞動(dòng)力約4人，其中1.4個(gè)勞動(dòng)力參加非農(nóng)生產(chǎn)。撫養(yǎng)比，即非勞動(dòng)力家庭成員與勞動(dòng)力家庭成員的比值，平均而言為0.3左右。在樣本農(nóng)戶觀測(cè)中，戶均耕地面積大約0.7公頃(即0.7×15=10.5畝)，其中轉(zhuǎn)入耕地面積約占總耕地面積的13%左右。

資料來(lái)源：作者根據(jù)實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)整理而得。

四 結(jié)果與討論

(一)生產(chǎn)效率估算結(jié)果

表2列出了本文用于估算生產(chǎn)效率的農(nóng)業(yè)和非農(nóng)生產(chǎn)的投入產(chǎn)出信息。就農(nóng)業(yè)生產(chǎn)而言，樣本農(nóng)戶的勞動(dòng)投入為年均634小時(shí)，其中2013年略高于2012年。投入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的物質(zhì)資本年均為7500元左右。相對(duì)應(yīng)地，農(nóng)業(yè)收入年均為23000元左右。在非農(nóng)生產(chǎn)中，樣本農(nóng)戶的年均勞動(dòng)投入約為16個(gè)月，而獲得的非農(nóng)收入為年均44000左右。這說(shuō)明，對(duì)于樣本農(nóng)戶而言，非農(nóng)收入幾乎為農(nóng)業(yè)收入的2倍，在農(nóng)民家庭收入中占有十分重要的地位。

表2 樣本農(nóng)戶農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的投入產(chǎn)出情況

資料來(lái)源：作者根據(jù)實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)整理而得。

表3列出了樣本農(nóng)戶層面生產(chǎn)效率的估算結(jié)果。總體而言，樣本農(nóng)戶的平均技術(shù)效率為0.949。其中，江西省九江縣的平均技術(shù)效率最低，僅為0.899，而最高的廣東省廉江市為0.976。除了不同地區(qū)農(nóng)戶技術(shù)效率存在較大差異外，本文也發(fā)現(xiàn)盡管農(nóng)戶層面技術(shù)效率仍然存在一定的改進(jìn)潛力，但是空間十分有限，因?yàn)橐延?15個(gè)樣本農(nóng)戶觀測(cè)是技術(shù)有效的，占總樣本農(nóng)戶觀測(cè)的80.2%左右。

表3 樣本農(nóng)戶生產(chǎn)效率估算結(jié)果

資料來(lái)源：作者根據(jù)實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)整理而得。

相比而言，樣本農(nóng)戶層面的平均分配效率偏低。如表3所示，分配效率均值僅為0.799，其中河北省清河縣低至0.711，而最高的江西省九江縣也僅為0.861。與此同時(shí)，僅43.1%的樣本農(nóng)戶觀測(cè)的分配效率等于1。平均而言，分配非效率解釋了近20%的農(nóng)戶收入損失，從而說(shuō)明樣本農(nóng)戶未能實(shí)現(xiàn)收益最大化，存在通過(guò)提高分配效率來(lái)改善收入水平的空間。

(二)Tobit回歸結(jié)果

本文首先采用Tobit回歸考察農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)耕地規(guī)模與農(nóng)戶層面生產(chǎn)效率的關(guān)系，同時(shí)使用聚類(lèi)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤控制可能存在的異方差性和序列相關(guān)性。計(jì)量回歸結(jié)果如表4所示。

研究結(jié)果表明，農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)耕地規(guī)模與農(nóng)戶層面生產(chǎn)效率之間存在顯著的“U”型關(guān)系。如表4所示，在技術(shù)效率和分配效率的結(jié)果中，農(nóng)業(yè)耕地面積的系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)，而農(nóng)業(yè)耕地面積平方項(xiàng)的系數(shù)卻均顯著為正。這說(shuō)明，農(nóng)業(yè)耕地規(guī)模與農(nóng)戶層面生產(chǎn)效率之間的關(guān)系是非線性的，即“U”型拋物線。進(jìn)一步計(jì)算各個(gè)變量的邊際效應(yīng)可知，當(dāng)農(nóng)業(yè)耕地面積為0.526公頃(約8畝)*為了計(jì)算農(nóng)戶層面生產(chǎn)效率最低點(diǎn)的農(nóng)業(yè)耕地面積，首先根據(jù)表4中的邊際效應(yīng)計(jì)算技術(shù)效率對(duì)農(nóng)業(yè)耕地面積的一階偏導(dǎo)數(shù)，并令該一階偏導(dǎo)數(shù)等于零。由于農(nóng)業(yè)耕地面積及其平方項(xiàng)的邊際效應(yīng)分別為-0.786和0.747，因此技術(shù)效率對(duì)農(nóng)業(yè)耕地面積的一階偏導(dǎo)數(shù)為-0.786+0.747×2×Land*=0，通過(guò)進(jìn)一步計(jì)算可得Land*=0.526公頃。農(nóng)戶層面分配效率最低點(diǎn)農(nóng)業(yè)耕地面積計(jì)算方法與此相同。時(shí)，農(nóng)戶層面技術(shù)效率最低。這說(shuō)明，當(dāng)農(nóng)業(yè)耕地面積小于0.526公頃時(shí)，農(nóng)戶層面技術(shù)效率隨著耕地面積增加而降低；但是當(dāng)農(nóng)業(yè)耕地面積大于0.526公頃時(shí)，農(nóng)戶層面技術(shù)效率將隨著耕地面積增加而提高。類(lèi)似地，使農(nóng)戶層面分配效率最低的農(nóng)業(yè)耕地規(guī)模是0.883公頃(約13畝)，當(dāng)農(nóng)業(yè)耕地面積小于0.883公頃時(shí)，農(nóng)戶層面分配效率隨著耕地面積增加而降低；但是當(dāng)農(nóng)業(yè)耕地面積大于0.883公頃時(shí)，農(nóng)戶層面分配效率將隨著耕地面積增加而提高。

表4 農(nóng)業(yè)耕地規(guī)模對(duì)農(nóng)戶層面生產(chǎn)效率影響的Tobit回歸結(jié)果

(續(xù)上表)

變量技術(shù)效率(TE)系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤邊際效應(yīng)分配效率(AE)系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤邊際效應(yīng) 撫養(yǎng)比(比值)0132 02430026-0100 0192-0040種植結(jié)構(gòu)： 水稻(種植=1，不種植=0)-01610166-0032-01240135-0050 玉米(種植=1，不種植=0)013802400027-01050124-0042 小麥(種植=1，不種植=0)-00340128-00070250???00800100 棉花(種植=1，不種植=0)0397??01740079-00430130-0017 蔬菜(種植=1，不種植=0)0619???01630123-00160084-0007常數(shù)項(xiàng)1251???04230825???0283Sigma0355???00440319???0022偽R平方03240307對(duì)數(shù)似然值-111606-159120F統(tǒng)計(jì)量26144085觀測(cè)值267267

注：(1)標(biāo)準(zhǔn)誤為聚類(lèi)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。(2)模型中均采用了縣市虛擬變量和年份虛擬變量來(lái)控制地區(qū)和時(shí)間效應(yīng)，但考慮篇幅未在本表報(bào)告。(3)*、**和***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

回歸結(jié)果與本文的基本假設(shè)是一致的。一方面，小幅度擴(kuò)大農(nóng)業(yè)耕地規(guī)模，農(nóng)民難以顯著地提高生產(chǎn)技術(shù)和要素配置水平、發(fā)揮農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的規(guī)模效應(yīng)，從而不能顯著促進(jìn)家庭總產(chǎn)出和總收入的提高。另一方面，農(nóng)業(yè)耕地規(guī)模擴(kuò)大必然在一定程度上減少農(nóng)戶對(duì)于非農(nóng)生產(chǎn)的要素投入，從而降低農(nóng)民從事非農(nóng)生產(chǎn)獲得的收入。換言之，在非農(nóng)生產(chǎn)報(bào)酬明顯高于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)報(bào)酬的條件下，小農(nóng)戶有限地?cái)U(kuò)大農(nóng)業(yè)耕地規(guī)模所增加的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出和收入不足以彌補(bǔ)非農(nóng)生產(chǎn)投入降低而減少的非農(nóng)產(chǎn)出和收入，這種由有限農(nóng)業(yè)耕地規(guī)模擴(kuò)大導(dǎo)致的家庭生產(chǎn)要素從非農(nóng)生產(chǎn)回流至農(nóng)業(yè)生產(chǎn)很可能是無(wú)效率的。因此，在農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體主要為小農(nóng)戶的條件下，實(shí)施農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營(yíng)必須避免掉入農(nóng)戶層面生產(chǎn)效率陷阱。在增加耕地面積以達(dá)到農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營(yíng)時(shí)，需要滿足兩個(gè)條件：(1)耕地面積應(yīng)大于上述農(nóng)戶層面技術(shù)效率和分配效率臨界點(diǎn)處的面積；(2)該面積所對(duì)應(yīng)的技術(shù)效率和分配效率應(yīng)不小于增加耕地面積之前的效率水平。由于農(nóng)業(yè)耕地面積和農(nóng)戶層面技術(shù)效率和分配效率之間均呈現(xiàn)“U”型拋物線關(guān)系，并且技術(shù)效率和分配效率在耕地面積在零與臨界點(diǎn)耕地面積之間呈下降趨勢(shì)，根據(jù)拋物線對(duì)稱原理，具有更高農(nóng)戶層面技術(shù)效率和分配效率的最小農(nóng)業(yè)耕地面積應(yīng)與零點(diǎn)對(duì)稱。如圖1所示，為了不降低農(nóng)戶層面技術(shù)效率和分配效率，最低農(nóng)業(yè)耕地面積分別約為1公頃(15畝)和1.8公頃(27畝)。如前所述，由于技術(shù)效率衡量的僅僅是農(nóng)戶獲取最大化產(chǎn)出的能力，而分配效率衡量的是農(nóng)民獲取最大化收入的能力，因此本文認(rèn)為農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營(yíng)的最低耕地面積應(yīng)該約為1.8公頃(27畝)，否則將會(huì)存在農(nóng)戶層面的分配效率損失。

圖1 農(nóng)業(yè)耕地面積與農(nóng)戶層面生產(chǎn)效率關(guān)系示意圖*由于農(nóng)戶層面技術(shù)效率和分配效率受到除農(nóng)業(yè)耕地面積之外的其他因素影響，因此在不影響生產(chǎn)效率與耕地規(guī)模關(guān)系分析的情況下，在圖中縱坐標(biāo)不體現(xiàn)具體效率水平。

就戶主特征而言，戶主男性虛擬變量在農(nóng)戶層面技術(shù)效率和分配效率的回歸結(jié)果中系數(shù)均未達(dá)到顯著性水平，表明戶主性別因素不會(huì)對(duì)農(nóng)戶層面生產(chǎn)效率產(chǎn)生影響。但是，戶主年齡對(duì)農(nóng)戶層面技術(shù)效率的影響達(dá)到了顯著性水平，表明年齡越大的戶主其技術(shù)效率也更高。這可能是因?yàn)槟挲g可以間接反映戶主從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的時(shí)間和經(jīng)驗(yàn)，經(jīng)驗(yàn)越豐富的農(nóng)戶可能具備更好的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)，從而提高了技術(shù)效率。但是，戶主年齡對(duì)分配效率的影響并不顯著，說(shuō)明年齡大的農(nóng)戶可能對(duì)市場(chǎng)價(jià)格的敏感性較低，難以根據(jù)農(nóng)業(yè)和非農(nóng)產(chǎn)出的價(jià)格變化而調(diào)整家庭生產(chǎn)結(jié)構(gòu)。此外，戶主受教育年限對(duì)農(nóng)戶層面生產(chǎn)效率沒(méi)有顯著影響?？赡艿脑蚴?，樣本農(nóng)戶的受教育水平普遍較低，不同農(nóng)戶之間的生產(chǎn)知識(shí)、技術(shù)水平及資源配置能力等與教育的相關(guān)性較低。戶主參加非農(nóng)生產(chǎn)顯著地提高了農(nóng)戶層面分配效率，說(shuō)明參加非農(nóng)生產(chǎn)可以使農(nóng)民對(duì)市場(chǎng)價(jià)格變化更加敏感，從而及時(shí)調(diào)整家庭生產(chǎn)結(jié)構(gòu)。

家庭特征因素總體上并未體現(xiàn)出對(duì)農(nóng)戶層面生產(chǎn)效率的顯著影響。具體而言，家庭人口數(shù)、總勞動(dòng)力數(shù)以及撫養(yǎng)比等三個(gè)變量的估計(jì)系數(shù)均不顯著。但是，家庭非農(nóng)勞動(dòng)力人數(shù)與農(nóng)戶層面技術(shù)效率之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，表明非農(nóng)勞動(dòng)力越多的農(nóng)戶其技術(shù)效率也越高。這可能是因?yàn)?，非農(nóng)勞動(dòng)力在參與非農(nóng)生產(chǎn)中可能獲得更多的先進(jìn)經(jīng)營(yíng)理念，從而對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有積極影響。此外，農(nóng)戶的農(nóng)作物種植結(jié)構(gòu)也在一定程度上影響農(nóng)戶層面的生產(chǎn)效率。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文采用兩種方法對(duì)上述回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第一種方法是采用Probit回歸分析農(nóng)業(yè)耕地規(guī)模對(duì)農(nóng)戶層面生產(chǎn)效率是否為1的影響。第二種方法是采用隨機(jī)效應(yīng)Tobit回歸對(duì)剔除非重復(fù)觀測(cè)值得到的平衡面板數(shù)據(jù)進(jìn)行進(jìn)一步分析。穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果如表5所示。

無(wú)論是Probit回歸還是隨機(jī)效應(yīng)Tobit回歸結(jié)果均與表4回歸結(jié)果保持了一致。在農(nóng)戶層面技術(shù)效率Probit回歸結(jié)果中，農(nóng)業(yè)耕地面積的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，而其平方項(xiàng)的系數(shù)在1%的水平上顯著為正。這說(shuō)明，農(nóng)戶層面技術(shù)效率等于1的概率先隨著農(nóng)業(yè)耕地面積的增加而變小，通過(guò)臨界點(diǎn)后隨著農(nóng)業(yè)耕地面積的增加而變大。類(lèi)似地，分配效率的Probit回歸也得到了高度一致的結(jié)果。為了進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)Tobit回歸，首先對(duì)樣本觀測(cè)值進(jìn)行了平衡化處理，剔除了非重復(fù)觀測(cè)值，得到了250個(gè)觀測(cè)值的兩年平衡面板數(shù)據(jù)。在此基礎(chǔ)上，對(duì)平衡面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了隨機(jī)效應(yīng)Tobit回歸，其結(jié)果與表4回歸結(jié)果一致。農(nóng)業(yè)耕地面積及其平方項(xiàng)的系數(shù)均在1%的水平上顯著，系數(shù)大小與表4中相應(yīng)系數(shù)基本一致。上述結(jié)果充分說(shuō)明，本文的計(jì)量分析結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

表5 農(nóng)業(yè)耕地規(guī)模對(duì)農(nóng)戶層面生產(chǎn)效率影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

注：(1)括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤，其中Probit回歸為聚類(lèi)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。(2)所有控制變量與表4回歸完全一致，但考慮篇幅未在本表報(bào)告。(3)*、**和***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

五 結(jié)論與啟示

本文考慮到我國(guó)農(nóng)民普遍存在同時(shí)從事農(nóng)業(yè)和非農(nóng)生產(chǎn)的情況，先用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法估算了農(nóng)戶層面技術(shù)效率和分配效率，接著用Tobit回歸定量研究了農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)耕地規(guī)模對(duì)農(nóng)戶層面技術(shù)效率和分配效率的影響。本文研究數(shù)據(jù)來(lái)自于2012-2013年對(duì)我國(guó)廣東省、江西省和河北省142個(gè)農(nóng)戶的跟蹤調(diào)查。研究結(jié)果顯示，樣本農(nóng)戶的平均技術(shù)效率為0.949，且改善潛力有限；相比而言，樣本農(nóng)戶的平均分配效率偏低，均值僅為0.799。計(jì)量模型估計(jì)結(jié)果表明，農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)耕地規(guī)模與農(nóng)戶層面技術(shù)效率和分配效率均存在顯著的“U”型關(guān)系。當(dāng)農(nóng)業(yè)耕地面積小于0.526公頃時(shí)，農(nóng)戶層面技術(shù)效率隨著耕地面積增加而降低；當(dāng)農(nóng)業(yè)耕地面積大于0.526公頃時(shí)，農(nóng)戶層面技術(shù)效率將隨著耕地面積增加而提高。類(lèi)似地，當(dāng)農(nóng)業(yè)耕地面積小于0.833公頃時(shí)，農(nóng)戶層面分配效率隨著耕地面積增加而降低；當(dāng)農(nóng)業(yè)耕地面積大于0.833公頃時(shí)，農(nóng)戶層面分配效率將隨著耕地面積增加而提高。否則將會(huì)存在農(nóng)戶層面的分配效率損失。此外，戶主個(gè)人特征、家庭特征及農(nóng)作物種植結(jié)構(gòu)也對(duì)農(nóng)戶層面技術(shù)效率和分配效率有顯著影響。

由上述結(jié)論得出以下啟示：第一，由于非農(nóng)收入逐漸成為農(nóng)民家庭收入的主要來(lái)源，考察農(nóng)民生產(chǎn)效率不能僅停留在特定農(nóng)作物或農(nóng)業(yè)層面，應(yīng)以農(nóng)民家庭為獨(dú)立決策單元。第二，在農(nóng)民同時(shí)從事農(nóng)業(yè)和非農(nóng)生產(chǎn)條件下，研究農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)規(guī)模對(duì)農(nóng)戶層面生產(chǎn)效率的影響應(yīng)考慮兩者之間的非線性關(guān)系。第三，在農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體主要為小農(nóng)戶的條件下，實(shí)施農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營(yíng)中，需避免掉入“農(nóng)戶層面生產(chǎn)效率陷阱”。在此基礎(chǔ)上，本文提出為了不降低農(nóng)戶層面技術(shù)效率和分配效率水平，農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營(yíng)的最低耕地面積應(yīng)約為1.8公頃。

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