勞動(dòng)力質(zhì)量、生產(chǎn)規(guī)模與農(nóng)牧戶生產(chǎn)技術(shù)效率

許 榮 肖海峰

(中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083)

農(nóng)業(yè)技術(shù)效率對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有重要的積極作用，是提高我國(guó)農(nóng)業(yè)綜合實(shí)力的重要途徑。在我國(guó)農(nóng)業(yè)快速發(fā)展過程中，越來越多先進(jìn)技術(shù)應(yīng)用其中，不斷改善和創(chuàng)新農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)。但就我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率現(xiàn)狀來看，目前正處高耗能、低效率的狀態(tài)，存在明顯的生產(chǎn)技術(shù)效率損失[1]。作為農(nóng)業(yè)資源短缺的國(guó)家，我國(guó)不應(yīng)再走資源過度投入的傳統(tǒng)道路，而應(yīng)加快農(nóng)業(yè)技術(shù)的轉(zhuǎn)化率，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)的現(xiàn)代化發(fā)展。歷史已經(jīng)證明，人力資本是提升農(nóng)民生產(chǎn)效率的重要途徑之一[2]。但隨著城市化的推進(jìn)，我國(guó)大量農(nóng)村勞動(dòng)力向城市部門轉(zhuǎn)移，農(nóng)村勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)發(fā)生了較大改變，在農(nóng)村進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶呈現(xiàn)出“女性化”、“高齡化”及“低文化”等特征[3-5]，我國(guó)農(nóng)村正面臨著人力資本降低、勞動(dòng)力質(zhì)量較差的局面。因此，在農(nóng)村勞動(dòng)力持續(xù)轉(zhuǎn)移的背景下，我國(guó)目前的農(nóng)村家庭勞動(dòng)力質(zhì)量現(xiàn)狀是否對(duì)農(nóng)戶生產(chǎn)技術(shù)效率產(chǎn)生影響？影響程度多大？都值得我們關(guān)注。

對(duì)于農(nóng)村勞動(dòng)力質(zhì)量與農(nóng)戶生產(chǎn)技術(shù)效率的關(guān)系，學(xué)術(shù)界已有廣泛的探討。如姚增福等[6]通過分析農(nóng)村勞動(dòng)力質(zhì)量對(duì)規(guī)模農(nóng)戶生產(chǎn)效率的影響，研究認(rèn)為經(jīng)驗(yàn)豐富型的男性和女性均對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率提升產(chǎn)生了顯著的正效應(yīng)，效應(yīng)值分別為0.290、0.170；曾雅婷等[7]通過分析農(nóng)戶勞動(dòng)力稟賦對(duì)農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納的影響，研究認(rèn)為較高勞動(dòng)力質(zhì)量有助于農(nóng)村農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的使用率，最終促進(jìn)農(nóng)戶生產(chǎn)效率提高；關(guān)愛萍等[8]實(shí)證分析農(nóng)村女性對(duì)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)和收入差距的影響，得出女性人力資本要素能顯著促進(jìn)家庭收入增長(zhǎng)；馬九杰等[9]通過分析貧困地區(qū)農(nóng)戶的家庭勞動(dòng)質(zhì)量與生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的關(guān)系得出，農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力的質(zhì)量與農(nóng)戶家庭農(nóng)產(chǎn)品年總產(chǎn)值呈正“U”形關(guān)系；聶正彥等[10]運(yùn)用隨機(jī)前沿分析方法研究了老齡與非老齡農(nóng)戶生產(chǎn)技術(shù)效率的差異，研究認(rèn)為老齡農(nóng)戶的平均技術(shù)效率要高于非老齡農(nóng)戶，且更具穩(wěn)定性；李俊鵬等[11]分析了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化與中國(guó)糧食生產(chǎn)之間的關(guān)系，研究認(rèn)為農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化可以在一定程度上減少糧食生產(chǎn)勞動(dòng)投入，推動(dòng)糧食生產(chǎn)規(guī)模化與機(jī)械化，通過提高單產(chǎn)與種植面積促進(jìn)糧食增產(chǎn)。許多學(xué)者對(duì)生產(chǎn)規(guī)模與生產(chǎn)技術(shù)效率的關(guān)系也進(jìn)行了大量的研究，也得出不同的結(jié)論。沈雪等[12]利用調(diào)研數(shù)據(jù)對(duì)不同規(guī)模下的水稻種植戶的生產(chǎn)技術(shù)效率進(jìn)行了測(cè)度，得出規(guī)模越大，生產(chǎn)技術(shù)效率越高；李谷成等[13]認(rèn)為農(nóng)業(yè)效率與生產(chǎn)規(guī)模并不存在什么關(guān)系；周曉時(shí)等[14]認(rèn)為，生產(chǎn)要素對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)影響效應(yīng)的發(fā)揮還需要一個(gè)臨界最小的農(nóng)戶生產(chǎn)規(guī)模，才有可能實(shí)現(xiàn)有效率的配置。因此，研究家庭勞動(dòng)力質(zhì)量與農(nóng)牧戶生產(chǎn)技術(shù)效率的關(guān)系不能忽略生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模的不同帶來的影響不同。而本研究將以絨毛用羊產(chǎn)業(yè)為例，基于農(nóng)牧戶微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，從農(nóng)戶生產(chǎn)規(guī)模異質(zhì)性出發(fā)運(yùn)用門檻回歸模型實(shí)證分析家庭勞動(dòng)力質(zhì)量與農(nóng)牧戶生產(chǎn)技術(shù)效率的關(guān)系，以期為提高我國(guó)畜牧業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)效率提供現(xiàn)實(shí)的參考和決策依據(jù)。

1 模型與方法

1.1 隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)

本部分的研究主要基于對(duì)農(nóng)牧戶絨毛用羊的生產(chǎn)技術(shù)效率的估計(jì)和分析。目前，以數(shù)學(xué)線性規(guī)劃為主的非參數(shù)法和以經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法為主的參數(shù)方法是估計(jì)生產(chǎn)技術(shù)效率的主要方法[15]?？紤]到參數(shù)方法具有一定的經(jīng)濟(jì)理論基礎(chǔ)，并且結(jié)合我國(guó)畜牧業(yè)生產(chǎn)的實(shí)際情況，本研究采用參數(shù)方法中承認(rèn)隨機(jī)沖擊與技術(shù)效率損失共存的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)(Stochastic frontier production function，簡(jiǎn)稱SFA)分析法來分析農(nóng)牧戶絨毛用羊生產(chǎn)技術(shù)效率。隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)的具體設(shè)定形式主要有柯布-道格拉斯(Cobb-Douglas)形式和超越對(duì)數(shù)(translog)2種形式，其中柯布-道格拉斯模型是超對(duì)數(shù)模型的特例。以超越對(duì)數(shù)形式為例，超越對(duì)數(shù)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型及其對(duì)應(yīng)的技術(shù)效率損失模型的具有表達(dá)式為：

(1)

(2)

lnYi=β0+∑βilnXi+Vi+Ui

(3)

在實(shí)際研究過程中對(duì)于不同類型的數(shù)據(jù)可以采用最大似然值比值檢驗(yàn)法在這2種不同的模型設(shè)定形式中確定合適的模型進(jìn)行估計(jì)。最大似然值比值檢驗(yàn)法的原假設(shè)H0主要為“所有的βij估計(jì)值均等于0，即應(yīng)采用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)來進(jìn)行估計(jì)”；備選假設(shè)H1為：“至少有一個(gè)βij的估計(jì)值不等于0，即應(yīng)采用Translog函數(shù)來進(jìn)行估計(jì)”。該檢驗(yàn)法的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量可表示為：

(4)

式中：L(H0)和L(H1)分別表示SFA生產(chǎn)函數(shù)在原假設(shè)H0和備選假設(shè)H1下的對(duì)數(shù)似然函數(shù)值；q表示原假設(shè)H0中零約束的個(gè)數(shù)。當(dāng)LR>臨界值時(shí)，拒絕原假設(shè)H0，即應(yīng)采用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)來進(jìn)行估計(jì)。

1.2 門檻回歸模型

門檻回歸模型又叫門限效應(yīng)，是指當(dāng)一個(gè)經(jīng)濟(jì)參數(shù)達(dá)到特定的數(shù)值后，引起另外一個(gè)經(jīng)濟(jì)參數(shù)發(fā)生突然轉(zhuǎn)向其它發(fā)展形式的現(xiàn)象，作為原因現(xiàn)象的臨界值稱為門限值。繼Tong[16]提出門限自回歸模型(Threshold auto-regression， TAR)之后，這種非線性時(shí)間序列模型在經(jīng)濟(jì)研究領(lǐng)域得到了廣泛的應(yīng)用。為了更好的服務(wù)于研究，Hansen[17]、Potter等[18]進(jìn)一步擴(kuò)展TAR模型，使其可以利用截面數(shù)據(jù)和面板數(shù)據(jù)進(jìn)行門限值的估計(jì)。

以單門限模型為例，其基本形式為：

(5)

yi=Xi(qi,γ)β+εi

(6)

(7)

式中：i=1,2,…,N表示樣本個(gè)體，yi是被解釋變量，Xi是解釋變量，β為待估參數(shù)系數(shù)，qi為門檻變量，γ為門檻值，根據(jù)其相應(yīng)的“門檻值”γ，可將樣本分成“兩組”，β′1和β′2分別為兩組樣本的回歸系數(shù)，隨機(jī)誤差項(xiàng)εi～iid(0,σ2)。為了方便分析，門檻回歸模型可簡(jiǎn)化為單一方程:

(8)

Y=Xθ+Xγδn+ε

(9)

Sn(θ,δ,γ)=(Y-Xθ-Xγδ)

(10)

(11)

由此，估計(jì)得到的門檻值就是使得Sn(γ)最小的γ。

2 數(shù)據(jù)來源與變量說明

2.1 數(shù)據(jù)來源

本數(shù)據(jù)來源于國(guó)家現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)技術(shù)體系絨毛用羊產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究室2018年進(jìn)行的體系內(nèi)絨毛用羊農(nóng)戶調(diào)查，樣本分布于新疆、青海、陜西、貴州、西藏共5個(gè)主產(chǎn)省(自治區(qū))10個(gè)縣(旗、市)。調(diào)查依托于國(guó)家絨毛用羊產(chǎn)業(yè)技術(shù)體系于我國(guó)各絨毛用羊主產(chǎn)省份設(shè)立的綜合試驗(yàn)站進(jìn)行，以多層抽樣與隨機(jī)抽樣相結(jié)合的方式選取樣本，以調(diào)查員逐一提問、農(nóng)牧民回答的形式填寫問卷，去掉有缺失數(shù)據(jù)和異常值樣本，最終獲得有效樣本432個(gè)。

2.2 變量說明

2.2.1生產(chǎn)技術(shù)效率投入產(chǎn)出指標(biāo)

參考已有文獻(xiàn)的研究成果并根據(jù)絨毛用羊生產(chǎn)特點(diǎn)，本研究選取絨毛產(chǎn)值和出欄羊收入為測(cè)算生產(chǎn)技術(shù)效率的產(chǎn)出指標(biāo)[11]。投入要素指標(biāo)主要選取精飼料飼喂量、粗飼料飼喂量、勞動(dòng)力投入量及物質(zhì)費(fèi)用4種投入要素。其中，物質(zhì)費(fèi)用包括除精飼料、粗飼料以及勞動(dòng)力投入要素之外的飼鹽費(fèi)、醫(yī)療防疫費(fèi)、死亡損失費(fèi)、草原建設(shè)維護(hù)投入、圈舍修建投入、飼草料加工費(fèi)和燃料動(dòng)力費(fèi)等各種生產(chǎn)投入的費(fèi)用支出。本研究所選取投入產(chǎn)出指標(biāo)均以農(nóng)戶為單位進(jìn)行取值，各變量描述統(tǒng)計(jì)情況見表1。

2.2.2勞動(dòng)力質(zhì)量變量

借鑒馬林靜[19]、顏敏等[20]、楊宇等[21]的研究，本研究將選擇家庭人力資本存量大小和勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)2個(gè)維度來代表農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力質(zhì)量情況。

其中，人力資本存量計(jì)算方法采用Hall等[22]的擴(kuò)展性人力資本(Human capital-augmented)計(jì)算公式來計(jì)算，公式如下：

Hi=eφ(Ei)Li

(12)

式中：Hi代表家庭人力資本的水平，Ei表示第i個(gè)農(nóng)牧戶家庭中從事絨毛用羊生產(chǎn)勞動(dòng)力的平均受教育年限，φ(Ei)表示接受E年教育后的家庭勞動(dòng)力的生產(chǎn)效率，當(dāng)然，若家庭勞動(dòng)力均沒有接受過任何正規(guī)教育，則家庭勞動(dòng)力的生產(chǎn)效率水平φ(Ei)為0，即φ(0)=0，它蘊(yùn)涵著隨著勞動(dòng)力接受正規(guī)教育年限的增加，正規(guī)教育的生產(chǎn)效率也是按一定比例增加。若Ei=0，則Hi=Li，意味著對(duì)于一個(gè)受教育年限為0的人來說，他只屬于一個(gè)在一般生產(chǎn)函數(shù)中簡(jiǎn)單的勞動(dòng)力。另外，借鑒侯風(fēng)云[23]、李谷成等[24]的相關(guān)研究，本研究也采用希臘經(jīng)濟(jì)學(xué)家Psacharopoulos等[25]對(duì)世界多數(shù)國(guó)家關(guān)于教育收益率的跟蹤研究數(shù)據(jù)結(jié)果：中國(guó)小學(xué)的教育收益率為0.18，中學(xué)的教育收益率為0.134，高等教育階段為0.151，與之相對(duì)應(yīng)的教育年限階段分別為0～6、6～12和12年以上，以此來計(jì)算農(nóng)戶家庭人力資本存量。

表1 投入產(chǎn)出變量說明及統(tǒng)計(jì)特征Table 1 Input-output variable description and statistical characteristics

勞動(dòng)力質(zhì)量結(jié)構(gòu)變量將參照王雅鵬等[3]、李旻等[4]和胡雪枝等[26]的研究，選用女性化和老齡化2個(gè)維度。其中，女性化程度根據(jù)家庭從事絨毛用羊生產(chǎn)的勞動(dòng)力數(shù)量中女性的占比來表示；對(duì)于年齡變量，根據(jù)家庭從事絨毛用羊生產(chǎn)的勞動(dòng)力平均年齡，在年齡維度設(shè)置“老齡組”和“低齡組”2個(gè)組別，賦值分別1和0。前者是指家庭從事絨毛用羊生產(chǎn)勞動(dòng)力的平均年齡在60歲及以上，后者是指家庭勞動(dòng)力的平均年齡在40歲以下，勞動(dòng)力平均年齡在 40～60歲的農(nóng)戶家庭為基本組。本部分將在控制其他變量的基礎(chǔ)上分析農(nóng)戶家庭人力資本存量、女性化及老齡化3個(gè)維度對(duì)農(nóng)牧戶生產(chǎn)技術(shù)效率的影響。

2.2.3其他特征變量

已有相關(guān)研究表明，除農(nóng)牧戶家庭勞動(dòng)力變量之外，農(nóng)戶的生產(chǎn)行為、政府政策、經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平等因素也是影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的重要因素。因此，本研究將農(nóng)牧戶絨毛用羊的養(yǎng)殖特征和社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件情況等其他特征變量作為控制變量納入到模型中。其中，養(yǎng)殖特征變量主要包括養(yǎng)羊收入占總收入的比例、家庭總?cè)丝跀?shù)、養(yǎng)殖年限和養(yǎng)殖規(guī)模；社會(huì)經(jīng)濟(jì)情況變量主要包括是否參加了合作社或協(xié)會(huì)等組織、是否接受過技術(shù)培訓(xùn)、是否獲得過政府扶持及是否借貸過資金等變量。主要變量的描述統(tǒng)計(jì)情況見表2。

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 投入產(chǎn)出效率分析

首先對(duì)柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型及超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型選擇進(jìn)行估計(jì)，經(jīng)計(jì)算得到的LR檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：

(13)

根據(jù)最大似然比值法的檢驗(yàn)結(jié)果可知，本研究應(yīng)當(dāng)采用Translog形式SFA生產(chǎn)函數(shù)來測(cè)算絨毛用羊生產(chǎn)技術(shù)效率效率。農(nóng)牧戶絨毛用羊生產(chǎn)技術(shù)效率測(cè)算結(jié)果見表3，根據(jù)表可知，樣本農(nóng)牧戶絨毛用羊生產(chǎn)的技術(shù)效率從0.182 2到0.897 7不等，平均效率值為0.623 6；在樣本總體中，僅有27.55%的農(nóng)牧戶的絨毛用羊生產(chǎn)技術(shù)效率≥0.7，技術(shù)效率總體上較低。這表明，在現(xiàn)有的技術(shù)和投入水平下，各種投入要素的產(chǎn)出效率還不高，農(nóng)牧戶生產(chǎn)技術(shù)效率水平還有待進(jìn)一步提高。

3.2 門檻模型估計(jì)結(jié)果

借鑒劉彬彬等[27]、周曉時(shí)等[14]的研究，首先對(duì)門檻效應(yīng)進(jìn)行相關(guān)檢驗(yàn)，確定門檻值(S，只)與門檻個(gè)數(shù)，從而確定門檻估計(jì)的模型形式。表4和5分別為門檻估計(jì)值結(jié)果和模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果。

通過表4發(fā)現(xiàn)，根據(jù)門檻值估計(jì)結(jié)果，農(nóng)牧戶的養(yǎng)殖規(guī)模被劃分為小規(guī)模(S≤56.5)、中等規(guī)模(56.5291)3個(gè)門檻。

表5中模型1為基準(zhǔn)模型，只添加了家庭人力資本存量變量；模型2～4為依次添加不同類型(其他勞動(dòng)力質(zhì)量變量、生產(chǎn)特征變量和社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征變量)控制變量的估計(jì)結(jié)果。通過模型1～4對(duì)比，各變量的系數(shù)和顯著性均未發(fā)生明顯變化，表明本研究的估計(jì)結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)Table 2 Descriptive statistics of major variables

表3 農(nóng)牧戶絨毛用羊生產(chǎn)技術(shù)效率分布情況Table 3 Distribution of production technology efficiency of farmers and herdsmen’s cashmere sheep

表4 門檻估計(jì)值結(jié)果Table 4 Threshold estimation results

表5 模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果Table 5 Parameter estimation results of model

根據(jù)模型1～4結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶人力資本存量對(duì)絨毛用羊生產(chǎn)技術(shù)效率的影響并非是一成不變，而是呈現(xiàn)明顯的門檻效應(yīng)。在養(yǎng)殖戶養(yǎng)殖規(guī)模較小時(shí)，農(nóng)戶人力資本存量的系數(shù)為-0.440 7，影響不顯著；在中等養(yǎng)殖規(guī)模下即農(nóng)戶養(yǎng)殖規(guī)模超過56.5只后，人力資本存量對(duì)農(nóng)牧戶生產(chǎn)技術(shù)效率具有了顯著的正向促進(jìn)作用，且在1%的水平下顯著，農(nóng)戶家庭人力資本存量每增加1個(gè)單位，養(yǎng)殖戶生產(chǎn)技術(shù)效率可以提高0.192 0個(gè)單位；隨著養(yǎng)殖規(guī)模的繼續(xù)增加，在規(guī)模超過291只的情況下，人力資本變量對(duì)農(nóng)牧戶絨毛用羊生產(chǎn)技術(shù)效率仍然具有正向促進(jìn)作用，但不顯著。實(shí)證結(jié)果表明，隨著農(nóng)戶養(yǎng)殖規(guī)模的不斷增大，家庭人力資本存量對(duì)農(nóng)戶生產(chǎn)技術(shù)效率的作用由負(fù)變正。從而說明家庭人力資本存量對(duì)農(nóng)牧戶絨毛用羊的生產(chǎn)技術(shù)效率增長(zhǎng)存在著門檻效應(yīng)，只有當(dāng)人力資本存量超過一定的門檻后，人力資本的產(chǎn)出效應(yīng)才能體現(xiàn)。但目前，農(nóng)牧戶在養(yǎng)殖規(guī)模超過291只時(shí)，人力資本的產(chǎn)出效應(yīng)在畜牧業(yè)養(yǎng)殖過程中還沒有完全發(fā)揮。

在模型2中可以看到，女性占比對(duì)農(nóng)牧戶生產(chǎn)技術(shù)效率具有顯著的負(fù)向影響，且在10%的水平下顯著，這說明在排除農(nóng)牧戶其他生產(chǎn)特征和社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征后，農(nóng)牧戶家庭中女性占比越高卻不利于農(nóng)牧戶絨毛用羊生產(chǎn)技術(shù)效率的提高。但在加入其他特征變量后，女性占比該變量則不存在顯著影響，可能的原因是女性養(yǎng)殖戶在受到政府相關(guān)技術(shù)培訓(xùn)或參加社會(huì)合作組織后可以增加其在養(yǎng)殖過程中對(duì)先進(jìn)管理技術(shù)的應(yīng)用，從而對(duì)生產(chǎn)技術(shù)效率不再產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。對(duì)于農(nóng)牧戶的年齡變量，從方向上來看，低齡勞動(dòng)力有利于農(nóng)牧戶技術(shù)效率的提升，不過老齡化對(duì)技術(shù)效率及也并沒有表現(xiàn)出消極的作用，這一結(jié)論與楊志海等[28]和馬林靜等[18]的研究結(jié)果相同。如此看來，老齡化不會(huì)影響農(nóng)牧戶絨毛用羊的生產(chǎn)，不會(huì)造成技術(shù)效率的顯著損失，可能是由于不同年齡的養(yǎng)殖戶所掌握的技術(shù)不存在顯著的差異。

對(duì)于農(nóng)牧戶生產(chǎn)特征情況，在模型(4)中養(yǎng)羊收入占總收入的比重對(duì)農(nóng)牧戶絨毛用羊生產(chǎn)技術(shù)效率具有顯著的正向影響，這表明農(nóng)牧戶養(yǎng)殖收入的增加對(duì)農(nóng)牧戶絨毛用羊生產(chǎn)技術(shù)效率的提高具有顯著的促進(jìn)作用。家庭總?cè)丝跀?shù)對(duì)農(nóng)牧戶絨毛用羊生產(chǎn)技術(shù)效率的影響不顯著。通過各地區(qū)的調(diào)研發(fā)現(xiàn)，多數(shù)農(nóng)牧戶絨毛用羊的養(yǎng)殖主要依賴家庭決策者，其他家庭成員參與相對(duì)較少，從而導(dǎo)致家庭總?cè)丝跀?shù)的影響不顯著。養(yǎng)殖年限對(duì)農(nóng)牧戶絨毛用羊生產(chǎn)具有顯著的影響，且在10%的水平下顯著。農(nóng)牧戶絨毛用羊生產(chǎn)過程中所需的專業(yè)知識(shí)和技能在很大程度上取決于自身的經(jīng)驗(yàn)積累或者相互交流學(xué)習(xí)。

從反映社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件情況的解釋變量來看，是否參加合作社或協(xié)會(huì)等組織對(duì)農(nóng)牧戶絨毛用羊生產(chǎn)的技術(shù)效率具有顯著的正向影響，且在5%的水平下顯著。規(guī)范的合作社能為養(yǎng)殖戶在生產(chǎn)、銷售、流通環(huán)節(jié)提供更多信息和幫助，有利于增強(qiáng)小規(guī)模分散經(jīng)營(yíng)養(yǎng)殖戶的市場(chǎng)力量，實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營(yíng)，降低經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)，從而有利于生產(chǎn)技術(shù)效率的提高。農(nóng)牧戶是否接受過技術(shù)培訓(xùn)對(duì)農(nóng)牧戶生產(chǎn)技術(shù)效率具有顯著的正向影響，且在1%的水平下顯著。是否接受技術(shù)培訓(xùn)意味著農(nóng)牧戶養(yǎng)殖技術(shù)水平能否得到改善和提高，從而會(huì)對(duì)農(nóng)牧戶的生產(chǎn)產(chǎn)生重要的影響。是否借貸過資金和是否獲得過政府扶持均對(duì)農(nóng)牧戶生產(chǎn)技術(shù)效率的影響不顯著。通過調(diào)研了解到，由于正規(guī)金融機(jī)構(gòu)貸款條件和金額的限制，多數(shù)樣本農(nóng)牧戶是以向親戚朋友借錢為主且借款金額不高，這種情況導(dǎo)致是否借貸過資金在提高農(nóng)牧戶生產(chǎn)技術(shù)效率方面的作用不顯著。多數(shù)樣本農(nóng)牧戶都未獲得過政府的補(bǔ)貼，從而使得獲得政府扶持在提高農(nóng)牧戶生產(chǎn)技術(shù)效率方面的作用不顯著。

4 結(jié)論與政策啟示

本研究基于2018年新疆、青海、陜西、貴州及西藏5省(自治區(qū))絨毛用羊的調(diào)研數(shù)據(jù)，通過門檻模型分析了農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力質(zhì)量對(duì)農(nóng)牧戶絨毛用羊生產(chǎn)技術(shù)效率的影響。研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力質(zhì)量中人力資本變量與農(nóng)牧戶的生產(chǎn)技術(shù)效率的關(guān)系會(huì)因養(yǎng)殖規(guī)模的不同而呈現(xiàn)出兩個(gè)門檻效應(yīng)，在達(dá)到一定的養(yǎng)殖規(guī)模后，家庭的人力資本存量才可以顯著的促進(jìn)農(nóng)牧戶生產(chǎn)技術(shù)效率的提高。具體來說：1)在農(nóng)戶養(yǎng)殖規(guī)模較小時(shí)，人力資本存量對(duì)農(nóng)牧戶生產(chǎn)技術(shù)效率具有負(fù)向作用；在中等養(yǎng)殖規(guī)模情況下，人力資本的影響由負(fù)變正，且在5%的水平顯著。在進(jìn)入較大養(yǎng)殖規(guī)模下，人力資本卻沒有顯示出顯著的促進(jìn)作用。2)低齡勞動(dòng)力有利于農(nóng)牧戶技術(shù)效率的提升，不過老齡化對(duì)技術(shù)效率及也并沒有表現(xiàn)出消極的作用；女性占比變量對(duì)農(nóng)牧戶生產(chǎn)技術(shù)效率不具有顯著影響。

根據(jù)本研究的結(jié)論，提高農(nóng)牧戶生產(chǎn)技術(shù)效率應(yīng)從以下幾個(gè)方面入手：第一、較小的養(yǎng)殖規(guī)模不能維持人力資本的回報(bào)，不利于農(nóng)牧戶生產(chǎn)技術(shù)效率的提高，應(yīng)繼續(xù)推進(jìn)畜牧業(yè)的規(guī)模化發(fā)展，提高小規(guī)模養(yǎng)殖戶的標(biāo)準(zhǔn)化程度，發(fā)揮人力資本對(duì)畜牧業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的促進(jìn)作用。相關(guān)政府部門應(yīng)積極通過政策扶持、宣傳培訓(xùn)、技術(shù)引導(dǎo)、示范帶動(dòng)，全面推進(jìn)畜牧業(yè)規(guī)模養(yǎng)殖進(jìn)程。第二、多數(shù)養(yǎng)殖戶屬于小規(guī)模分散養(yǎng)殖，資金實(shí)力大多較弱，難以形成規(guī)?；酿B(yǎng)殖。因此，建議扶持養(yǎng)殖專業(yè)合作社的發(fā)展，充分發(fā)揮合作社組織帶動(dòng)作用，增強(qiáng)農(nóng)牧戶專業(yè)化養(yǎng)殖程度，從而提高農(nóng)牧戶生產(chǎn)技術(shù)效率。第三、現(xiàn)階段，農(nóng)村農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力質(zhì)量下降已成客觀事實(shí)，通過各種形式的教育和培訓(xùn)來提高農(nóng)牧戶的科技水平和文化素質(zhì)成為當(dāng)務(wù)之急。養(yǎng)殖戶年齡大、文化素質(zhì)低下，農(nóng)牧戶難以采用和有效利用先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)和生產(chǎn)工具，現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)難以最大化的發(fā)揮作用已成為當(dāng)前農(nóng)村發(fā)展亟需解決的問題。目前，雖然國(guó)家正以各種形式積極開展農(nóng)民的科技教育培訓(xùn)，但由于農(nóng)民的認(rèn)知能力和理解能力有限，培訓(xùn)效果差強(qiáng)人意。因此，為使農(nóng)村科技教育適應(yīng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，農(nóng)村人力資本人才培訓(xùn)模式、科普教育內(nèi)容及方法應(yīng)與農(nóng)業(yè)實(shí)際現(xiàn)象接軌。比如，針對(duì)農(nóng)牧戶，可以改進(jìn)培訓(xùn)方式，如適當(dāng)增加現(xiàn)場(chǎng)指導(dǎo)培訓(xùn)、定向咨詢輔導(dǎo)等培訓(xùn)方式，盡量減少純理論授課，加大農(nóng)牧業(yè)實(shí)用技術(shù)培訓(xùn)；同時(shí)應(yīng)加強(qiáng)與農(nóng)牧民的培訓(xùn)交流互動(dòng)，深入開展農(nóng)牧民培訓(xùn)需求調(diào)研，及時(shí)調(diào)整培訓(xùn)方式方法以增強(qiáng)培訓(xùn)效果，滿足老齡化、女性化、低文化等人群的培訓(xùn)內(nèi)容需求，提高這類人群技術(shù)的應(yīng)用能力。