基于捆綁機械與勞動投入視角的糧農(nóng)組合種植生產(chǎn)技術(shù)效率及其影響因素分析

高嵩，王寧

(黑龍江八一農(nóng)墾大學 經(jīng)濟管理學院，黑龍江 大慶 163319)

不同經(jīng)營規(guī)模、不同糧食組合種植的生產(chǎn)技術(shù)效率影響農(nóng)戶的產(chǎn)出效益。近年來由于國家糧食補貼政策的逐年調(diào)整，越來越多的農(nóng)戶家庭選擇不同品種的主糧、主糧與雜糧組合種植的方式來實現(xiàn)種糧收益的最大化。同時由于特定地區(qū)旱田主糧作物生產(chǎn)的全程機械化，使勞動與機械作業(yè)投入難以分開計算。

學者們運用隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)研究了不同規(guī)模農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)技術(shù)效率及其影響因素。肖蕓等[1]以陜西關中地區(qū)不同糧食生產(chǎn)規(guī)模農(nóng)戶為研究對象，運用隨機前沿分析法測算生產(chǎn)技術(shù)效率，結(jié)果表明，中等經(jīng)營規(guī)模農(nóng)戶生產(chǎn)效率高于普通農(nóng)戶和種糧大戶，家庭非農(nóng)收入、勞動力年齡等因素對糧食生產(chǎn)技術(shù)效率影響顯著。劉穎等[2]運用隨機前沿分析法分析了江漢平原不同規(guī)模農(nóng)戶水稻生產(chǎn)技術(shù)效率及其影響因素，結(jié)果表明，平均技術(shù)效率隨著規(guī)模的擴大，呈現(xiàn)先升高后降低的趨勢，且機械逐漸代替人力。張忠明等[3]基于隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型測算了遼寧省新民市3個規(guī)模區(qū)間的玉米生產(chǎn)技術(shù)效率，結(jié)果表明，耕地細碎化影響不同規(guī)模農(nóng)戶生產(chǎn)技術(shù)效率，且平均地塊面積越大，生產(chǎn)技術(shù)效率越高。

以已有研究為參考，從機械與勞動捆綁投入視角測算組合種植糧農(nóng)的糧食生產(chǎn)技術(shù)效率及其影響因素，提出的建議既可為政府指導種糧大戶與普通農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)投入提供參考，又可針對技術(shù)效率影響因素實施促進技術(shù)效率的政策提供參考。

1 材料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

2019年3月20—23日對黑龍江省大慶市林甸縣四合鄉(xiāng)聯(lián)合村、福發(fā)村入戶預調(diào)研，2019年6月22—28日，再次對該縣的6個鄉(xiāng)鎮(zhèn)17個村屯入戶調(diào)研，共指導農(nóng)戶填寫調(diào)研問卷221份，去除玉米從田間運輸回家倉儲的33戶，因大豆受災等原因產(chǎn)量極低的6戶，年齡60歲以上的13戶，即參與技術(shù)效率測算的169戶為正常工作年齡范圍內(nèi)的農(nóng)戶，不考慮人口老齡化對技術(shù)效率的影響。

2013年農(nóng)業(yè)部種植業(yè)司對全國種糧大戶摸底調(diào)查時，根據(jù)南北方農(nóng)業(yè)資源的差異，將種糧大戶的標準確定為南方經(jīng)營耕地面積3.33 hm2以上，北方6.67 hm2以上[4]。朱麗娟等[5]采用這一標準，并將其公頃化，即南方經(jīng)營耕地面積3.33 hm2以上，北方6.67 hm2以上，分析了黑龍江省種糧大戶的技術(shù)效率，其指出黑龍江省作物熟制是一年一熟，沒有復種，農(nóng)戶經(jīng)營耕地包括農(nóng)戶承包耕地和流轉(zhuǎn)耕地。

1.2 描述性統(tǒng)計

文中依據(jù)上述標準將樣本農(nóng)戶分為普通農(nóng)戶與種糧大戶，產(chǎn)出與投入變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 農(nóng)戶糧食單位面積投入產(chǎn)出描述性統(tǒng)計

從單位面積產(chǎn)值指標來看，種糧大戶的最大值、均值、標準差均高于普通農(nóng)戶，說明種糧大戶的土地生產(chǎn)率總體上要高于普通農(nóng)戶，但是波動較大；種糧大戶種子投入、化肥投入的統(tǒng)計指標值都低于普通農(nóng)戶，這說明種糧大戶的單位土地面積的種子與化肥投入低于普通農(nóng)戶，且戶與戶之間波動小。種糧大戶農(nóng)藥投入的最大值和最小值高于普通農(nóng)戶，但是均值和標準差略低于普通農(nóng)戶，表明種糧大戶總體上單位土地面積農(nóng)藥投入較低，且波動??；對于機械和人工捆綁投入方面，種糧大戶僅均值這項統(tǒng)計指標低于普通農(nóng)戶8.7元·hm-2，其余統(tǒng)計指標均略高于普通農(nóng)戶，表明種糧大戶之間的捆綁投入差異大，且高投入農(nóng)戶占比低于低投入農(nóng)戶占比；在土地投入方面，種糧大戶所有統(tǒng)計指標均高于普通農(nóng)戶，表明種糧大戶土地投入高于普通農(nóng)戶，且投入差異大。

在影響因素中，種糧大戶的地塊面積、生產(chǎn)者補貼均值均遠高于普通農(nóng)戶，家庭勞動力數(shù)量、自有機械、受教育程度均值略高于普通農(nóng)戶，務工種類、技術(shù)培訓和年齡則略低于普通農(nóng)戶；從性別上看，種糧大戶與普通農(nóng)戶男女共同經(jīng)營特點明顯，前者更突出(表2)。

表2 技術(shù)效率影響因素指標定義及描述性統(tǒng)計

1.3 模型與變量說明

1.3.1 理論模型

隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型可同時估計隨機生產(chǎn)前沿和技術(shù)效率損失函數(shù)，被廣泛應用于分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率[1-3，6-7]，其理論模型如下：

Yi=f(xik，βk)e(vi-ui)；

lnYi=lnf(xik,βk)+vi-ui。

(1)

1.3.2 經(jīng)驗模型

將理論模型(1)寫成C-D生產(chǎn)函數(shù)表達式[8]，對數(shù)化后為：

(2)

張海鑫等[7]和劉晗等[9]分別使用農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和糧食單位面積產(chǎn)值為因變量測算農(nóng)業(yè)投入的全要素生產(chǎn)率和糧食生產(chǎn)效率。由于文中測算三種糧食作物不同組合種植的生產(chǎn)技術(shù)效率，單位產(chǎn)量差異大，產(chǎn)量不宜加總，又考慮到共線性的影響，而使用單位面積產(chǎn)值作為因變量。Yi為第i個糧農(nóng)糧食組合種植玉米、大豆、紅小豆的單位面積產(chǎn)值(元·hm-2)；xik為第i個糧農(nóng)第k個要素單位面積投入(元·hm-2)，其中X1i～X5i分別為種子投入、化肥投入、農(nóng)藥投入、機械與人工投入、土地投入(包括轉(zhuǎn)入土地成本與自有土地的機會成本，每667 m2自有土地的機會成本是依據(jù)調(diào)研樣本中所有轉(zhuǎn)入土地農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入價格的加權(quán)平均值306.17元·戶-1計算；轉(zhuǎn)入土地成本則按農(nóng)戶實際轉(zhuǎn)入價格計算。)；βk為待估計參數(shù)。

“機械與人工投入”捆綁計算的原因是：第一，玉米和大豆在旋地、播種、趟地、打藥、收獲環(huán)節(jié)中均使用機械。其中，對于雇用機械的農(nóng)戶來說，都是按照每畝土地付費，即人工與機械捆綁付費，無法分離；對于使用自有機械的農(nóng)戶來說，有95%以上的農(nóng)戶機械已經(jīng)超過折舊年限，無法計算機械折舊費，故按雇傭機械與勞動的捆綁價格計算了自有機械農(nóng)戶的機械與人工費用。第二，對于種植紅小豆的農(nóng)戶來說，凡是全程使用機械的農(nóng)戶均按機械人工捆綁的實際價格計算投入，凡是全程不使用機械以及部分生產(chǎn)環(huán)節(jié)(割豆和碼豆)不使用機械且是雇工完成的部分，均按實際雇工價格計算，即凡是家庭勞動力完成的部分，則按雇工平均價格計算家庭用工投入。玉米、大豆、紅小豆的機械勞動捆綁投入與紅小豆勞動投入加和后計算畝均機械和勞動捆綁投入。

由于文中的樣本容量過小，無論是C-D生產(chǎn)函數(shù)，還是超越對數(shù)，截斷正態(tài)分布均無法收斂，最終選擇C-D生產(chǎn)函數(shù)且運用半正態(tài)模型回歸隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)。因超越對數(shù)函數(shù)的彈性不但能體現(xiàn)C-D生產(chǎn)函數(shù)中的固定彈性，而且還能體現(xiàn)隨時間變動而出現(xiàn)的要素偏性技術(shù)進步與投入要素之間的替代交互作用[13]，較多學者采用超越對數(shù)完成糧食生產(chǎn)技術(shù)效率測算[5，9，10-11]。由于文中是截面數(shù)據(jù)，故無需考慮技術(shù)進步，同時文中將機械與人工捆綁計算，其他要素之間的替代交互作用也可忽略，故有必要采用C-D生產(chǎn)函數(shù)測算技術(shù)效率。

不同糧食作物生產(chǎn)技術(shù)效率的影響因素不同，由于文中需要分析農(nóng)戶種植組合技術(shù)效率的影響因素，因而借鑒已有研究結(jié)論[14-16]，并結(jié)合實際調(diào)研情況，選擇性別(z1)、年齡(z2)、受教育程度(z3)、務工種類(z4)、地塊數(shù)量(z5)、技術(shù)培訓(z6)、自有機械(z7)、勞動力數(shù)量(z8)、糧食生產(chǎn)者補貼(z9)9個變量，技術(shù)效率損失函數(shù)模型如下：

mi=δ0+∑δKzik+ωi。

(3)

式(3)中：mi為技術(shù)效率損失百分率；zKi為影響第i個農(nóng)戶生產(chǎn)技術(shù)效率損失的第K個外生變量；δ0為常數(shù)項；δK為待估參數(shù)，表示第K個外生變量對技術(shù)效率損失的影響，即參數(shù)值大于零表示解釋變量對技術(shù)效率有負向影響，反之，則有正向影響；ωi為隨機誤差項。

2 結(jié)果與分析

2.1 種糧組合生產(chǎn)函數(shù)回歸結(jié)果與技術(shù)效率分析

運用Stata16.0估計普通農(nóng)戶與種糧大戶隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型的結(jié)果如表3所示。普通農(nóng)戶與種糧大戶的γ值分表為0.980 6與0.844 9，說明技術(shù)非效率所引起的生產(chǎn)波動占絕大部分，而來自于統(tǒng)計誤差和外界沖擊等的影響分別只有1.94%與15.51%，且檢驗結(jié)果和對數(shù)似然函數(shù)值也表明針對樣本農(nóng)戶，選擇C-D生產(chǎn)函數(shù)作為隨機前沿模型具有較好的解釋力。

表3 隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)估計結(jié)果

普通農(nóng)戶化肥、機械+人工、土地投入對單位面積產(chǎn)值具有正向影響(邊際產(chǎn)量為正)，農(nóng)藥投入對單位面積產(chǎn)值具有負向影響(邊際產(chǎn)量為負)；種子投入未通過顯著性檢驗。種糧大戶種子、機械+人工投入對單位面積產(chǎn)值具有正向影響，農(nóng)藥投入對單位面積產(chǎn)值具有負向影響；化肥與土地投入未通過顯著性檢驗。

依據(jù)Stata16.0輸出的技術(shù)效率損失結(jié)果計算組合種糧的普通農(nóng)戶與大戶的糧食生產(chǎn)技術(shù)效率，其描述性統(tǒng)計結(jié)果如表4所示。

表4 糧食生產(chǎn)技術(shù)效率分布

全部樣本技術(shù)效率平均值為78.08%，結(jié)果表明，技術(shù)效率損失較大，在糧食種植組合投入產(chǎn)出方面有較大提升空間。其中，種糧大戶糧食生產(chǎn)技術(shù)效率均值高于普通農(nóng)戶2.79%，技術(shù)效率低于70%的占比低于普通農(nóng)戶13.96%，而效率值在70%～90%的占比均高于普通農(nóng)戶，尤其是80%～90%的效率值更顯突出；但是普通農(nóng)戶效率值在90%以上的占比高于種糧大戶6.79個百分點?？梢?，普通農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)技術(shù)效率過低與過高的極端比例高于種糧大戶，而種糧大戶的糧食生產(chǎn)技術(shù)效率具有集中性。

2.2 技術(shù)效率損失方程回歸結(jié)果與影響因素分析

普通農(nóng)戶中性別、受教育程度、勞動力數(shù)量通過顯著性檢驗，其中受教育程度、勞動力數(shù)量對技術(shù)效率有正向影響，性別對技術(shù)效率有負向影響。種糧大戶中僅有受教育程度通過顯著性檢驗，且對技術(shù)效率有負向影響。針對表5結(jié)果分析如下。

表5 技術(shù)效率損失方程估計結(jié)果

一是，關于兩種類型農(nóng)戶受教育程度對技術(shù)效率影響方向相反的解釋。兩種類型農(nóng)戶受教育程度均以小學和初中為主，但是普通農(nóng)戶小學教育程度的占比更高。調(diào)研數(shù)據(jù)顯示，普通農(nóng)戶受教育程度在小學及以下、初中的比例分別占54.02%、24.14%，種糧大戶則分別占35.37%、36.59%，即普通農(nóng)戶的中學教育水平低于種糧大戶。依據(jù)調(diào)研數(shù)據(jù)的解釋是：普通農(nóng)戶受教育程度對技術(shù)效率的正向影響主要表現(xiàn)在受教育程度的提高更易于使其接受新知識，對糧食生產(chǎn)技術(shù)效率有促進作用；而受教育程度較高的種糧大戶在調(diào)研數(shù)據(jù)中顯示選擇“種糧兼打工或二三產(chǎn)業(yè)”的比例高，由于其兼業(yè)機會多、種類多，從而難以將全部精力用于對土地的管理，教育程度的提高反而導致技術(shù)效率下降。

二是，關于普通農(nóng)戶性別對技術(shù)效率存在負向影響的解釋。普通農(nóng)戶男女共同經(jīng)營糧食生產(chǎn)對技術(shù)效率存在負向影響的主要原因是普通農(nóng)戶中多是雜豆與主糧混種，且雜豆種植面積占比較大，家庭勞動力投入多，但是雜豆價格風險高、產(chǎn)值低，拉低了種糧組合的效率；而非男女共同種糧時，則主要選擇勞動力投入少的主糧或種植較少的紅小豆，即主糧的較高生產(chǎn)技術(shù)效率使組合種糧效率上升。

三是，關于普通農(nóng)戶勞動力數(shù)量對技術(shù)效率存在正向影響的解釋。普通農(nóng)戶地塊面積小，機械使用率相對低，雜豆的種植面積又相對大，勞動投入的增加提高了紅小豆的土地產(chǎn)出率，對技術(shù)效率的提高就會起到促進作用。

四是，“自有機械”未通過檢驗或回歸不收斂的解釋。依據(jù)調(diào)研數(shù)據(jù)，普通農(nóng)戶家庭有農(nóng)業(yè)機械的占19.54%，而在種糧大戶中75.61%的農(nóng)戶家庭擁有農(nóng)業(yè)機械，且這些機械均是與勞動捆綁在一起投入到糧食生產(chǎn)中，故單純的是否擁有“自有機械”難以成為技術(shù)效率的影響因素；同時，對于普通農(nóng)戶來說，由于自有機械擁有率低，主要是家庭勞動與雇傭或租賃機械結(jié)合種糧，從而使得“自有機械”與技術(shù)效率的相關程度進一步降低。

3 小結(jié)與建議

在不考慮要素之間的替代和技術(shù)進步的前提下，針對樣本數(shù)據(jù)，得出主要結(jié)論如下：化肥、機械+人工、土地投入對普通農(nóng)戶的單位產(chǎn)值具有正向影響，農(nóng)藥投入則有負向影響，種子未通過顯著性檢驗；種子、機械+人工投入對種糧大戶的單位產(chǎn)值具有正向影響，農(nóng)藥投入對單位產(chǎn)值則有負向影響，化肥與土地投入未通過顯著性檢驗。普通農(nóng)戶中受教育程度、勞動力數(shù)量對技術(shù)效率有正向影響，性別對技術(shù)效率有負向影響；種糧大戶中僅有受教育程度通過顯著性檢驗，且對技術(shù)效率有負向影響。為促進組合種糧農(nóng)戶糧食生產(chǎn)技術(shù)效率的提高，提出如下建議：

一是從投入角度看，應對種糧大戶與普通農(nóng)戶都進行農(nóng)藥使用相關講座，讓農(nóng)戶關注農(nóng)藥投入的質(zhì)量，綜合考慮農(nóng)藥的投入成本，從提升農(nóng)藥質(zhì)量角度減少農(nóng)藥投入；由于機械與人工捆綁投入對單位面積產(chǎn)值有正向影響，應積極鼓勵直接購買農(nóng)機服務或為提高紅小豆種植的機械化水平給予政策的支持；對于普通農(nóng)戶還應鼓勵其增加耕地面積，并從減量提質(zhì)方面適當增加化肥投入，而種糧大戶增加種子的投入，選擇優(yōu)質(zhì)糧種、減少自留種子用量，減量提質(zhì)更有利于產(chǎn)值的增加。

二是從影響因素角度看，對于種糧大戶來說教育的導向是鼓勵其注重糧食生產(chǎn)，并為其能穩(wěn)定的從事糧食種植提供更好的條件，吸引其加強對土地的管理；對于普通農(nóng)戶來說則應加強新技能和新知識的培訓，應為普通農(nóng)戶提供農(nóng)閑時在本地兼業(yè)的條件，保證從事糧食種植勞動力的數(shù)量。