鄉(xiāng)村振興背景下小農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)影響因素實(shí)證分析
——以江漢平原為例

王紫薇，徐 輝

（長(zhǎng)江大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 荊州 434023）

中共十九大報(bào)告提出鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化，在一系列強(qiáng)農(nóng)惠農(nóng)政策下，農(nóng)業(yè)發(fā)展取得重大進(jìn)展。然而，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程中也存在不可忽視的問題，如小規(guī)模農(nóng)戶生產(chǎn)技術(shù)落后、效率低下等困境。因此，對(duì)江漢平原小農(nóng)戶與規(guī)模農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率進(jìn)行實(shí)證分析，探討不同規(guī)模農(nóng)戶的生產(chǎn)效率差異，對(duì)提高小農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率、實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化具有十分重要的意義。

目前國(guó)內(nèi)外對(duì)影響農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)能力因素的研究較為豐富。Jia 等［1］通過(guò)實(shí)地調(diào)研發(fā)現(xiàn)小農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)效益在很大程度上與其經(jīng)營(yíng)土地面積大小有關(guān)；Xayavong 等［2］指出，農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)能力主要表現(xiàn)在高效管理耕作時(shí)間、組織農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的能力及農(nóng)戶對(duì)新設(shè)備使用的能力等方面；Wouterse［3］研究得出，農(nóng)戶的教育培訓(xùn)有利于提高農(nóng)業(yè)技術(shù)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力，同時(shí)也有利于提高人力資本，進(jìn)而提升小農(nóng)戶的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)能力。

國(guó)內(nèi)學(xué)者通過(guò)實(shí)證與理論兩方面對(duì)小農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)能力進(jìn)行研究，宋輝［4］對(duì)影響襄陽(yáng)市農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的各因素展開了定量研究與分析，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶受教育水平、經(jīng)濟(jì)水平、農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模和收入來(lái)源等內(nèi)在原因與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提升均有著緊密的聯(lián)系；羅明忠等［5］認(rèn)為地區(qū)的農(nóng)業(yè)技術(shù)發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)科技利用率、農(nóng)戶所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)農(nóng)業(yè)培訓(xùn)次數(shù)會(huì)影響農(nóng)戶現(xiàn)代科學(xué)技術(shù)使用能力；張研［6］認(rèn)為小農(nóng)戶分散經(jīng)營(yíng)使其在市場(chǎng)交易中處于不利地位，當(dāng)前的土地分配制度導(dǎo)致土地不連片，小農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)規(guī)模細(xì)碎化是影響農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營(yíng)的主要因素；李軍剛等［7］認(rèn)為小農(nóng)戶受教育程度和農(nóng)業(yè)科技使用程度對(duì)實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化有一定影響，且小農(nóng)戶各個(gè)方面均出現(xiàn)與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)和市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)不相適應(yīng)的短板。

現(xiàn)有研究大多從全國(guó)角度出發(fā)，或主要集中在分析某個(gè)省市的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，鮮有針對(duì)區(qū)域性農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的研究。此外，現(xiàn)有研究方法集中在傳統(tǒng)的DEA 分析方法，該方法并未考慮環(huán)境與隨機(jī)因素對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響。為此，本研究基于江漢平原212 個(gè)農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，采用三階段DEA模型分析，剔除環(huán)境與隨機(jī)誤差，以江漢平原小農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的各要素為研究對(duì)象，實(shí)證分析影響小農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的各要素，并提出提高小農(nóng)戶生產(chǎn)效率的方法路徑，以期使小農(nóng)戶能夠更有效對(duì)接市場(chǎng)、適應(yīng)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展趨勢(shì)。

1 數(shù)據(jù)來(lái)源與研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究的數(shù)據(jù)來(lái)源于2018 年5—7 月對(duì)江漢平原農(nóng)戶所做的問卷調(diào)查，其中包括小農(nóng)戶和規(guī)模農(nóng)戶（農(nóng)業(yè)大戶、家庭農(nóng)場(chǎng)等）。此次調(diào)查對(duì)所有類型農(nóng)戶共發(fā)放調(diào)查問卷250 份，收回問卷227 份，其中有效問卷為212 份，調(diào)查問卷的回收率為90.8%，有效問卷率為84.8%。調(diào)研地點(diǎn)主要為湖北省荊州市的荊州區(qū)、沙市區(qū)、公安縣、松滋市、江陵縣，宜昌市的枝江市等地，覆蓋江漢平原腹地多個(gè)縣市。調(diào)研資料能夠較為客觀、全面地反映江漢平原農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的基本現(xiàn)狀，為研究江漢平原小農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)影響因素實(shí)證分析提供相應(yīng)的數(shù)據(jù)支撐。

1.2 研究方法

本研究采用三階段DEA 模型作為江漢平原小農(nóng)戶生產(chǎn)效率影響因素的評(píng)價(jià)分析模型。該模型在一定程度上克服了傳統(tǒng)DEA 模型的部分缺陷，所以最終測(cè)算出的效率值更精準(zhǔn)科學(xué)。

1.2.1 第一階段：傳統(tǒng)DEA 模型分析初始效率 傳統(tǒng)DEA 模型是對(duì)相同類型決策單元績(jī)效評(píng)估的方法。DEA 方法中較常用的模型是投入導(dǎo)向的BCC模型與產(chǎn)出導(dǎo)向的CCR 模型，本研究選用投入導(dǎo)向的BCC 模型。針對(duì)任一決策單元，BCC 模型可表示如下：

式中，j= 1,2,…,n表示決策單元；投入、產(chǎn)出向量分別為X、Y。當(dāng)θ= 1,S+=S-= 0，則表示決策單元DEA 有效；當(dāng)θ= 1,S+≠0 或S-≠0，則表示決策單元弱DEA 有效；當(dāng)θ＜1，則表示決策單元非DEA有效。

BCC 模型計(jì)算出的綜合技術(shù)效率為規(guī)模效率與純技術(shù)效率的乘積，得出決策單元的規(guī)模報(bào)酬情況。其中，這三者的取值范圍均為0～1，效率值越接近1，表明越有效［8］。本研究中，若綜合技術(shù)效率為1，則說(shuō)明決策單元技術(shù)與規(guī)模效率均有效，代表決策單元具有最大產(chǎn)出的能力；若綜合技術(shù)效率小于1，則說(shuō)明決策單元并未對(duì)技術(shù)有效利用［8］。此外，純技術(shù)效率是由于管理和技術(shù)因素帶來(lái)的生產(chǎn)效率，若純技術(shù)效率為1，說(shuō)明決策單元純技術(shù)有效；規(guī)模效率是由于經(jīng)營(yíng)規(guī)模因素帶來(lái)的生產(chǎn)效率，若規(guī)模效率為1，則說(shuō)明決策單元規(guī)模有效，具有較強(qiáng)的產(chǎn)出能力，反之，未達(dá)到最優(yōu)的經(jīng)營(yíng)狀態(tài)［8］。

1.2.2 第二階段：SFA 模型剔除環(huán)境和隨機(jī)因素

構(gòu)造類SFA 回歸函數(shù)，將環(huán)境變量當(dāng)作自變量，第一階段得出的投入松弛變量當(dāng)作因變量，建立類SFA回歸函數(shù)［8］。

式中，Sni為第i個(gè)決策單元第n項(xiàng)投入的松弛量；Zi為環(huán)境變量，若環(huán)境變量有K個(gè)，則Zi=[Z1i,Z2i,…,Zki]，是指第i個(gè)決策單元可觀測(cè)到的第K個(gè)環(huán)境變量；f n(Zi;βn)為環(huán)境變量對(duì)投入松弛的影響；βn為環(huán)境變量待估參數(shù)；vni+μni即為綜合誤差項(xiàng)，其中vni是隨機(jī)干擾，服從正態(tài)分布，μni表示管理無(wú)效率，且服從截?cái)嗾龖B(tài)分布，vni和μni相互獨(dú)立，二者不相關(guān)［8］。

隨后，計(jì)算γ值，驗(yàn)證進(jìn)行SFA 回歸的合理性及必要性。

當(dāng)γ趨近于0 時(shí)，則表示松弛變量主要受隨機(jī)誤差的影響；當(dāng)γ趨近于1 時(shí)，則表示管理因素主要影響了松弛變量。

接著，對(duì)vni和μni進(jìn)行估計(jì)，以實(shí)現(xiàn)對(duì)投入產(chǎn)出的調(diào)整。估計(jì)式如下：

最后，為避免環(huán)境因素和隨機(jī)誤差對(duì)投入松弛的影響，根據(jù)回歸結(jié)果對(duì)投入值進(jìn)行調(diào)整［8］：

式中，xAni表示第i個(gè)決策單元調(diào)整后的投入；xni表示第i個(gè)決策單元調(diào)整前的初始投入；表示處于最優(yōu)的外部環(huán)境的決策單元；maxi()表示處于隨機(jī)影響最小的決策單元；是對(duì)外環(huán)境因素的調(diào)整，目的是將所有的決策單元都調(diào)整在同樣的環(huán)境下是將所有的決策單元都調(diào)整至相同的經(jīng)營(yíng)情況。經(jīng)過(guò)第二階段的調(diào)整，所有的決策單元都將處于最優(yōu)的外部環(huán)境和隨機(jī)影響最小的條件。

1.2.3 第三階段：用優(yōu)化后DEA 模型效率再分析

第三階段的效率再分析就是將第二階段調(diào)整后的投入與產(chǎn)出值一起再次利用BCC 模型計(jì)算效率值，從而得出綜合技術(shù)效率、純技術(shù)效率、規(guī)模效率及投入變量的冗余值，所以計(jì)算出來(lái)的最終結(jié)果就是剔除環(huán)境和隨機(jī)誤差影響后更為準(zhǔn)確的效率值［8］。

2 投入、產(chǎn)出指標(biāo)與環(huán)境變量的選取

2.1 投入、產(chǎn)出指標(biāo)的選取

為全面分析影響農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的因素，綜合DEA 分析對(duì)投入產(chǎn)出指標(biāo)的基本要求，并考慮到政策導(dǎo)向性和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的自然特征，本研究選取農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值作為惟一的產(chǎn)出指標(biāo)，以元為單位。選用以下幾個(gè)變量為投入變量：①選取農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的土地投入變量，農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模是指農(nóng)戶的耕地作業(yè)面積，單位為hm2；②農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入，以農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)作為勞動(dòng)力投入變量，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入是指農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中實(shí)際投入勞動(dòng)力的數(shù)量，單位為人；③物質(zhì)生產(chǎn)資料費(fèi)用投入是指在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)之前用于購(gòu)買各種農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料費(fèi)用的支出，包括肥料投入、農(nóng)藥投入、塑料薄膜投入、種子投入、農(nóng)業(yè)機(jī)械投入等，單位為元。

2.2 環(huán)境變量的選取

環(huán)境變量應(yīng)滿足“分離假設(shè)”的原則，即應(yīng)選取可以影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率但其影響不受本身主觀能力所控制的因素［9］，由于生產(chǎn)者自身在短期內(nèi)并不能控制這些特性，所以稱之為外部環(huán)境因素。本研究選取以下4 個(gè)環(huán)境因素。

1）人均受教育年限。人力資本是影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的重要因素，而人力資本形成的途徑是依靠教育培訓(xùn)等方式。一方面，教育可以通過(guò)“內(nèi)在效應(yīng)”為受教育農(nóng)戶積累豐富的知識(shí)與專業(yè)的技能；另一方面，豐富的知識(shí)儲(chǔ)備有利于提高農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)決策的效率，從而推動(dòng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高。由此可見，農(nóng)戶受教育年限與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率有著不可分割的聯(lián)系。預(yù)期人均受教育年限與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率呈正相關(guān)。

2）財(cái)政支農(nóng)。政府的財(cái)政支農(nóng)政策對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有著方向上的導(dǎo)向作用，政府在某一農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的優(yōu)惠政策會(huì)引起農(nóng)戶的關(guān)注，間接引導(dǎo)農(nóng)戶增加相關(guān)領(lǐng)域的生產(chǎn)規(guī)模，加大資金投入并采納新的生產(chǎn)技術(shù)，增加農(nóng)戶收入預(yù)期［9］。一般而言，財(cái)政支農(nóng)有利于促進(jìn)農(nóng)戶生產(chǎn)積極性提高，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提升，這里利用財(cái)政補(bǔ)貼來(lái)反映財(cái)政支農(nóng)政策變量對(duì)生產(chǎn)效率的影響。預(yù)期財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率呈正相關(guān)。

3）人均可支配收入。人均可支配收入作為反映農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)能力因素之一，不僅決定了農(nóng)戶選用生產(chǎn)要素的支付能力，而且影響知識(shí)、信息技術(shù)等要素的可獲得性。通常增加人均可支配收入可以提高農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性［9］，進(jìn)而有助于提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。因此，預(yù)期人均可支配收入與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率呈正相關(guān)。

4）農(nóng)業(yè)信息化。信息化的發(fā)展不僅能促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)信息傳播，還能拓寬農(nóng)業(yè)信息傳播渠道，擴(kuò)大傳播范圍，使農(nóng)戶及時(shí)了解農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的相關(guān)信息，促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)和流通［9］，這樣，農(nóng)戶可根據(jù)市場(chǎng)上的經(jīng)濟(jì)信號(hào)做出經(jīng)濟(jì)決策，有助于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)的順利展開。本研究以農(nóng)戶家中是否有電腦來(lái)衡量農(nóng)戶信息化水平，預(yù)期信息化水平與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率也呈正相關(guān)。

3 實(shí)證分析與檢驗(yàn)

由表1 可知，江漢平原各類農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投入、產(chǎn)出之間的相關(guān)系數(shù)均為正，且均在1%的顯著性水平下通過(guò)雙尾檢驗(yàn)。滿足投入和產(chǎn)出之間的“同向性”假設(shè)前提，所以選擇的投入產(chǎn)出指標(biāo)具有一定合理性。同時(shí)，將相對(duì)性由強(qiáng)到弱進(jìn)行排序，發(fā)現(xiàn)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值之間的相關(guān)系數(shù)最大，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入、農(nóng)藥投入和其他投入對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的影響較小。

表1 農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)投入與產(chǎn)出指標(biāo)的Pearson 相關(guān)系數(shù)

3.1 第一階段：傳統(tǒng)DEA 模型實(shí)證結(jié)果

本研究從全局的角度分析江漢平原不同規(guī)模農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，利用DEAP 2.1 軟件對(duì)江漢平原被調(diào)查農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率水平進(jìn)行測(cè)算，將樣本農(nóng)戶投入與產(chǎn)出指標(biāo)的數(shù)據(jù)帶入投入導(dǎo)向的BCC 模型中，計(jì)算結(jié)果見表2（表2 中普通農(nóng)戶即本研究的小農(nóng)戶）。

由表2 可知，在第一階段未剝離環(huán)境變量和隨機(jī)因素的條件下，江漢平原被調(diào)查所有農(nóng)戶的綜合技術(shù)效率平均值為0.724 ，純技術(shù)效率平均值為0.970，規(guī)模效率平均值為0.752。這說(shuō)明，假若能消除技術(shù)效率，并維持現(xiàn)有投入與技術(shù)水平，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出仍有27.6%的提升空間?？傮w而言，江漢平原農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率平均水平并沒有達(dá)到很好的水平，與純技術(shù)效率相比，規(guī)模效率的提升空間更大。具體來(lái)看，規(guī)模農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)綜合技術(shù)效率平均值為0.844，高于普通小農(nóng)戶。普通小農(nóng)戶的純技術(shù)效率平均值是0.988，略高于規(guī)模農(nóng)戶，而純技術(shù)效率是由于技術(shù)或管理等因素影響的生產(chǎn)效率，說(shuō)明在一定程度上，規(guī)模農(nóng)戶的管理或技術(shù)等方面不如普通小農(nóng)戶。但普通小農(nóng)戶的綜合技術(shù)效率遠(yuǎn)低于規(guī)模農(nóng)戶，主要原因是普通小農(nóng)戶的規(guī)模效率較低。而在第一階段測(cè)算小農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)純技術(shù)效率水平比其規(guī)模效率高，即小農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的關(guān)鍵因素在于其規(guī)模效率的提升［10］。普通小農(nóng)戶和規(guī)模農(nóng)戶分別在純技術(shù)效率與規(guī)模效率方面有著不同程度的提升空間。由于該結(jié)果包含了環(huán)境因素和隨機(jī)誤差的干擾，還需做更進(jìn)一步的調(diào)整［11］。

表2 第一階段DEA 評(píng)價(jià)結(jié)果

3.2 第二階段SFA 模型實(shí)證結(jié)果

將第一階段測(cè)算的各投入松弛變量作為該模型的被解釋變量，將4 個(gè)環(huán)境變量作為解釋變量，利用Frontier 4.1 軟件做SFA 回歸分析，結(jié)果見表3。由表3 可知，環(huán)境變量對(duì)投入松弛變量的系數(shù)大部分都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，表示農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的投入冗余受到外部環(huán)境因素的顯著影響，故外部環(huán)境繼而影響了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。進(jìn)一步分析可知，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入松弛等6 種投入松弛變量均在1%的水平上顯著，表明所有農(nóng)戶的投入冗余受到外部環(huán)境的影響比較明顯。具體而言，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入、農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模、種子投入、肥料投入、農(nóng)藥投入、農(nóng)業(yè)機(jī)械投入以及其他投入等的冗余值明顯偏向一方，說(shuō)明其隨機(jī)誤差因素對(duì)松弛量有較強(qiáng)影響力，隨機(jī)誤差與管理因素均對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率造成了較為顯著的影響。所以，有必要使用SFA 模型進(jìn)行剝離分析。

表3 第二階段SFA 回歸分析結(jié)果

若隨機(jī)前沿模型的回歸系數(shù)為正，則表示增加環(huán)境變量會(huì)導(dǎo)致各投入變量的浪費(fèi)、產(chǎn)出的降低，進(jìn)而會(huì)降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。若回歸系數(shù)為負(fù)，則表示環(huán)境變量增加反而會(huì)導(dǎo)致投入松弛量減少，即增加環(huán)境變量有利于減少各投入變量的浪費(fèi)，進(jìn)而說(shuō)明環(huán)境變量的增加可以提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。因此，為了提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，可以適當(dāng)增加形成負(fù)相關(guān)關(guān)系環(huán)境變量的投入或減少形成正相關(guān)關(guān)系環(huán)境變量的投入。經(jīng)過(guò)上述SFA 回歸結(jié)果，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入松弛量與4 個(gè)環(huán)境變量間的關(guān)系如下。

1）財(cái)政支農(nóng)。該變量與前6 個(gè)投入松弛變量的回歸系數(shù)均為正，且對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模、種子投入、農(nóng)藥投入和農(nóng)業(yè)機(jī)械投入松弛具有顯著影響。財(cái)政支農(nóng)使得這些投入松弛量的增加導(dǎo)致資源的浪費(fèi)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的降低。與預(yù)期假設(shè)相反，一方面，可能是因?yàn)檎?cái)政支農(nóng)政策在一定程度上會(huì)增加農(nóng)戶的收入預(yù)期，農(nóng)戶就會(huì)擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模，但盲目地?cái)U(kuò)張經(jīng)營(yíng)規(guī)模或增加不合理的投入會(huì)導(dǎo)致對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的浪費(fèi)［11］。這在一定程度上反映農(nóng)戶粗放式的生產(chǎn)方式和支農(nóng)資金管理的低效。另一方面，由于一段時(shí)期內(nèi)農(nóng)戶的經(jīng)營(yíng)管理、勞動(dòng)技能等方面能力不能與擴(kuò)大的經(jīng)營(yíng)規(guī)模相匹配提升［10］，使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的各項(xiàng)投入冗余值得以增加。

2）人均可支配收入。該變量對(duì)7 種投入松弛變量系數(shù)均為負(fù)，且均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。表明隨著人均可支配收入的增加，投入變量的冗余值減少，從而有利于提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率［11］，這一結(jié)論與理論預(yù)期恰好相符。一方面，當(dāng)農(nóng)戶收入增加時(shí)，在利益的驅(qū)使下使得部分勞動(dòng)力重返農(nóng)業(yè)生產(chǎn)；另一方面，收入的增加又促使農(nóng)戶增加其他各要素的投入，農(nóng)戶勢(shì)必會(huì)加大耕地面積，由于規(guī)模農(nóng)戶有較為熟練的生產(chǎn)技能，在科學(xué)指導(dǎo)下，適當(dāng)?shù)耐度霑?huì)有效減少各項(xiàng)投入要素松弛變量，繼而促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高［11］。農(nóng)戶家庭人均可支配收入對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率具有較為顯著的正向影響，這也許是因?yàn)檗r(nóng)戶人均可支配收入越高，其更加樂于增加對(duì)各項(xiàng)生產(chǎn)要素的投入，對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)管理熱情高漲。同時(shí)，農(nóng)戶會(huì)積極關(guān)注市場(chǎng)動(dòng)向，更合理地規(guī)劃耕作，從而使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率得以提高。

3）人均受教育年限。該變量對(duì)6 種主要投入松弛變量的回歸系數(shù)均為正，且該變量相較于其他變量而言，僅對(duì)肥料投入松弛變量具有較為顯著的影響，而對(duì)其他投入松弛變量?jī)H具有方向上的指向作用，說(shuō)明提高農(nóng)村勞動(dòng)力受教育程度并不能顯著減少各項(xiàng)投入浪費(fèi)。人均受教育年限低的農(nóng)戶以農(nóng)業(yè)為主營(yíng)業(yè)務(wù)，農(nóng)業(yè)甚至成為其收入的惟一來(lái)源，所以更傾向于通過(guò)加大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動(dòng)力投入以及擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模的途徑來(lái)增加收入，但對(duì)物質(zhì)生產(chǎn)資料費(fèi)用和耕地面積投入浪費(fèi)。這或許是由于受教育時(shí)間越長(zhǎng)的農(nóng)戶更傾向通過(guò)節(jié)約勞動(dòng)、利用資本等較為先進(jìn)的集約化生產(chǎn)方式，而現(xiàn)有物質(zhì)條件不適合這種生產(chǎn)方式，從而導(dǎo)致浪費(fèi)［9］。

4）農(nóng)業(yè)信息化。該變量與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入、肥料投入和農(nóng)藥投入松弛變量呈顯著負(fù)相關(guān)，而對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模和農(nóng)業(yè)機(jī)械投入松弛變量影響為負(fù)，但不顯著。本研究以農(nóng)戶家中是否有電腦來(lái)衡量農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信息化水平。農(nóng)業(yè)信息化服務(wù)在農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)中發(fā)揮信息傳輸?shù)闹匾饔?，推?dòng)信息化建設(shè)，有利于促進(jìn)小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的銜接與深度融合［10］。因此，農(nóng)戶在生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)時(shí)可以利用網(wǎng)絡(luò)技術(shù)了解市場(chǎng)與價(jià)格信息、農(nóng)產(chǎn)品供求等方面的信息來(lái)靈活調(diào)整農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，實(shí)現(xiàn)信息技術(shù)的轉(zhuǎn)換，從而減少冗余值。即使該變量并沒有對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械投入松弛變量造成顯著的影響，但是其指示方向截然相反，原因可能是農(nóng)業(yè)機(jī)械費(fèi)用過(guò)高，農(nóng)機(jī)是農(nóng)戶家庭固定資產(chǎn)的重要代表，對(duì)于多數(shù)農(nóng)戶家庭而言，需要多次分批購(gòu)買，無(wú)法一次性購(gòu)入，致使農(nóng)戶在短期內(nèi)難以根據(jù)實(shí)際生產(chǎn)需求而做出靈活的調(diào)整，基于上述情況，產(chǎn)生農(nóng)業(yè)機(jī)械冗余值是難以避免的［10］。

3.3 第三階段調(diào)整后的DEA 實(shí)證結(jié)果

經(jīng)過(guò)第二階段相似SFA 回歸模型分析，將調(diào)整后的投入變量值、原始產(chǎn)出值重新代入BCC 模型，最終得到第三階段江漢平原小農(nóng)戶與規(guī)模農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，如表4 所示。

對(duì)比表2、表4 的結(jié)果可知，總體而言，與第一階段相比，第三階段普通小農(nóng)戶與規(guī)模農(nóng)戶的綜合技術(shù)效率與規(guī)模效率均有所下降。具體來(lái)看，普通小農(nóng)戶的規(guī)模效率從0.708 下降至0.405，由于規(guī)模效率出現(xiàn)較大的下降幅度，導(dǎo)致綜合技術(shù)效率平均值由0.697 下降至0.395。這說(shuō)明在環(huán)境因素與隨機(jī)誤差的共同影響下，小農(nóng)戶的綜合技術(shù)效率、純技術(shù)效率、規(guī)模技術(shù)效率表現(xiàn)出虛高。經(jīng)過(guò)第二階段剔除外部因素后，由于小農(nóng)戶規(guī)模效率大幅降低導(dǎo)致其綜合技術(shù)效率水平下降，小農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率變得更加不理想。小農(nóng)戶規(guī)模效率出現(xiàn)下降趨勢(shì)的主要原因是土地流轉(zhuǎn)將小農(nóng)戶細(xì)碎化的土地逐漸流轉(zhuǎn)到規(guī)模農(nóng)戶或新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體手中，進(jìn)行規(guī)模化生產(chǎn)、專業(yè)化運(yùn)營(yíng)，同時(shí)社會(huì)對(duì)小農(nóng)戶社會(huì)化服務(wù)體系不健全，小農(nóng)戶很少接受專業(yè)技術(shù)培訓(xùn)，對(duì)產(chǎn)前生產(chǎn)規(guī)劃、產(chǎn)中成本控制，甚至產(chǎn)后農(nóng)產(chǎn)品銷售等方面均缺乏相應(yīng)指導(dǎo)［10］，從而在一定程度導(dǎo)致小農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的綜合技術(shù)效率降低。當(dāng)因農(nóng)產(chǎn)品供需變化而需要調(diào)節(jié)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模時(shí)，小農(nóng)戶難以做出迅速反應(yīng)，較難有效地對(duì)各生產(chǎn)要素進(jìn)行合理分配，最終降低了資源配置的效率［10］。而規(guī)模農(nóng)戶的規(guī)模效率從0.948 下降至0.854，純技術(shù)效率由0.893 上升至0.897，純技術(shù)效率上升幅度并不大，從而最終使得綜合技術(shù)效率的平均值由0.844 下降至0.768，表明規(guī)模農(nóng)戶的規(guī)模效率與綜合技術(shù)效率出現(xiàn)虛高。

表4 第三階段DEA 評(píng)價(jià)結(jié)果

第三階段DEA 評(píng)價(jià)結(jié)果顯示，從整體來(lái)看，江漢平原農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率平均水平存在一定的提升與發(fā)展空間，小農(nóng)戶與規(guī)模農(nóng)戶的綜合技術(shù)效率有較大差距。就農(nóng)業(yè)生產(chǎn)綜合技術(shù)效率而言，若不考慮環(huán)境因素和隨機(jī)誤差的作用，規(guī)模農(nóng)戶仍然優(yōu)于普通農(nóng)戶。就農(nóng)業(yè)發(fā)展的平均水平來(lái)看，與規(guī)模農(nóng)戶相比，小農(nóng)戶在代表農(nóng)戶管理水平的純技術(shù)效率有一定的優(yōu)勢(shì)，說(shuō)明江漢平原小農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提升的關(guān)鍵就在于其規(guī)模效率的提高［11］。小農(nóng)戶規(guī)模效率主要拉低了效率水平，從而拉低了綜合技術(shù)效率［10］。所以，江漢平原小農(nóng)戶未來(lái)調(diào)節(jié)的著力點(diǎn)應(yīng)在規(guī)模優(yōu)化方面努力，應(yīng)適度調(diào)整規(guī)模。

4 結(jié)論與建議

本研究運(yùn)用三階段DEA 模型對(duì)江漢平原小農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率進(jìn)行了相關(guān)的定量研究，得出以下結(jié)論。

1）調(diào)整前后各類農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率出現(xiàn)了較為明顯的改變，表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的確受到環(huán)境因素與隨機(jī)誤差等外部因素的影響。同時(shí)，也說(shuō)明了選用三階段DEA 模型比傳統(tǒng)DEA 模型對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率進(jìn)行測(cè)度更為精確、更符合現(xiàn)實(shí)。在考慮外部環(huán)境變量后的生產(chǎn)效率才更接近實(shí)際，反映其真實(shí)的生產(chǎn)效率水平。

2）通過(guò)調(diào)整可以發(fā)現(xiàn)，真實(shí)的技術(shù)效率要低于未剝離環(huán)境因素與隨機(jī)誤差時(shí)的效率，并且對(duì)比調(diào)整前后的效率值，農(nóng)戶技術(shù)效率結(jié)構(gòu)差異較大［9］。引起小農(nóng)戶綜合效率較低的原因是小農(nóng)戶的規(guī)模效率低。所以，規(guī)模效率較低是目前影響小農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提升的關(guān)鍵因素。江漢平原小農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)目前正處于高投入、低產(chǎn)出低效的粗放發(fā)展方式，倘若仍不注重農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)者相關(guān)知識(shí)的培訓(xùn)以及科學(xué)的引導(dǎo)，將不利于江漢平原小農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高。

3）經(jīng)過(guò)SFA 回歸分析可知，環(huán)境與隨機(jī)因素等外部因素對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率存在顯著影響，但是隨機(jī)因素是不可控的［12］，所以，控制外部環(huán)境是尋求提高效率途徑的必要選擇。在環(huán)境因素中，人均可支配收入、農(nóng)業(yè)信息化是農(nóng)戶生產(chǎn)效率提高的有利因素；而財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響與預(yù)期相反，并沒有起到應(yīng)有的作用，財(cái)政支農(nóng)的提高使得投入松弛量增加及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率降低，所以政府應(yīng)該科學(xué)分配目前的財(cái)政支農(nóng)資金，合理引導(dǎo)農(nóng)戶對(duì)支農(nóng)資金的使用，合理規(guī)劃資金配置，提高農(nóng)業(yè)支農(nóng)效率，從而避免造成投入冗余甚至浪費(fèi)；人均受教育年限也與預(yù)期不相符，受教育程度高的農(nóng)戶并沒有顯著減少各種投入的浪費(fèi)，這或許是由于受教育時(shí)間越長(zhǎng)的農(nóng)戶更加傾向通過(guò)節(jié)約勞動(dòng)、利用資本等較為先進(jìn)的集約化生產(chǎn)方式，而現(xiàn)有物質(zhì)條件不適合這種生產(chǎn)方式，從而導(dǎo)致了投入浪費(fèi)。

針對(duì)上述分析結(jié)果，為進(jìn)一步提高江漢平原小農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，改善小農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)困境，促進(jìn)小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的有機(jī)銜接，提出以下政策建議。

1）完善土地流轉(zhuǎn)制度，鼓勵(lì)小農(nóng)戶發(fā)展適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)。江漢平原小農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的弱勢(shì)主要是受其經(jīng)營(yíng)規(guī)模的影響。輻射到全國(guó)而言，各地政府應(yīng)鼓勵(lì)小農(nóng)戶推行農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)，減少耕地細(xì)碎化。為此，應(yīng)通過(guò)強(qiáng)化落實(shí)“三權(quán)分置”等相關(guān)政策，進(jìn)一步推進(jìn)小農(nóng)戶發(fā)展適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)，促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提升，從而實(shí)現(xiàn)規(guī)模效應(yīng)最大化。具體而言，一方面，政府為鼓勵(lì)支持小農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)提供經(jīng)濟(jì)補(bǔ)貼，加快提升土地流轉(zhuǎn)效率，轉(zhuǎn)變粗放式的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，促進(jìn)農(nóng)業(yè)規(guī)模化生產(chǎn)的形成。另一方面，要進(jìn)一步完善和豐富農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)形式，讓小農(nóng)戶積極參與土地流轉(zhuǎn)，發(fā)展適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)，讓小農(nóng)戶成為新時(shí)代農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)的最終受益者。

2）發(fā)展職業(yè)教育，提升小農(nóng)戶綜合素質(zhì)。加強(qiáng)農(nóng)村地區(qū)人力資本開發(fā)與培育等相關(guān)工作，提升小農(nóng)戶的科學(xué)文化水平。農(nóng)戶個(gè)體素質(zhì)的提高，才能有積極獲取和使用農(nóng)業(yè)信息的能力，繼而才有農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的可能。可就近依托中等職業(yè)教育、高等教育，鼓勵(lì)農(nóng)戶參與職業(yè)教育培訓(xùn)，大力培養(yǎng)并轉(zhuǎn)變?yōu)楝F(xiàn)代化的新型職業(yè)農(nóng)民，為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的升級(jí)提供專業(yè)人才支撐，為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高提供不竭動(dòng)力。同時(shí)，要優(yōu)化引導(dǎo)農(nóng)戶對(duì)物質(zhì)成本、播種面積的科學(xué)投入，減少對(duì)各項(xiàng)投入的浪費(fèi)，既要“懂技術(shù)”又要“會(huì)經(jīng)營(yíng)”。加強(qiáng)對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)行為的正確引導(dǎo)，逐步提升小農(nóng)戶對(duì)先進(jìn)技術(shù)的認(rèn)知與運(yùn)用能力，發(fā)揮教育對(duì)小農(nóng)戶對(duì)接現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的正向作用。

3）優(yōu)化財(cái)政支農(nóng)項(xiàng)目組合?，F(xiàn)階段，由于缺乏正確、合理的引導(dǎo)，財(cái)政支農(nóng)對(duì)部分農(nóng)戶并沒有發(fā)揮出應(yīng)有的作用，相反卻造成了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料投入、支農(nóng)資金的浪費(fèi)。為此，在確保農(nóng)戶增收的基礎(chǔ)上，為弱化當(dāng)前財(cái)政支農(nóng)可能帶來(lái)的消極影響，政府應(yīng)加強(qiáng)對(duì)小農(nóng)戶的引導(dǎo)，拓寬其有效投資暢通渠道，減少盲目投資，實(shí)現(xiàn)財(cái)政支農(nóng)資金的合理有效配置。其次，應(yīng)完善財(cái)政支農(nóng)與補(bǔ)貼機(jī)制，有針對(duì)性地改進(jìn)財(cái)政支農(nóng)項(xiàng)目組合，完善財(cái)政支農(nóng)機(jī)制，逐步促進(jìn)財(cái)政支農(nóng)支出的有序增加和規(guī)范引導(dǎo)，發(fā)揮財(cái)政支農(nóng)的正向效應(yīng)，避免因盲目投資造成農(nóng)村公共供給體系的效率損失［11］。