退耕還林背景下農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率研究——基于陜西省志丹縣退耕農(nóng)戶的隨機(jī)前沿分析

田 杰，姚順波

（西北農(nóng)林科技大學(xué) 資源經(jīng)濟(jì)與環(huán)境管理研究中心，陜西 楊凌 712100）

從當(dāng)前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展的實(shí)際情況來看，農(nóng)業(yè)產(chǎn)量增長主要依靠三方面：一是播種面積的擴(kuò)大，二是物質(zhì)要素投入的增加，三是生產(chǎn)率的不斷提高。退耕農(nóng)戶在面臨耕地面積減少和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)不斷調(diào)整的背景下，其生產(chǎn)要素投入又受到報酬遞減規(guī)律的制約，不能無限依賴于物質(zhì)要素投入的不斷加大來提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)量，所以，提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力的關(guān)鍵是提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的技術(shù)效率水平。生產(chǎn)率的提高可以通過技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率改進(jìn)兩種途徑來實(shí)現(xiàn)，技術(shù)進(jìn)步是指推進(jìn)整個前沿生產(chǎn)面向上移動，而技術(shù)效率提高則使實(shí)際生產(chǎn)點(diǎn)趨近該投入水平下的最大產(chǎn)量。在技術(shù)水平一定的情況下，改進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)效率就成了提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的主要途徑。因此，評價退耕農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率狀況并尋求影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的主要因素對于促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

國內(nèi)外學(xué)者測量技術(shù)效率的方法主要有兩種：一種是無參數(shù)的數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA），一種是有參數(shù)的隨機(jī)前沿分析（SFA）。DEA是通過線性規(guī)劃的方法來度量效率，根據(jù)個體決策單元的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，選出一個或幾個決策單元作為技術(shù)有效點(diǎn)，進(jìn)而構(gòu)造出生產(chǎn)前沿。DEA最大的缺點(diǎn)是把實(shí)際產(chǎn)出小于前沿產(chǎn)出的原因全部歸結(jié)于技術(shù)效率原因，忽略了隨機(jī)因素對于產(chǎn)出的影響。SFA的基本思想是利用生產(chǎn)函數(shù)和隨機(jī)擾動項(xiàng)構(gòu)造出隨機(jī)生產(chǎn)前沿，SFA最主要的優(yōu)點(diǎn)是在實(shí)現(xiàn)對生產(chǎn)過程精確描述的同時，納入了經(jīng)典白噪聲項(xiàng)，充分考慮了隨機(jī)因素對于產(chǎn)出的影響。與DEA方法相比，SFA由于需要參數(shù)而有所不便，但也有利于更為合理的解釋技術(shù)效率損失的原因。特別是針對“農(nóng)業(yè)生產(chǎn)”這一研究對象，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是“經(jīng)濟(jì)再生產(chǎn)與自然再生產(chǎn)交織在一起的生產(chǎn)過程”［1］，不可控的自然因素對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率不僅會產(chǎn)生影響，而且有時候其影響甚至是決定性的。有研究者證實(shí)，對于中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)而言，SFA估計總體上優(yōu)于DEA估計，應(yīng)用前景也應(yīng)該更為廣泛［2］。因此，本文選用隨機(jī)前沿分析SFA對退耕農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率進(jìn)行研究。

眾多學(xué)者運(yùn)用不同的方法從不同視角對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率進(jìn)行了大量研究。Fan采用SFA方法估算了投入要素增加、技術(shù)進(jìn)步和制度變遷對中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長的貢獻(xiàn)［3］。Battese等運(yùn)用SFA方法和面板數(shù)據(jù)分析了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的技術(shù)效率進(jìn)步［4］。孟令杰采用DEA方法對中國1980—1995年農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的技術(shù)效率進(jìn)行了測算，發(fā)現(xiàn)中國農(nóng)業(yè)技術(shù)效率呈現(xiàn)下降趨勢［5］。李周利用DEA方法分析了西部地區(qū)縣域?qū)用嫔系霓r(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率［6］。以上研究極有助于加深我們對中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的認(rèn)識，但是，自從家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制實(shí)施以來，農(nóng)戶成為農(nóng)業(yè)最基本的生產(chǎn)單位，利用全國或省級加總數(shù)據(jù)分析時，會由于變量波動減少而丟失部分微觀信息。本文以陜西省志丹縣退耕農(nóng)戶微觀面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率進(jìn)行全面評價，并從農(nóng)戶家庭這一微觀角度來深入分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的影響因素，探討提高農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)競爭力的微觀因素。

一、數(shù)據(jù)來源與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來源與說明

課題組分別于2009、2010和2011年在陜西省志丹縣進(jìn)行了農(nóng)戶抽樣跟蹤調(diào)查，依據(jù)平均分布和具有代表性的原則來選取樣本，并采用分層隨機(jī)抽樣的方法以保證樣本的代表性。具體確定過程為：從志丹縣隨機(jī)選擇5個鎮(zhèn)，再從每個鎮(zhèn)隨機(jī)選取4個村，然后再從每個村選擇21戶農(nóng)戶進(jìn)行調(diào)查，共計420戶農(nóng)戶。調(diào)查過程采取直接與農(nóng)戶家庭成員對話的訪談形式，問卷設(shè)計既考慮到本研究的內(nèi)容，也考慮了農(nóng)戶對問題的理解接受能力。剔除有缺失數(shù)據(jù)、異常值等變異農(nóng)戶，剩余有370戶農(nóng)戶數(shù)據(jù)供研究所用。另外，本文假設(shè)所有樣本農(nóng)戶面臨相同的技術(shù)進(jìn)步條件和相同的自然風(fēng)險。

（二）模型與變量說明

1．隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)與變量說明

建立具體的隨機(jī)前沿面模型時，需要考慮設(shè)定生產(chǎn)函數(shù)形式。由于傳統(tǒng)的C－D生產(chǎn)函數(shù)暗含一個前提假設(shè)：各種生產(chǎn)投入要素的替代彈性為0或1。在確定農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的生產(chǎn)函數(shù)形式時，由于事先并不知道各種生產(chǎn)投入要素之間的彈性替代情況，所以采用形式最為靈活，可近似反映任何生產(chǎn)技術(shù)的超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)，該模型的具體函數(shù)形式為：

模型（1）中，i表示農(nóng)戶序號，Y表示農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入，A表示農(nóng)作物播種面積，L表示勞動力投入，F(xiàn)表示化肥投入使用費(fèi)用，M表示農(nóng)藥投入使用費(fèi)用，T表示時間趨勢變量，用來表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)前沿面的變動，反映技術(shù)進(jìn)步對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響，βk（k＝0，1，．．．，15）為待估參數(shù)。Vit為隨機(jī)變量，服從均值為零、方差為σ2V的正態(tài)分布，用于測度誤差及各種不可控制的隨機(jī)因素，例如天氣等。Uit獨(dú)立于Vit，是非負(fù)隨機(jī)變量，反映生產(chǎn)的無效程度，通常假定Uit服從均值為mit、方差為σ2U的半正態(tài)分布。γ則反映了復(fù)合擾動項(xiàng)中技術(shù)無效項(xiàng)所占的比例。

對主要變量進(jìn)行簡單的統(tǒng)計分析，得到結(jié)果如表1所示。

表1 生產(chǎn)函數(shù)中主要變量的統(tǒng)計分析表

從表1可以看出，農(nóng)業(yè)收入Y的變異系數(shù)最大，說明退耕農(nóng)戶的收入差異很大，造成這種現(xiàn)象的原因主要有農(nóng)戶人均耕地面積的不均等和家庭經(jīng)營結(jié)構(gòu)的差異。有些農(nóng)戶農(nóng)業(yè)種植用途為自給性供給，而有些農(nóng)戶則大面積種植經(jīng)濟(jì)作物大大提高了農(nóng)業(yè)收入，進(jìn)而造成農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入差異較大的現(xiàn)狀，但是，從另一個角度來看，相對農(nóng)業(yè)收入較高的均值，農(nóng)業(yè)收入的變化程度并不是異常劇烈；勞動力投入L的變異系數(shù)最小，根據(jù)實(shí)地調(diào)研情況獲知，一般情況下，只有老人和婦女留守在家經(jīng)營農(nóng)業(yè)，家里年輕男性勞動力大都外出打工，所以，在所調(diào)查區(qū)域內(nèi)，留守在家經(jīng)營農(nóng)業(yè)的勞動力平均為2～3人，農(nóng)業(yè)勞動力投入時間差異不大；農(nóng)作物播種面積A和化肥投入F的變異系數(shù)不大，說明退耕地區(qū)農(nóng)戶經(jīng)營農(nóng)業(yè)的播種面積和農(nóng)藥投入的費(fèi)用差異不是很大。

2．技術(shù)效率回歸函數(shù)及變量說明

退耕農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率實(shí)際上是一個內(nèi)生變量，受多種外生變量的影響，微觀上主要受家庭經(jīng)營規(guī)模、成員受教育程度、信息可得性、資源可得性、地理位置和經(jīng)濟(jì)環(huán)境等因素的影響?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性和調(diào)研地區(qū)的實(shí)際情況，本文主要選用的影響因素指標(biāo)有：家庭規(guī)模X1（單位：人）；家庭成員中是否有村干部X2（有用1表示，無用0表示）；戶主受教育年限X3（單位：年）；是否有外出務(wù)工X4（有用1表示，無用0表示）；是否曾有貸款X5（有用1表示，無用0表示）；經(jīng)營耕地塊數(shù)X6（單位：塊）；人均耕地面積X7（單位：畝／人）；人均收入水平X8（單位：元／人）；離家最近鎮(zhèn)的距離X9（單位：公里）；農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入的比例X10。對這些變量的說明與描述性統(tǒng)計分析詳見表2。

表2 效率回歸函數(shù)中主要變量的說明及描述性統(tǒng)計分析表

農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率與家庭微觀指標(biāo)之間的回歸方程式如下：

其中，i表示第i個樣本農(nóng)戶，εi是誤差項(xiàng)，且服從N（0，σ2）分布，γ0，γ1，．．．，γ10，是待估參數(shù)。

二、參數(shù)估計與結(jié)果分析

（一）隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)分析

本文采用Frontier4．1軟件對生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行估計，參數(shù)估計結(jié)果如表3所示。

表3 隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)估計結(jié)果表

β5、β7、β9、β11、β14這五個系數(shù)在10%顯著性水平下顯著不為零，β6、β10在5%水平下也顯著不為零，說明模型中的變量存在交互效應(yīng)，應(yīng)用超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型是合適的。表示技術(shù)無效程度的參數(shù)γ為0．764，且通過1%水平下的顯著性檢驗(yàn)，說明農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中存在明顯的技術(shù)效率損失；而且，前沿生產(chǎn)函數(shù)的誤差主要由技術(shù)非效率U造成的，只有23．57%來自于統(tǒng)計誤差等外部影響。另外，調(diào)研地區(qū)的農(nóng)業(yè)平均生產(chǎn)技術(shù)效率為0．599，鄭循剛運(yùn)用隨機(jī)前沿分析方法測算出2000－2007年中國農(nóng)業(yè)平均技術(shù)效率為0．653，其中陜西省的農(nóng)業(yè)平均效率為0．461［7］，對比來看，本文所研究地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率總體水平較低，說明各個投入要素利用的技術(shù)效率還沒有達(dá)到最優(yōu)狀態(tài)。

從參數(shù)估計結(jié)果來看，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，勞動力投入（L）系數(shù)為負(fù)值，但是t統(tǒng)計值不顯著，說明勞動力投入對當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入沒有顯著性的影響，這也與調(diào)查情況相符，所調(diào)查地區(qū)存在大量的閑置勞動力，勞動力投入并不是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率增長的制約因素。農(nóng)作物播種面積（A）、化肥投入（F）和農(nóng)藥投入（M）的系數(shù)均為正值，且都通過5%水平下的顯著性檢驗(yàn)，說明通過增加此三要素投入可以顯著提高退耕農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入水平。時間趨勢變量T的系數(shù)0．015在10%水平下顯著不為零，說明退耕農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率隨著時間推移呈現(xiàn)上升趨勢，但上升趨勢相當(dāng)緩慢。

由于超越對數(shù)模型中的系數(shù)只反映了要素間復(fù)雜的替代和互補(bǔ)關(guān)系，符號只是說明了變量之間的正向和負(fù)向影響關(guān)系，變量系數(shù)值不能說明各個生產(chǎn)要素貢獻(xiàn)率的大小，所以，本文對樣本農(nóng)戶各個生產(chǎn)要素的投入產(chǎn)出彈性進(jìn)行了簡單計算，進(jìn)一步來說明各種投入要素對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的影響。

式（5）～（7）中，εA、εL、εF、εM代表農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)勞動投入時間、化肥使用量和農(nóng)藥施用量的產(chǎn)出彈性；lnAi、lnLi、lnFi、lnMi分別是根據(jù)樣本農(nóng)戶的投入指標(biāo)值進(jìn)行簡單算術(shù)平均值得到；β值均來自隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)的估計結(jié)果（見表3）。從計算結(jié)果可以看出，四種投入要素的產(chǎn)出彈性全為正值，土地產(chǎn)出彈性值最大，達(dá)到0．597，說明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對土地投入的依賴程度很高，但是由于土地資源的限制，當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶不可能一味通過擴(kuò)大農(nóng)作物播種面積來提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)值，但是可以通過結(jié)構(gòu)調(diào)整來實(shí)現(xiàn)土地資源在不同作物之間的優(yōu)化配置；而且勞動力投入時間的產(chǎn)出彈性值最小，化肥和農(nóng)藥投入產(chǎn)出彈性值較大，這也進(jìn)一步驗(yàn)證了隨機(jī)前沿分析的估計結(jié)果：退耕農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)投入要素呈現(xiàn)明顯不足狀態(tài)，勞動力投入對農(nóng)業(yè)效率增長的貢獻(xiàn)值最小，通過增大化肥、農(nóng)藥等要素使用量，可以明顯改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率。

（二）技術(shù)效率的統(tǒng)計描述

根據(jù)上述隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)估計過程，以2011年為例，得到所調(diào)查地區(qū)370戶農(nóng)戶的生產(chǎn)效率分布情況，具體結(jié)果見表4。所調(diào)查地區(qū)的370戶樣本農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率大體分布在0．062～0．854之間，平均技術(shù)效率為0．599，總體農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)水平偏低，在現(xiàn)有技術(shù)水平和投入要素配置條件下，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平仍有40%的提高空間，因此，如果采取有效措施來提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的話，將會大大增加退耕農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入水平。從表4可以看出，樣本農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率呈現(xiàn)明顯右偏態(tài)勢，效率小于0．5的只有44戶，占到總樣本數(shù)的11．89%；大部分農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率均大于0．5，有326戶農(nóng)戶生產(chǎn)技術(shù)效率位于0．5～9．9之間，占到總樣本數(shù)的88．11%；其中，位于0．5～0．6之間的農(nóng)戶數(shù)最多，達(dá)到143戶，占總體樣本戶數(shù)的38．65%；位于0．6～0．7的有121戶，占總樣本比例為32．7%；在所調(diào)查樣本范圍內(nèi)，生產(chǎn)技術(shù)效率超過0．9的農(nóng)戶沒有。由此可以看出，退耕農(nóng)戶樣本的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率值的分布比較集中，但總體呈現(xiàn)偏低水平。

表4 樣本農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率分布情況表

（三）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的影響因素分析

表5列出了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的若干影響因素的回歸結(jié)果，在本文所考慮的10項(xiàng)農(nóng)戶家庭基本因素中，有6項(xiàng)通過了10%水平下的顯著性檢驗(yàn)。結(jié)果表明，這6項(xiàng)影響因子可以初步解釋造成退耕農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率存在差異的原因。

表5 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率影響因素回歸分析的參數(shù)估計結(jié)果表

家庭成員中是否有村干部（X2）是用來表征農(nóng)戶家庭背景的主要變量，其對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率水平帶來顯著負(fù)效應(yīng)，這可以通過時間配置替代效應(yīng)和農(nóng)村尋租現(xiàn)象來解釋，退耕農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)經(jīng)營時間總量是一定的，而干部型農(nóng)戶家庭則把大部分時間和精力投入到村莊事務(wù)管理中，對家庭自有農(nóng)地?zé)o暇顧及；結(jié)合當(dāng)?shù)匕l(fā)展情況來考慮，志丹縣擁有豐富的石油資源，基層干部掌握著更多可支配資源下土地轉(zhuǎn)讓的權(quán)利，進(jìn)而滋生很多腐敗現(xiàn)象，產(chǎn)生尋租、涉租行為，相對這一非生產(chǎn)性租金而言，農(nóng)業(yè)經(jīng)營獲得的比較利益非常低，使得家庭經(jīng)營成本很高。

戶主受教育年限（X3）對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的影響作用通過10%水平下的顯著性檢驗(yàn)。戶主受教育程度越高，其自身接受、利用和吸收新技術(shù)的能力也就越強(qiáng)，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率存在明顯的正效應(yīng)；另一方面，戶主受教育年限對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的影響系數(shù)為0．000 1，影響作用不大，通過表2的描述分析也可以發(fā)現(xiàn)，樣本農(nóng)戶平均受教育年限為5．05年，大部分僅為小學(xué)水平，這也在一定程度上反映了目前的農(nóng)村現(xiàn)狀，留守在家經(jīng)營農(nóng)業(yè)的多為40歲以上的中老年人，農(nóng)村勞動力老齡化問題已經(jīng)日趨明顯和嚴(yán)重。

經(jīng)營耕地塊數(shù)（X6）是用來表征耕地細(xì)碎化程度的變量，回歸結(jié)果顯示其對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率存在明顯正效應(yīng)。大部分研究認(rèn)為耕地細(xì)碎化存在著阻礙先進(jìn)機(jī)械設(shè)備和技術(shù)推廣以及難以控制病蟲害等弊端，進(jìn)而會造成很大的效率損失［3］［6］。耕地細(xì)碎化確實(shí)會使農(nóng)業(yè)經(jīng)營難以實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)，這在發(fā)達(dá)國家可能存在，但并不一定吻合中國人多地少的資源稟賦條件。中國農(nóng)村勞動力呈現(xiàn)密集比較優(yōu)勢，善于精耕細(xì)作，耕地細(xì)碎化使得農(nóng)戶在不同地塊上種植不同農(nóng)作物，充分發(fā)掘土地和技術(shù)潛力，根據(jù)農(nóng)作物的熟制和種類來統(tǒng)籌勞動時間投入，合理配置勞動時間，大大減輕勞動強(qiáng)度；另一方面，耕地塊數(shù)增加還可以提高復(fù)種指數(shù)，通過多種類經(jīng)營來規(guī)避和分散市場與自然風(fēng)險，緩解勞動力季節(jié)性供給不足的壓力。這在很大程度上都顯著提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率水平。

人均耕地面積（X7）對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率水平呈現(xiàn)負(fù)的影響效應(yīng)。造成這種現(xiàn)象的原因主要有：一是退耕地區(qū)剩余勞動力大部分選擇外出務(wù)工，從事農(nóng)業(yè)的多為婦女和中老年人，當(dāng)人均耕地面積增加時，家中留守勞動力根本沒有足夠時間和精力來好好經(jīng)營農(nóng)地，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率水平低下；二是在大部分退耕農(nóng)戶家庭中，農(nóng)業(yè)收入不是家庭主要收入來源，農(nóng)業(yè)種植多為自給性口糧供給，所以，農(nóng)戶在沒有逐利動力的前提下，造成了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率水平低下的現(xiàn)象。

人均收入水平（X8）用來表征當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r。經(jīng)濟(jì)環(huán)境決定了農(nóng)戶所處的外部環(huán)境，在很大程度上會影響農(nóng)戶獲取農(nóng)業(yè)信息和掌握先進(jìn)技術(shù)的可能性。經(jīng)濟(jì)環(huán)境越好，農(nóng)戶采用先進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的支付能力和抗風(fēng)險能力就會越強(qiáng)；而且，經(jīng)濟(jì)環(huán)境越好，意味著當(dāng)?shù)乜h或鄉(xiāng)鎮(zhèn)的地方財政支付能力越強(qiáng)，可以提供更多的農(nóng)村公共品，農(nóng)戶面臨的農(nóng)業(yè)技術(shù)環(huán)境整體會得到更多的改善。

農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比例（X10）達(dá)到了1%的顯著性水平，而且其系數(shù)在所有變量系數(shù)中最大，說明該項(xiàng)因素對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率水平的提高起很大的作用。農(nóng)業(yè)收入占家庭收入比例越高，說明農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)對家庭經(jīng)營結(jié)構(gòu)的重要性越大，農(nóng)戶就會選擇把更多的時間和精力投入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，在利己和逐利動機(jī)的驅(qū)動下，農(nóng)戶會最大程度的改善農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出比，大大提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率水平。

對于4個未通過顯著性檢驗(yàn)的變量，是否有外出務(wù)工（X4）和是否曾有貸款（X5）兩個變量的估計系數(shù)為負(fù)值，說明這兩個變量對退耕農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入水平只存在方向上的影響，增加農(nóng)戶外出打工和家庭得到貸款的機(jī)會會在一定程度上降低農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入水平。根據(jù)實(shí)地調(diào)研也可以發(fā)現(xiàn)，選擇外出打工的農(nóng)戶家庭把農(nóng)業(yè)作為一種副業(yè)來經(jīng)營，而曾經(jīng)有貸款行為的農(nóng)戶家庭，其貸款用途大都用于投資工廠或是建房，很少用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方面，所以，回歸結(jié)果也驗(yàn)證了退耕地區(qū)農(nóng)戶的實(shí)際狀況。家庭規(guī)模（X1）未通過顯著性檢驗(yàn)水平，這一點(diǎn)可以解釋為，退耕還林背景下，大量農(nóng)村勞動力從農(nóng)業(yè)中解放出來，在耕地面積減少和農(nóng)產(chǎn)品市場低迷的情況下，大部分剩余勞動力選擇外出務(wù)工或是從事其他經(jīng)營性產(chǎn)業(yè)，農(nóng)業(yè)收入已不是家庭生活收入的主要和唯一來源，農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)積極性大大降低，所以，家庭規(guī)模不是影響農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的主要變量。離家最近鄉(xiāng)鎮(zhèn)的距離（X9）也未通過顯著性檢驗(yàn)，由表2對變量的描述統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn)，退耕地區(qū)樣本農(nóng)戶家離最近鄉(xiāng)鎮(zhèn)的距離都比較近，平均距離為5．356公里，說明附近鄉(xiāng)鎮(zhèn)對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率水平的輻射作用不是很大。

三、結(jié) 論

本文運(yùn)用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)，測算了陜西省志丹縣退耕農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率，實(shí)證結(jié)果表明：勞動力投入對當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)收入水平?jīng)]有顯著性影響；通過增大農(nóng)作物播種面積，提高化肥和農(nóng)藥的投入，可以顯著提高退耕農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入水平；樣本農(nóng)戶平均生產(chǎn)技術(shù)效率為0．599，總體水平較低，實(shí)際產(chǎn)出與生產(chǎn)前沿面還存在很大的差距。

對影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的家庭微觀因素進(jìn)行回歸分析，可以發(fā)現(xiàn)：干部型農(nóng)戶家庭并不具有較高的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率水平，這可能是時間配置問題，也可能是由農(nóng)村尋租現(xiàn)象造成的高機(jī)會成本所致；戶主受教育年限越高，越有利于提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率，但是農(nóng)村老齡化和低水平教育現(xiàn)狀問題已日益突出；耕地細(xì)碎化與傳統(tǒng)分析觀點(diǎn)并不一致，在當(dāng)前特定資源稟賦和市場壓力并存的情況下，耕地細(xì)碎化反而更有利于發(fā)揮中國農(nóng)村勞動力密集和善于精耕細(xì)作的比較優(yōu)勢。人均耕地面積的增大并沒有促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率水平的提升，退耕農(nóng)戶家庭由于年輕勞動力的外出務(wù)工和收入來源結(jié)構(gòu)的調(diào)整，在沒有逐利動機(jī)的驅(qū)動下，經(jīng)營農(nóng)業(yè)的積極性大大降低。當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高表征經(jīng)濟(jì)環(huán)境越好，農(nóng)戶獲取農(nóng)業(yè)信息和先進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)的可能性就越高，支付能力和抗風(fēng)險能力也就越強(qiáng)，就越有利于提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率；農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比例對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的影響作用達(dá)到了1%的顯著性水平，把農(nóng)業(yè)收入作為家庭主要收入來源的農(nóng)戶會把大部分時間和精力投入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動中，在利己和逐利動機(jī)的驅(qū)動下，農(nóng)戶會最大程度的改善農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出比，大大提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率。是否有外出務(wù)工、是否曾有貸款、家庭規(guī)模和離家最近鄉(xiāng)鎮(zhèn)的距離這四個變量均未通過10%水平下的顯著性檢驗(yàn)，說明這四個變量對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率只存在方向上的影響效用，但是對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的改變沒有明顯的輻射作用。

研究結(jié)論表明，退耕地區(qū)農(nóng)戶總體農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率水平偏低，通過改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入情況和家庭微觀結(jié)構(gòu)還可以大大提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率潛力。提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率水平不應(yīng)該僅僅強(qiáng)調(diào)引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)，而忽視對現(xiàn)有農(nóng)業(yè)資源和技術(shù)水平的充分利用。結(jié)合社會主義新農(nóng)村建設(shè)，可以從以下幾個方面來改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率水平：一是加強(qiáng)對農(nóng)民基礎(chǔ)教育的投資，提高農(nóng)村社會的整體教育水平以便更好地接受和運(yùn)用農(nóng)業(yè)先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)；二是轉(zhuǎn)變政府職能，提升信息披露的透明度，避免尋租和設(shè)租現(xiàn)象的發(fā)生；三是鼓勵當(dāng)?shù)卣疇I造良好的經(jīng)濟(jì)環(huán)境，提升農(nóng)戶接受農(nóng)業(yè)新技術(shù)的支付能力和抗風(fēng)險能力；四是農(nóng)村凋敝化問題日益突出，要高度重視農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移給農(nóng)業(yè)發(fā)展帶來的損害；最后，要結(jié)合中國農(nóng)業(yè)的特定國情，發(fā)揮中國農(nóng)業(yè)勞動力密集和精耕細(xì)作的比較優(yōu)勢，切勿一味追求規(guī)模經(jīng)營。

［1］ 趙紅雷，賈金榮．基于隨機(jī)前沿分析的中國玉米生產(chǎn)技術(shù)效率研究［J］．統(tǒng)計與信息論壇，2011（2）．

［2］ 傅曉霞，吳利學(xué)．前沿分析方法在中國經(jīng)濟(jì)增長核算中的適用性［J］．世界經(jīng)濟(jì)，2007（7）．

［3］ Fan S．Effects of Technological Change and Institutional Reform on Production Growth in Chinese Agriculture ［J］．American Journal of Agricultural Economics，1991，73．

［4］ Battese G E，Coelli T J．A Model for Technical Inefficiency Effects in a Stochastic Frontier Production Function for Panel Data［J］．Empirical Economics，1995，20．

［5］ 孟令杰．中國農(nóng)業(yè)產(chǎn)出技術(shù)效率動態(tài)研究［J］．農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2000（5）．

［6］ 李周，于法穩(wěn)．西部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的DEA分析［J］．中國農(nóng)村觀察，2005（6）．

［7］ 鄭循剛．中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率及其影響因素分析［J］．經(jīng)濟(jì)縱橫，2009，23．