農(nóng)民創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率影響因素實證分析

李安+李朝暉

摘 要：農(nóng)民創(chuàng)業(yè)是形成農(nóng)村經(jīng)濟內(nèi)生增長動力的有力路徑，其創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率水平高低是反映創(chuàng)業(yè)企業(yè)的產(chǎn)出能否達到最大產(chǎn)出的主要依據(jù)，關(guān)乎農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的產(chǎn)量及收益，關(guān)系其生存能力及發(fā)展前景。本研究基于湖南省安化縣、岳陽縣、藍山縣及嘉禾縣四縣調(diào)查數(shù)據(jù)，運用隨機前沿超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型對影響農(nóng)民技術(shù)效率的因素進行實證檢驗，結(jié)論認為：農(nóng)民創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率隨時間推移逐漸提高；創(chuàng)業(yè)的勞動投入相較資金與土地對創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率影響更顯著；創(chuàng)業(yè)者性別、文化程度、外出務(wù)工經(jīng)歷、交通便利程度以及貸款便利程度對創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率具顯著正效應(yīng)，而創(chuàng)業(yè)者年齡、參加創(chuàng)業(yè)培訓則與創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率存在負相關(guān)關(guān)系。

關(guān)鍵詞：隨機前沿模型；農(nóng)民創(chuàng)業(yè)；技術(shù)效率；影響因素

中圖分類號：F323.6 文獻標志碼：A 文章編號：1008-2697（2014）02-0054-06

一、問題的提出

隨著社會和科技的發(fā)展，中國農(nóng)民已從傳統(tǒng)的第一產(chǎn)業(yè)向第二、第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，農(nóng)民從業(yè)領(lǐng)域和類型呈現(xiàn)多樣化特點。黨的十八大報告強調(diào)以促進創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)，隨著我國農(nóng)民工返鄉(xiāng)步伐的加快，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)活動蓬勃發(fā)展，其將先進技術(shù)等優(yōu)勢資源引向農(nóng)村，在促進農(nóng)村剩余勞動力就地轉(zhuǎn)移就業(yè)、推動農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展以及維護社會安定團結(jié)等方面發(fā)揮日益重要的作用。

要素投入的增加或技術(shù)效率改善是促進一個企業(yè)效益增長的源泉，但要素投入增長并不具可持續(xù)性，因此技術(shù)效率問題越來越引起學術(shù)界的關(guān)注。英國劍橋大學經(jīng)濟學家法瑞爾（M.J.Farrell，1957）首次提出技術(shù)效率的概念，認為技術(shù)效率是指在產(chǎn)出規(guī)模和市場價格不變的條件下，按既定要素投入比例生產(chǎn)一定量產(chǎn)品所需的最小成本與實際成本的百分比。該指標彌補了勞動生產(chǎn)率作為衡量生產(chǎn)效率的指標不能反映土地、資金等其他生產(chǎn)要素利用情況這一缺陷[1]（郭艷秋，2012），因此被國內(nèi)學者廣泛應(yīng)用于工業(yè)、制造業(yè)、農(nóng)業(yè)及金融等行業(yè)的效率評估。國內(nèi)學者采用隨機前沿超越對數(shù)函數(shù)對中國糧食生產(chǎn)技術(shù)效率的動態(tài)表現(xiàn)、空間分布、影響效率都進行了研究[2-3]（章立等，2012；田偉等，2012）；對企業(yè)層面技術(shù)效率的影響因素研究主要集中在基礎(chǔ)設(shè)施、激勵政策、勞動力素質(zhì)、產(chǎn)權(quán)改革等方面[4-5]（徐建軍等，2011；萬倫來等，2010）。以上研究為本文研究內(nèi)容和研究方法的創(chuàng)新提供借鑒。

我國微型企業(yè)的平均壽命只有2.9年，成長和發(fā)展極為有限[6]。農(nóng)民創(chuàng)業(yè)屬微型企業(yè)范疇，其弱質(zhì)性更為突出。農(nóng)民創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率指農(nóng)民在創(chuàng)業(yè)過程中按既定要素投入比例生產(chǎn)一定量產(chǎn)品的最小成本與實際成本的比值，反映創(chuàng)業(yè)農(nóng)民對現(xiàn)有生產(chǎn)技術(shù)、管理技術(shù)的有效利用程度。農(nóng)民創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率水平高低反映其產(chǎn)出能否達到最大產(chǎn)出，關(guān)乎農(nóng)民創(chuàng)業(yè)企業(yè)產(chǎn)量及收益，關(guān)系到其生存能力及發(fā)展前景，而該指標又受到哪些因素的影響？研究農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的技術(shù)效率影響因素對改善其弱質(zhì)性狀況具重要理論和現(xiàn)實意義。筆者采用隨機前沿超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型對影響農(nóng)民技術(shù)效率的因素進行實證檢驗，以期為提升農(nóng)民創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率策略選擇及政策理性制定提供參考建議，進而達到增強農(nóng)民創(chuàng)業(yè)能力、推動農(nóng)村內(nèi)生發(fā)展動力形成的目的。

二、變量選取、數(shù)據(jù)說明及模型設(shè)定

（一）變量選取

由于受到文化水平低、技術(shù)能力差、資金短缺等自身條件的影響，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)存在創(chuàng)業(yè)模式單一、創(chuàng)業(yè)技術(shù)含量低、創(chuàng)業(yè)規(guī)模小等方面的問題?；谝陨咸卣?，筆者構(gòu)建以下農(nóng)民創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率評估指標體系。由于農(nóng)民創(chuàng)業(yè)較多引進先進地區(qū)的技術(shù)，因此將技術(shù)引進成本納入投入指標下的資金投入；由于返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)農(nóng)民工具備相關(guān)行業(yè)的務(wù)工經(jīng)歷，為考察這種務(wù)工經(jīng)歷是否對創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率具內(nèi)在影響，筆者將其納入非效率指標進行檢驗。

表1 農(nóng)民創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率評價指標體系

農(nóng)

民

創(chuàng)

業(yè)

技

術(shù)

效

率

評

價

指

標

體

系 一級指標 二級指標 三級指標

X 投入指標 X2 勞動力投入 C1 管理人員數(shù)

C2 從業(yè)人員數(shù)

X1 資金投入 C3 原料成本投入

（生產(chǎn)過程耗費）

C4 技術(shù)引進成本

X3 土地投入 C5 土地（廠房）

Y 產(chǎn)出指標 Y 創(chuàng)業(yè)總產(chǎn)出 C6 創(chuàng)業(yè)總產(chǎn)出

Z 非效率指標 Z 其他變量 C7 創(chuàng)業(yè)者性別

C8 創(chuàng)業(yè)者年齡

C9 創(chuàng)業(yè)者文化程度

C10參加技術(shù)培訓

C11 外出務(wù)工經(jīng)歷

C12 交通便利情況

C13 貸款便利程度

1.農(nóng)民創(chuàng)業(yè)產(chǎn)出變量（Y）

農(nóng)民創(chuàng)業(yè)總產(chǎn)出表現(xiàn)為第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域創(chuàng)業(yè)農(nóng)民的總產(chǎn)出所得帶來的收入，第三產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域創(chuàng)業(yè)農(nóng)民的總營業(yè)額，現(xiàn)金折算予以統(tǒng)計。

2.創(chuàng)業(yè)投入變量（X）

資本投入變量（X1）：包括各類型創(chuàng)業(yè)農(nóng)民的物質(zhì)損耗，第一產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域創(chuàng)業(yè)所需的種子、化肥、農(nóng)藥等農(nóng)資費用，生產(chǎn)過程中的管護費用、及器具費用以及引進先進技術(shù)的成本等，第二產(chǎn)業(yè)及第三產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域創(chuàng)業(yè)所需資金、設(shè)備、水電、技術(shù)（管理方法）引進成本等投入費用。勞動投入變量（X2）：包括創(chuàng)業(yè)自身勞動力投入及雇工勞動的工作日總和。土地投入（X3）：第一產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域創(chuàng)業(yè)的土地投入為將創(chuàng)業(yè)農(nóng)民的實際耕作土地面積（畝）折算的承包租金，第二、第三產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域的土地投入為廠房、門面等的租金。

3.影響創(chuàng)業(yè)技術(shù)非效率的變量（Z）

基于相關(guān)研究文獻并考慮數(shù)據(jù)可得性，為有效估計農(nóng)民創(chuàng)業(yè)技術(shù)非效率，并測算創(chuàng)業(yè)者個體特征、外出務(wù)工經(jīng)歷、參加創(chuàng)業(yè)培訓經(jīng)歷、創(chuàng)業(yè)地交通便利程度、創(chuàng)業(yè)的貸款便利程度等變量對創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率的影響，筆者將以下特征變量引入模型：創(chuàng)業(yè)農(nóng)民性別變量（Z1）、創(chuàng)業(yè)農(nóng)民年齡變量（Z2）、創(chuàng)業(yè)農(nóng)民文化程度變量（Z3）、外出務(wù)工經(jīng)歷變量（Z4）、是否參加技術(shù)培訓變量（Z5）、交通便利程度變量（Z6）、貸款便利程度變量（Z7）等，具體含義及賦值如下表所示：

表2 農(nóng)民創(chuàng)業(yè)技術(shù)非效率函數(shù)變量含義

變量 賦值 預(yù)期影響方向

創(chuàng)業(yè)農(nóng)民性別

創(chuàng)業(yè)農(nóng)民年齡

創(chuàng)業(yè)農(nóng)民文化程度

創(chuàng)業(yè)農(nóng)民外出務(wù)工經(jīng)歷

創(chuàng)業(yè)農(nóng)民是否參加技術(shù)培訓

農(nóng)民創(chuàng)業(yè)交通便利狀況

農(nóng)民創(chuàng)業(yè)貸款便利程度 男1；女=0

20-35歲=1；36-4歲5=2；46-55歲=3；55歲以上=4

小學=1；初中=2；高中=3；

大專及以上=4

是=1；否=0

是=1；否=0

是=1；否=0

是=1；否=0 +/-

+/-

-

+

+

-

-

（二）樣本選取與數(shù)據(jù)說明

參考西部返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)五種模式[7]，筆者依據(jù)湖南省農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的總體行業(yè)特點將其分為“生態(tài)農(nóng)業(yè)型創(chuàng)業(yè)”、“產(chǎn)業(yè)移植型創(chuàng)業(yè)”、“傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)改良型創(chuàng)業(yè)”及“旅游服務(wù)型創(chuàng)業(yè)”等四種創(chuàng)業(yè)類型，在綜合考慮湖南省農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的典型取證價值的基礎(chǔ)上，采用課題組于2013年5-8月在湖南省、益陽安化縣、岳陽岳陽縣、永州藍山縣、郴州嘉禾縣等農(nóng)民創(chuàng)業(yè)活動活躍的縣市實證調(diào)研數(shù)據(jù)進行分析，永州藍山縣農(nóng)民在承接沿海地區(qū)產(chǎn)業(yè)梯度轉(zhuǎn)移創(chuàng)業(yè)、以及綠色農(nóng)產(chǎn)品種植創(chuàng)業(yè)等方面較為典型；益陽安化縣農(nóng)民創(chuàng)業(yè)在旅游服務(wù)、建材加工、特色種養(yǎng)以及商貿(mào)加工行業(yè)較為典型；郴州嘉禾縣開展“百廠返鄉(xiāng)計劃”，在承接產(chǎn)業(yè)梯度轉(zhuǎn)移型創(chuàng)業(yè)較為典型；岳陽市岳陽縣2009年建立“農(nóng)民創(chuàng)業(yè)園”，代表著典型的“生態(tài)農(nóng)業(yè)型”農(nóng)民創(chuàng)業(yè)，因此上述取證地具典型取證意義。調(diào)研內(nèi)容包括農(nóng)民創(chuàng)業(yè)企業(yè)在2010-2012年的資金、土地、勞動力投入、產(chǎn)出以及性別、年齡文化程度、技術(shù)培訓參與狀況、外出務(wù)工經(jīng)歷、交通便利狀況、貸款便利程度等非效率指標等各方面。共發(fā)放問卷323份，回收問卷291份，其中有效問卷257份，有效率88.3%，調(diào)查樣本統(tǒng)計性描述如下表：

（三）模型設(shè)定

Aigner、Meeusen等（1977）提出隨機前沿模型[8-9]，經(jīng)學者完善發(fā)展成生產(chǎn)率分析的主要工具之一。隨機前沿分析中較為常用的生產(chǎn)函數(shù)主要有科布-道格拉斯和超越對數(shù)兩種，前者形式簡單便于估計，但假定技術(shù)中性和產(chǎn)出彈性固定，后者放寬上述假設(shè)，可作為一般生產(chǎn)函數(shù)的二階近似，避免模型誤設(shè)。隨機前沿超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型具體形式如下：

（模型一）

其中，表示創(chuàng)業(yè)農(nóng)民在年的產(chǎn)出，為農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的第種要素投入，表示時間趨勢，反映技術(shù)變化，表示觀測誤差和隨機因素，假設(shè)其服從正態(tài)分布，即；表示由于創(chuàng)業(yè)的技術(shù)非效率引起的非負隨機變量，假定獨立于分布，并假定其服從截斷的正態(tài)分布，即，為農(nóng)民創(chuàng)業(yè)技術(shù)非效率效應(yīng)。

對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)技術(shù)非效率效應(yīng)的評估采用Battese and Coelli（1995）提出的模型[10]：

（模型二）

其中，表示影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率的外生變量，為隨機誤差項，服從均值為0，方差為的階段正態(tài)分布。為待估參數(shù)，其取值反映了變量對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率影響程度，負取值表示變量對技術(shù)效率存在正的影響，正取值表示變量對技術(shù)效率存在負的影響。

對模型一和模型二的未知參數(shù)采用極大似然估計法估算，令：

參數(shù)反映了復合擾動項中技術(shù)非效率項所占的比例，其取值在0到1之間。當趨近于0，值趨近于1，表明前沿生產(chǎn)函數(shù)的誤差主要來源于隨機變量，則農(nóng)民創(chuàng)業(yè)實際產(chǎn)出與可能的最大產(chǎn)出之間的差距主要來自于技術(shù)的非有效性。當趨近于0時，值趨近于0，則農(nóng)民創(chuàng)業(yè)實際產(chǎn)出與可能的最大產(chǎn)出之間的差距主要來自于統(tǒng)計誤差。以下技術(shù)效率表達式表示創(chuàng)業(yè)農(nóng)民在時期的產(chǎn)出導向的技術(shù)效率是可觀測產(chǎn)出與隨機前沿產(chǎn)出之比（Battese and Coelli，1995）：

如，則農(nóng)民創(chuàng)業(yè)不存在效率損失，，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)企業(yè)處于完全技術(shù)效率狀態(tài)；則，此時，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)企業(yè)處于技術(shù)無效率狀態(tài)。

三、模型估計與分析

（一）模型設(shè)定檢驗

筆者使用運用Frontier4.1軟件，采用似然比檢驗法，構(gòu)建似然比率檢驗統(tǒng)計量對上述模型進行以下假設(shè)檢驗：（1）技術(shù)非效率存在性檢驗；（2）技術(shù)變化存在性檢驗；（3）技術(shù)變化是否存在Hicks中性檢驗；（4）Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)形式的適用性檢驗。似然比率統(tǒng)計量為：，其中l(wèi)nL0和Lu分別表示在零假設(shè)和備擇假設(shè)下的對數(shù)似然函數(shù)值。若零假設(shè)成立，則檢驗統(tǒng)計量LR服從自由度為約束個數(shù)的漸進卡方分布或者混合卡方分布（Coelli，1995），即。若，則拒絕零假設(shè)；否則，接受零假設(shè)。檢驗結(jié)果如表4所示：

使用Frontier4.1軟件用最大似然法進行估計，參數(shù)估計結(jié)果如上表所示。第一，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)三種投入變量的回歸系數(shù)基本能在10%、5%、1%的顯著性水平下通過檢驗，說明方程的擬合程度較好，能合理解釋農(nóng)民創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率問題。第二，=0.274，在1%的水平下通過顯著性檢驗；0.827，且在1%的顯著性水平上通過了t檢驗，說明農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的實際產(chǎn)出與最大產(chǎn)出的差距主要來自于創(chuàng)業(yè)中技術(shù)的非有效性，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)總體技術(shù)非效率中可控制的技術(shù)非效率占比為82.7%，而隨機因素導致的技術(shù)非效率所占的比例為17.3%。上述統(tǒng)計指標說明隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)的估計結(jié)構(gòu)較好，可以用來進行技術(shù)效率分析。農(nóng)民創(chuàng)業(yè)技術(shù)非效率的產(chǎn)生除了與生產(chǎn)前沿面有關(guān)外，與創(chuàng)業(yè)農(nóng)民自身技術(shù)能力以及教育、信貸等外生變量也具很大關(guān)系。

（三）計量結(jié)果分析

其一，時間對創(chuàng)業(yè)農(nóng)民的技術(shù)效率具顯著正效應(yīng)，這表明隨著時間的推移，創(chuàng)業(yè)農(nóng)民的技術(shù)效率在逐步改善。創(chuàng)業(yè)農(nóng)民在引進新技術(shù)后，需要在生產(chǎn)過程中逐步熟悉和掌握，其所雇用的勞動力也需要逐漸進行技能的熟練，這些原因使得需要一定時間才能充分發(fā)揮技術(shù)潛力，逐步提升創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率。

其二，從農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的投入偏彈性估計結(jié)果來看，資金、勞動力以及土地投入對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率的偏彈性系數(shù)均為正值，且都具有1%的顯著水平，說明該兩項投入對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率的提高產(chǎn)生顯著影響。第一，就農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的勞動力投入方面而言，其偏彈性系數(shù)為0.376（1%顯著水平），表明創(chuàng)業(yè)農(nóng)民勞動力投入每增加1%，創(chuàng)業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)效率將提高37.1%。其可能解釋在于，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)多為勞動密集型產(chǎn)業(yè)類型，因此勞動投入對創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率提高影響顯著。第二，就農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的資金投入而言，其偏彈性系數(shù)（0.245）相較勞動力投入的偏彈性系數(shù)要低，這是由于農(nóng)民創(chuàng)業(yè)產(chǎn)業(yè)仍為勞動密集型產(chǎn)業(yè)，勞動力投入所能發(fā)揮效用要遠遠高于資金的投入。第三，就農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的土地投入而言，其偏彈性系數(shù)為0.198，具顯著正影響，其可能解釋在于，對于第一產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)農(nóng)民而言，農(nóng)業(yè)技術(shù)進步條件下農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機械的應(yīng)用以及農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的逐漸完善，極大改善農(nóng)業(yè)機械化生產(chǎn)條件，促進創(chuàng)業(yè)農(nóng)民精耕細作優(yōu)勢的發(fā)揮；對于第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的農(nóng)民創(chuàng)業(yè)而言，其廠房規(guī)模和營業(yè)面積的擴大與集中有效發(fā)揮了規(guī)模優(yōu)勢。

其三，從表5中可看出技術(shù)非效率影響變量估計系數(shù)，該指標解釋非效率指標對創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率的影響值。第一，就創(chuàng)業(yè)農(nóng)民的性別、年齡及文化程度等個體特征看，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)者的性別、年齡以及文化程度與創(chuàng)業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)效率負顯著相關(guān)。就創(chuàng)業(yè)農(nóng)民的性別而言，創(chuàng)業(yè)農(nóng)民性別與創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率相關(guān)系數(shù)為-3.489（5%顯著性水平），說明農(nóng)民創(chuàng)業(yè)者若為男性，則創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率將呈上升趨勢，這可能由于創(chuàng)業(yè)不僅是體力活更是繁重的腦力活，男性農(nóng)民無論在身體狀況還是思維相較女性農(nóng)民都具備更加適合創(chuàng)業(yè)的條件。就創(chuàng)業(yè)農(nóng)民的年齡而言，其系數(shù)為0.147（1%顯著性水平），對創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率呈負相關(guān)關(guān)系，其可能解釋在于，在科技不斷發(fā)展、信息媒介不斷增多的當今時代，年輕農(nóng)民接受各類信息的能力更強，尤其是具有外出務(wù)工經(jīng)歷的青年農(nóng)民工，他們在務(wù)工過程中接受技術(shù)培訓，回鄉(xiāng)后將新技術(shù)、新方法引進應(yīng)用，能有效提升創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率。就創(chuàng)業(yè)者的文化程度而言，其偏彈性系數(shù)為-0.095（1%的顯著性水平），說明創(chuàng)業(yè)農(nóng)民文化程度越高將對創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率產(chǎn)生正面影響。第二，就創(chuàng)業(yè)農(nóng)民的外出務(wù)工經(jīng)歷看，其偏彈性系數(shù)為-0.485（1%顯著水平），表明農(nóng)民外出務(wù)工經(jīng)歷對其創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率影響顯著，外出務(wù)工經(jīng)歷估計系數(shù)每提高1%，則創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率水平將提高48.5%。可見外出務(wù)工經(jīng)歷開拓了農(nóng)民的視野，活躍其思維，提升其勞動力技能，對創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率的促進影響顯著。第三，就創(chuàng)業(yè)農(nóng)民的創(chuàng)業(yè)培訓指標看，其偏彈性系數(shù)為0.241（1%顯著性水平），說明創(chuàng)業(yè)培訓對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率呈負相關(guān)關(guān)系，這與原研究預(yù)期“創(chuàng)業(yè)培訓對創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率產(chǎn)生正影響”相悖，可能由于本文中接受過創(chuàng)業(yè)培訓的創(chuàng)業(yè)農(nóng)民占比僅為18.7%，數(shù)據(jù)代表性不足，另一可能原因在于創(chuàng)業(yè)培訓對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率的促進作用存在滯后性，創(chuàng)業(yè)農(nóng)民要在創(chuàng)業(yè)過程中靈活運用所學的知識需經(jīng)過一段時間的實踐積累，方能熟練新技術(shù)的操作與新方法的應(yīng)用。第四，就農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的交通變量狀況及貸款便利程度而言，二者系數(shù)為顯著負值（分別為-0.327和-0.297，1%的顯著水平），這表明，在當前農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)和生產(chǎn)規(guī)模之下，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)活動所處地交通便利程度每增加1%，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)效率將平均提高32.7%；農(nóng)民創(chuàng)業(yè)資金借貸便利程度每增加1%，其創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率將平均提高29.7%。

四、結(jié)論及建議

本文利用湖南省四縣農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的面板數(shù)據(jù)，運用隨機前沿超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型，分析農(nóng)民創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率水平及其影響因素狀況，得出以下結(jié)論：其一，在樣本期內(nèi)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率隨時間變化逐步提升，可見農(nóng)民創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率處于逐漸提升過程中；其二，創(chuàng)業(yè)勞動力投入相較創(chuàng)業(yè)資金投入與土地投入而言，對創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率的影響更加顯著，可見創(chuàng)業(yè)農(nóng)民受到文化程度的影響與制約，其對資本的運用及管理能力處相對較低水平，因此創(chuàng)業(yè)資本投入貢獻率較低；其三，創(chuàng)業(yè)的技術(shù)非效率影響變量估計結(jié)果顯示，創(chuàng)業(yè)者的性別創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率是正顯著相關(guān)關(guān)系，反映出男性農(nóng)民在創(chuàng)業(yè)行為中具相對優(yōu)勢；創(chuàng)業(yè)者年齡與創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率為顯著負相關(guān)，可見年輕創(chuàng)業(yè)農(nóng)民在接受新知識、新技術(shù)、新信息的能力更強，更加有利于創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率的提升；農(nóng)民創(chuàng)業(yè)者若具較高的文化程度以及豐富的外出務(wù)工經(jīng)歷則有助于其創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率的改善；創(chuàng)業(yè)培訓對創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率的作用存在一定滯后性，未得到預(yù)期結(jié)果；創(chuàng)業(yè)的交通便利程度與貸款便利程度與創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率呈顯著正相關(guān)關(guān)系，因此二者的改善將有助于農(nóng)民創(chuàng)業(yè)技術(shù)效率的提升。

以上結(jié)論的政策意義可歸于以下幾個方面：第一，加強對創(chuàng)業(yè)農(nóng)民的人力資本培育，提升其技術(shù)能力與管理能力。創(chuàng)辦創(chuàng)業(yè)教育與職業(yè)培訓，形成正規(guī)化學校教育和社會化職業(yè)技能培訓相結(jié)合的立體化、系統(tǒng)化創(chuàng)業(yè)教育培訓體系，滿足各層次創(chuàng)業(yè)農(nóng)民實際需要，推動創(chuàng)業(yè)經(jīng)濟蓬勃發(fā)展。地方政府須從提高人力資本紅利、發(fā)展地方經(jīng)濟的觀點出發(fā)為進入農(nóng)民創(chuàng)業(yè)企業(yè)的員工提供職業(yè)技能培訓。第二，優(yōu)化農(nóng)民創(chuàng)業(yè)服務(wù)環(huán)境及融資環(huán)境。鑒于創(chuàng)業(yè)農(nóng)民弱質(zhì)性，應(yīng)充分發(fā)揮社會機構(gòu)在政府、金融機構(gòu)和創(chuàng)業(yè)者之間的信息溝通平臺作用，推介可行創(chuàng)業(yè)項目，加強創(chuàng)業(yè)農(nóng)民與政府及金融信貸機構(gòu)間的溝通聯(lián)系，在降低溝通成本同時增強信息成功對接概率。從融資環(huán)境培育上看，應(yīng)通過創(chuàng)新政策性貸款機制，放寬政策性金融的扶持對象和地區(qū)范圍；激活民間借貸，拓寬籌資渠道；加強創(chuàng)業(yè)農(nóng)民之間的融資互助及大力發(fā)展保證貸款等方式加強對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的資本扶持。第三，完善農(nóng)民創(chuàng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提升創(chuàng)業(yè)園區(qū)管理水平。政府須從完善道路交通、水電等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、引導農(nóng)村土地有效流轉(zhuǎn)等角度著手，為農(nóng)民創(chuàng)業(yè)提供土地、廠房、門面、基礎(chǔ)設(shè)施等支持。創(chuàng)業(yè)園須建立完整的服務(wù)體系，滿足農(nóng)民創(chuàng)業(yè)公用技術(shù)服務(wù)、電子信息服務(wù)等技術(shù)服務(wù)需求。

參考文獻：

[1]郭艷秋.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對遼寧省技術(shù)效率的影響研究[J].全國

商情（理論研究），2012（16）：4-5.

[2]章立，余康，郭萍.農(nóng)業(yè)經(jīng)營技術(shù)效率的影響因素分析——

基于浙江省農(nóng)戶面板數(shù)據(jù)的實證[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2012

（3）：71-76.

[3]田偉，柳思維.中國農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的地區(qū)差異及收斂性分

析——基于隨機前沿分析方[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2012（12）：11-18.

[4]徐建軍，袁紅清.中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)效率增長的隨機前沿模

型分析[J].統(tǒng)計與決策，2011（12）：107-110.

[5]萬倫來，馬嬌嬌，朱湖根.中國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營組織模式與

龍頭企業(yè)技術(shù)效率[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2010（10）：27-35.

[6]齊莉莉.我國微型企業(yè)的成長性影響因素分析[D].武漢：華

中農(nóng)業(yè)大學，2012.

[7]魏鳳，閆芃燕.西部返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)模式選擇及其影響因素

分析——以西部五省998個返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)者為例[J].農(nóng)

業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2012（09）：68.

[8]Aiger J，Lovell K and Schmidt P.Formulation and

Estimation of Stochastic Frontier Production Function

Models[J].Journal of Econometric，1977（6）：21-37.

[9]Meeusen W，Vanden Broeck J.Efficiency Estimation from

Cobb-Douglas Production Function with Composed Error

[J].International Economic Review，1977，18：435-444.

[10]Battese G E，Corra G S.Estimation of a Production

Frontier Model：With Application to the Pastoral

Zone of Eastern Australia[J].Australian Journal

of Agricultural Economics，1977，21（3）：169-179.

（責任編輯：陳 勇）

[2]章立，余康，郭萍.農(nóng)業(yè)經(jīng)營技術(shù)效率的影響因素分析——

基于浙江省農(nóng)戶面板數(shù)據(jù)的實證[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2012

（3）：71-76.

[3]田偉，柳思維.中國農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的地區(qū)差異及收斂性分

析——基于隨機前沿分析方[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2012（12）：11-18.

[4]徐建軍，袁紅清.中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)效率增長的隨機前沿模

型分析[J].統(tǒng)計與決策，2011（12）：107-110.

[5]萬倫來，馬嬌嬌，朱湖根.中國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營組織模式與

龍頭企業(yè)技術(shù)效率[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2010（10）：27-35.

[6]齊莉莉.我國微型企業(yè)的成長性影響因素分析[D].武漢：華

中農(nóng)業(yè)大學，2012.

[7]魏鳳，閆芃燕.西部返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)模式選擇及其影響因素

分析——以西部五省998個返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)者為例[J].農(nóng)

業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2012（09）：68.

[8]Aiger J，Lovell K and Schmidt P.Formulation and

Estimation of Stochastic Frontier Production Function

Models[J].Journal of Econometric，1977（6）：21-37.

[9]Meeusen W，Vanden Broeck J.Efficiency Estimation from

Cobb-Douglas Production Function with Composed Error

[J].International Economic Review，1977，18：435-444.

[10]Battese G E，Corra G S.Estimation of a Production

Frontier Model：With Application to the Pastoral

Zone of Eastern Australia[J].Australian Journal

of Agricultural Economics，1977，21（3）：169-179.

（責任編輯：陳 勇）

[2]章立，余康，郭萍.農(nóng)業(yè)經(jīng)營技術(shù)效率的影響因素分析——

基于浙江省農(nóng)戶面板數(shù)據(jù)的實證[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2012

（3）：71-76.

[3]田偉，柳思維.中國農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的地區(qū)差異及收斂性分

析——基于隨機前沿分析方[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2012（12）：11-18.

[4]徐建軍，袁紅清.中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)效率增長的隨機前沿模

型分析[J].統(tǒng)計與決策，2011（12）：107-110.

[5]萬倫來，馬嬌嬌，朱湖根.中國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營組織模式與

龍頭企業(yè)技術(shù)效率[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2010（10）：27-35.

[6]齊莉莉.我國微型企業(yè)的成長性影響因素分析[D].武漢：華

中農(nóng)業(yè)大學，2012.

[7]魏鳳，閆芃燕.西部返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)模式選擇及其影響因素

分析——以西部五省998個返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)者為例[J].農(nóng)

業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2012（09）：68.

[8]Aiger J，Lovell K and Schmidt P.Formulation and

Estimation of Stochastic Frontier Production Function

Models[J].Journal of Econometric，1977（6）：21-37.

[9]Meeusen W，Vanden Broeck J.Efficiency Estimation from

Cobb-Douglas Production Function with Composed Error

[J].International Economic Review，1977，18：435-444.

[10]Battese G E，Corra G S.Estimation of a Production

Frontier Model：With Application to the Pastoral

Zone of Eastern Australia[J].Australian Journal

of Agricultural Economics，1977，21（3）：169-179.

（責任編輯：陳 勇）