种粮大户粮食生产技术效率及影响因素实证分析_省略_前沿生产函数与黑龙江省460户

3． 1． 1
（ 1995 ） 提出的随机前沿生产函数方法对模型 （ 1 ） 进 行最大似然估计， 结果见表 2 。 同时采用似然比检 LR = － 2ln［ L （ H0 ） / L （ H1） ］ ～ χ （ q ） ， L （ H0 ） 和 验，
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科技与经济 2012 年 4 月
第2 期
第 25 卷 / 总第 146 期
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变量具体描述为， 是否从信用社获得贷款 （ 1 = 性， 是； 2 = 否 ） ； MS 变量描述为， 家用的电脑是否上网 （ 1 = 是； 2 = 否） ； TS 变量描述为， 是否接受过新技术 是否 培训或辅导（ 1 = 是； 2 = 否 ） ； SE1 变量描述为， 得到过周围人的帮助 （ 1 = 是； 2 = 否 ） ； SE2 变量描 是否得到村委会等地方政府的帮助 （ 1 = 是； 2 述为， = 否 ） ； SE3 变量描述为， 是否参加了专业合作社等 协会组织（ 1 = 是； 2 = 否 ） ； A 表示地区虚拟变量， 农 垦分局地区为 2 ， 其他地区为 1 。
观察值 460 460 460 460 460 460 460 460 460 460 460 460 460 最小值 19 1 1 100 1 5 000 1 1 1 1 1 1 1 最大值 66 4 3 1 400 7 350 000 2 2 2 2 2 2 2 均 值 42． 76 1． 96 1． 56 171． 59 2． 43 81 991． 21 1． 27 1． 65 1． 41 1． 11 1． 36 1． 70 1． 41 标准差 8． 19 0． 77 0． 61 106． 34 0． 94 61 660． 66 0． 44 0． 50 0． 49 0． 32 0． 49 0． 46 0． 49
技术效率估计模型
［ 8］ 本文在 Battese and Coelli （ 1995 ） 与 Battesse
， 技术进步对粮食生产的相对贡献率超过
and Corra（ 1977 ） ［15］ 提出的技术效率模型及技术效 率估计方法的基础上， 针对研究的主要内容， 构建 超越对数随机前沿生产函数模型 ， 具体表达式为： ln（ Y i ） = β0 + β1 ln （ LI i ） + β2 ln （ CI i ） + β3 ln （ SI i ）
种粮大户资源禀赋数据的统计描述
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3． 1
模型估计结果及分析
技术效率模型估计 模型估计与检验 利用 Frontier 4． 1 软件， 采用 Battese and Coelli
Baidu Nhomakorabea
L（ H1 ） 分别是零假设 H0 和备选假设 H1 设定下的对 数似然估计值， 自由度 q 是 H0 中的零约束的个数。 经检验模型（ 1 ） 似然比检验值 49. 956 大于 1% 显著 性水平上的临界值 11. 345 ， 所以拒绝原假设， 说明 我们选择的模型是合理的。 3． 1． 2 估计结果分析 从表 2 看出， 资本投入和土地投入对粮食产量 的增加有正向影响， 且都通过了 1% 显著水平检验， 61
100% ［5］。现有农村经营制度框架下， 农户是最基 本的经营单位， 农户的粮作物经营行为直接影响粮 食供给安全
［6 ］
， 农户粮食生产技术效率决定着粮食
［ 7］
总产量以及家庭收入的多少。 所以， 农民和农业竞 争力问题最终体现为农户家庭经营的效率问题 。 有关粮食生产技术效率问题的研究， 国外学者 主要集中在利用横截面数据对区域农业生产技术 Fan 效率 进 行 了 测 度， 如 Battese ＆ Coelli （ 1995 ） 、 （ 2000 ） 、 Liu ＆ Zhuang （ 2000 ） 等［8-10］。 国内学者该 方面的研究也取得了很多成果， 主要集中在基于时 间数列， 利用 SFA 等分析方法， 测度了不同因素对 粮 食 生 产 技 术 效 率 的 影 响， 如 苏 旭 霞、 王秀清
表1
变量名 户主年龄 文化程度 身体状况 经营规模 家庭农业投入人口 种粮总收入 信贷可获得性 信息服务 技术变量 社会环境 1 社会环境 2 社会环境 3 地区变量 单位： 年 1 = 小学以下； 2 = 初中； 3 = 高中及中专； 4 = 大 专及以上 1 = 健康； 2 = 一般； 3 = 差 单位： 亩 单位： 人 单位： 元 2 =否 是否从信用社获得贷款： 1 = 是， 2 =否 是否上网： 1 = 是， 2 =否 是否接受过新技术培训或辅导： 1 = 是， 2 =否 是否得到过周围人的帮助： 1 = 是， 2 =否 是否得到村委会或集体的帮助： 1 = 是， 2 =否 是否参加了协会组织： 1 = 是， 1 = 地方； 2 = 垦区 描 述
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引
言
［1114］ （ 2002 ） ， 。 乔世君（ 2004 ） 等
我国粮食生产现实是人均耕地少， 产品质量不 高， 耕地后备资源不足且有逐年减少的趋势 ， 粮食 供求关系中长期仍处于紧平衡状态
［1 ］
纵观已有文献， 较少有从农户家庭角度研究微 观经营技术效率问题， 更少有针对种粮大户家庭粮 食生产技术效率及影响因素问题进行研究的 。 为 此， 基于实地调研数据对种粮大户粮食生产技术效 具有重要的指导意义。 率以及影响因素进行研究，
从经营规模与技术效率分布看， 见表 3 ， 全样本 种粮大户技术效率平均值为 62. 23% ， 表明若现有 的投入水平不变， 消除技术效率损失， 技术效率可 留有的提升空间很大。 户数与技术 增加 37. 77% ， “∩” 效率分布呈现 趋势， 即技术效率分布在 60% ～ 70% 区 间 内 的 户 数 最 多 为 120 户， 占总户数的 26. 1% ， 其他技术效率区间的大户数较少 ， 说明种粮 大户粮食生产普遍获得了技术进步， 技术效率处在 较高水平。 经营规模与技术效率之间呈现出了较 “反向 ” 明显的 作用效应， 经营规模在 100 ～ 130 亩 之间的大户生产技术效率均值最高， 为 71. 92% ， 这
［17 ］ 和钱贵霞， 李宁辉（ 2004 ） 研究结论一致。其次是 131 ～ 160 亩大户技术效率均值为 65. 36% ， 最后是
模型（ 1 ） 随机前沿生产函数估计结果
量 参数估计值 3． 392 － 0． 215
＊ ＊ ＊
t 检验值 6． 679 － 0． 012 3． 083 4． 018 1． 785 － 0． 312 － 0． 041 0． 478 － 0． 671 2． 408 12． 317 16． 530
2012 年 4 月
第2 期
种粮大户粮食生产技术效率及影响因素实证分析
— — — 基于随机前沿生产函数与黑龙江省 460 户 微观调查数据
姚增福
1
刘
欣
2
（ 1 湖南科技学院经济与管理系新农村建设研究所，湖南 永州 425100 ； 2 湖南科技学院法律系，湖南 永州 425100 ）
摘
要： 利用超越对数随机前沿生产函数模型， 深入分析黑龙江省种粮大户粮食生产技术效率以及技术效率影响因
2012 年 4 月
第2 期
但劳动力投入对粮食产量增加有较弱的反向影响 。 γ 值为 0． 879 在 1% 水平上显著， 说明种粮大户粮食 实际产出与可能的最大产出之间的差距 87． 9% 都 来自于技术运用效果上的差距。
表2
变 常数项 劳动力投入 资本投入 土地投入 劳动力投入二次项 劳动力投入 × 资本投入 劳动力投入 × 土地投入 资本投入二次项 资本投入 × 土地投入 土地投入二次项 σ2 γ 似然函数值
作者简介： 姚增福， 管理学博士， 湖南科技学院经济与管理系新农村建设研究所讲师， 研究方向： 农业经济政策及数量分析； 刘欣， 湖南科
60
技学院法律系助理研究员， 研究方向： 农业经济学、 经济法律。
姚增福
刘
欣
种粮大户粮食生产技术效率及影响因素实证分析
库、 购买农业机械、 其它固定资产 ） ； SI 土地成本投 入， 土地成本投入 = 地租 × 租种面积； V i 是随机扰 动变量； U i 表示技术效率损失变量； β0 → β9 为待估 计参数。 1． 2 技术效率损失模型 种粮 大 户 生 产 技 术 效 率 影 响 因 素 模 型 设 定 如下： U i = δ0 + δ1 CA i + δ2 EL i + δ3 HC i + δ4 SO i + δ5 SO2 i + δ6 PA i + δ7 GI i + δ8 CA i + δ9 MS i + δ10 TS i + δ11 SE1 i + δ12 SE2 i + δ13 SE3 i + A （ 2） 种粮大户资源禀赋 ① 决定着技术扩散的成效以 ［ 16 ］ 及农业技术进步的实际水平 ， 因此， 选择的指标 EL、 HC 、 SO、 主要有以下几类： 心理特征变量 （ CA、 PA、 GI） 、 社会网络变量 （ CA ） 、 信息服务变量 （ MS ） 、 SE2 、 SE3 ） 。 模 技术变量（ TS） 、 社会环境变量 （ SE1 、 i 表示样本农户的序号， CA 表示户主年 型（ 2 ） 中， 龄； EL 表示户主文化程度； HC 表示户主身体健康状 况； SO 表示家庭土地经营规模； SO 表示家庭土地 用来反映规模效率提高速度与 经营规模的二次项， 规模增大速度的对比； PA 表示家庭从事农业人口 数； GI 表示家庭粮食总收入； CA 表示信 贷 可 获 得
100 ～ 130 亩规模组大户生产技术 素。研究结果表明， 全样本种粮大户生产技术效率均值为 62. 23% ， 进步空间很大， “反向” 效率值最高为 71. 92% ， 并具有经营规模与技术效率之间较强的 作用效应。种粮大户资源禀赋中各变量对技 户主年龄、 文化程度、 身体状况、 经营规模、 家庭农业投入人口、 技术变量、 社会环境 术效率影响效应具有明显差异性， 1、 社会环境 2 都对技术效率有正向影响效应， 种粮总收入、 信贷可获得性、 社会环境 3、 信息服务变量有负效应。 关键词： 种粮大户； 技术效率； 随机前沿生产函数； 资源禀赋
， 粮食安全压
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为了增强农产品国际竞争力和缓解粮食安 力很大， 必须依靠土地规模经营和科技进步 全压力， 。 我国从 20 世纪 60 年代以来， 粮食等大宗农产品增 产主要依赖于技术进步导致的单产提高 ， 未来满足 我国粮食需求的增加必须依赖技术水平的不断提 高
［ 4］
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1． 1
技术效率模型构建
（ 1）
i 表示样本农户的序号， Y 表示家 模型（ 1 ） 中， 庭粮食总产量； LI 表示劳动力成本投入， 劳动力投 入 = 总用工量（ 人） × 雇用工时 （ 天 ） × 用工价 （ 元 / 工日） ； CI 表示资本投入， 指流动资本 （ 包括化肥、 种 农药、 其它粮食生产投入、 水电费、 地膜材料、 农 子、 ） （ 、 机燃油费 和固定资本投入 包括租用农业机械 仓
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数据说明及相关统计描述
调查范围包括黑龙江省 13 个行政市 27 个 乡 （ 镇） 以及 2 个农垦分局 6 个农场。调查对象为经营 耕地面积 100 亩以上的农户② 。在研究中共发放问卷 490 份， 收回问卷 476 份， 其中， 有效问卷 460 份。 从表 1 中可以看出， 种粮大户资源禀赋心理特 征变量具体表现为： 大户大都是中年人， 学历不高， 身体健康状况良好， 平均经营规模为 171. 59 亩， 家 庭农业投入人口很少， 基本都能从农村信用社获得 贷款， 接受过技术培训或辅导， 得到村委会或集体 帮助， 但很少与外界联系和参加协会组织， 组织化 程度较低。
2 + 1 / 2 β4［ ln（ SA i） ］ + β5 ln （ LI i ） ln （ CI i ） + β6 ln （ LI i ） 2 ln（ SI i ） + 1 / 2 β7［ ln （ CI i） ］ + β8 ln （ CI i ） ln （ SI i ） + 1 / 2 2 β9［ ln（ SI i） ］ + （ Vi + Ui ）