黃晨鳴，朱臻,

（1. 浙江農(nóng)林大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，浙江 臨安 311300；2. 浙江農(nóng)民發(fā)展研究中心，浙江 臨安 311300）

隨著我國城市化進(jìn)程的加速，農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)的持續(xù)增加導(dǎo)致農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力供給減少和勞動(dòng)力成本上升，對(duì)我國傳統(tǒng)的小規(guī)模、分散化的家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)制度構(gòu)成沖擊，隨之而來的是我國農(nóng)村土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)和農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營(yíng)的不斷推進(jìn)。農(nóng)業(yè)部統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，截至2016年6月，全國家庭承包耕地流轉(zhuǎn)面積超過3 000萬hm2，經(jīng)營(yíng)耕地面積在3.3 hm2以上的規(guī)模經(jīng)營(yíng)農(nóng)戶超過350萬戶，經(jīng)營(yíng)耕地面積超過2 300萬hm2。在此背景下，農(nóng)業(yè)雇工生產(chǎn)成為常態(tài)。農(nóng)業(yè)雇工不僅解決了當(dāng)下農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營(yíng)中勞動(dòng)力緊缺的問題，還帶來了分工合作的優(yōu)勢(shì)。然而，農(nóng)業(yè)雇工生產(chǎn)與傳統(tǒng)的家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制不同，家庭勞動(dòng)力擁有剩余索取權(quán)，因此具有較高的勞動(dòng)積極性，而雇工勞動(dòng)則并不具備，若經(jīng)營(yíng)主體對(duì)雇工的管理是不健全的，雇工勞動(dòng)將會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)帶來負(fù)面的影響。由此可見，從雇工視角出發(fā)，研究其對(duì)農(nóng)戶糧食生產(chǎn)效率影響，對(duì)于梳理糧食規(guī)模化經(jīng)營(yíng)下存在的瓶頸和制約問題，進(jìn)一步深入比較規(guī)?；?jīng)營(yíng)的優(yōu)劣勢(shì)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)理論一般認(rèn)為，集體農(nóng)作的效率是低下的，因?yàn)樵趫F(tuán)隊(duì)生產(chǎn)中，如果對(duì)勞動(dòng)的監(jiān)督和衡量是不完備的，團(tuán)隊(duì)成員往往會(huì)產(chǎn)生“搭便車”等機(jī)會(huì)主義行為，使得團(tuán)隊(duì)難以取得較高的生產(chǎn)效率[1]。規(guī)模經(jīng)營(yíng)本可以使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)達(dá)到更高程度的分工和專業(yè)化水平，但現(xiàn)在由于人為的因素卻沒有實(shí)現(xiàn)[2]，其中重要的原因就是雇工生產(chǎn)存在著信息不對(duì)稱和“道德風(fēng)險(xiǎn)”等問題。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，一方面農(nóng)業(yè)生產(chǎn)管理相對(duì)于工業(yè)化生產(chǎn)管理而言相對(duì)粗放，勞動(dòng)力投入程度是很難觀測(cè)到的，這會(huì)導(dǎo)致農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營(yíng)的機(jī)會(huì)主義行為更加嚴(yán)重；另一方面，從家庭勞動(dòng)力與雇工關(guān)系出發(fā)，如果擁有剩余索取權(quán)的家庭勞動(dòng)力更多地參與到農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營(yíng)中會(huì)導(dǎo)致較高的邊際產(chǎn)出，而雇工比例越高則面臨的道德風(fēng)險(xiǎn)越大，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率受到影響（落入到生產(chǎn)可能性曲線內(nèi)部）和邊際產(chǎn)出的下降。這在以勞動(dòng)力資源稟賦突出的發(fā)展中國家尤為顯著，如在印度的研究就表明，在播種環(huán)節(jié)由于雇傭勞動(dòng)力勞動(dòng)質(zhì)量問題會(huì)導(dǎo)致糧食作物產(chǎn)量減少近一半[3]。雇工及其引發(fā)的“道德風(fēng)險(xiǎn)”問題，不僅會(huì)影響到農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，而且會(huì)帶來高額的勞動(dòng)力成本，尤其會(huì)增加額外的勞動(dòng)監(jiān)督成本[4]。如果家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)中存在雇工行為，大約10%的家庭勞動(dòng)力時(shí)間會(huì)花費(fèi)在對(duì)雇工的監(jiān)督上，這會(huì)對(duì)勞動(dòng)力在其他用途上的配置產(chǎn)生擠出效應(yīng)[5]。

針對(duì)雇工勞動(dòng)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率之間關(guān)系的研究，學(xué)界多集中于理論模型分析，其中使用較多的分析方法是以委托—代理理論為基礎(chǔ)，從數(shù)理上探討雇工勞動(dòng)中道德風(fēng)險(xiǎn)與監(jiān)督問題對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響[6-8]；也有學(xué)者利用納什均衡模型，探討雇主與雇工相互博弈背景下，雇工勞動(dòng)偷懶與雇主監(jiān)督策略的選擇以及最終均衡條件下的農(nóng)業(yè)收益與生產(chǎn)效率[9]。然而，目前從實(shí)證角度的研究大多集中對(duì)勞動(dòng)力投入[10]，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移[11]和勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)[12]等對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的影響，并未區(qū)分雇工勞動(dòng)力與家庭自有勞動(dòng)力，事實(shí)上雇工勞動(dòng)力與家庭自有勞動(dòng)力并不同質(zhì)，由于“道德風(fēng)險(xiǎn)”問題的存在導(dǎo)致其邊際產(chǎn)出具有明顯差異。

因此，本文從實(shí)證角度研究雇工勞動(dòng)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率之間的關(guān)系，基于黑龍江、浙江和四川3省的調(diào)研數(shù)據(jù)，采用不同前沿面的超越對(duì)數(shù)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)，分析農(nóng)戶糧食生產(chǎn)技術(shù)效率及其損失的影響因素，重點(diǎn)考察雇工勞動(dòng)對(duì)農(nóng)戶糧食生產(chǎn)技術(shù)效率的影響，分析其內(nèi)在的關(guān)系，彌補(bǔ)現(xiàn)有研究的不足，為糧食規(guī)模化經(jīng)營(yíng)中存在的雇工勞動(dòng)問題梳理和解決提供決策依據(jù)。

1 研究方法

1.1 理論模型

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域生產(chǎn)率和效率的度量一般使用前沿函數(shù)模型，主要包括數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）的非參數(shù)方法，確定性前沿生產(chǎn)函數(shù)和隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)（SFA）的參數(shù)分析法。但是非參數(shù)方法存在很大局限：該方法主要運(yùn)用線性規(guī)劃方法進(jìn)行計(jì)算，不像參數(shù)法具有統(tǒng)計(jì)特性，可以對(duì)模型中參數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)；雖然非參數(shù)法不需要估計(jì)農(nóng)戶的生產(chǎn)函數(shù)，但是對(duì)樣本觀測(cè)數(shù)要求較高，同時(shí)DEA方法的前沿面是固定的，忽略了樣本之間的差異性，而在實(shí)際農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中往往會(huì)受到隨機(jī)擾動(dòng)和技術(shù)效率兩個(gè)方面因素的影響，相比較而言參數(shù)法中的SFA更接近現(xiàn)實(shí)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。該方法首先以具體的生產(chǎn)函數(shù)形式估計(jì)農(nóng)戶的生產(chǎn)前沿面，進(jìn)而計(jì)算農(nóng)戶實(shí)際產(chǎn)出與最優(yōu)產(chǎn)出的差距，技術(shù)效率則為實(shí)際產(chǎn)出與最優(yōu)產(chǎn)出的比值。Aigner等[13]與Meeusen和Broeck[14]最早提出了隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)為：

式中：Yi表示第i個(gè)農(nóng)戶的糧食產(chǎn)出；f(Xi;β)代表生產(chǎn)前沿，即在當(dāng)前投入水平和技術(shù)條件下的最大產(chǎn)出；Xi為生產(chǎn)投入的要素向量，包括土地、資本和勞動(dòng)力等，Vi-Ui為混合誤差，其中Vi表示隨機(jī)誤差，且Vi～iidN(0,)；Ui為技術(shù)效率損失率，服從獨(dú)立的截?cái)嗾龖B(tài)分布N(mi,)分布。其中mi即為技術(shù)無效率的程度，可以根據(jù)Battese 和Coelli[15]提出的一種同時(shí)估計(jì)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)和技術(shù)效率影響因素的方法進(jìn)行估計(jì)，以避免兩步法中分析結(jié)果的偏差。值得注意的是（1）式中復(fù)合擾動(dòng)項(xiàng)不滿足最小二乘法的經(jīng)典假設(shè)，不能使用OLS進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，因而需采用最大似然值的方法。具體可以根據(jù) Battese和 Corra[16]的建議 ：令和其反映了復(fù)合擾動(dòng)項(xiàng)中技術(shù)無效率所占比例。具體可以采用在該區(qū)間內(nèi)搜尋的方式得到一個(gè)γ的初始值，然后利用非線性估計(jì)的方法得到所有參數(shù)的最大似然估計(jì)量。當(dāng)γ趨近于0時(shí)，說明誤差主要來自于隨機(jī)誤差，此時(shí)可能不存在明顯的技術(shù)非效率；當(dāng)γ趨近于1時(shí)，說明誤差項(xiàng)主要來源于技術(shù)的非效率。

生產(chǎn)單位i的技術(shù)效率采用以下公式[17]：

式中：TEi為技術(shù)效率，E(.)表示對(duì)括號(hào)中的數(shù)學(xué)式求期望值。當(dāng)TEi=1，表明無技術(shù)效率損失，TEi越趨近于0，表明技術(shù)效率損失越大。

所有樣本的平均技術(shù)效率為：

式中：n為樣本總數(shù)。

1.2 實(shí)證模型

傳統(tǒng)C-D模型，暗含一個(gè)前提假設(shè)：各種生產(chǎn)投入要素的替代彈性為0或1[18]。在確定農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)形式時(shí)，由于事先并不知道各種生產(chǎn)投入要素之間的替代彈性情況，所以本文采用形式比較靈活，可近似反映任何生產(chǎn)技術(shù)的超越對(duì)數(shù)形式的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型。需要注意的是，由于不同種植規(guī)模的農(nóng)戶可能采用不同的生產(chǎn)技術(shù)，因此其前沿面也是有差異的[19]（圖1），籠統(tǒng)的分析可能會(huì)混淆生產(chǎn)效率差異和生產(chǎn)技術(shù)的差異。

圖1 不同規(guī)模農(nóng)戶的前沿面和共同前沿面Fig. 1 Frontiers of farmers of different scales and common frontier

因此，本文對(duì)傳統(tǒng)的超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行了修正，添加一個(gè)是否規(guī)模戶的虛擬變量與其他項(xiàng)做交叉，以此控制規(guī)模戶與普通戶的前沿面。生產(chǎn)函數(shù)具體形式為：

農(nóng)戶技術(shù)無效率函數(shù)設(shè)定為：

式中：Yi表示第i個(gè)農(nóng)戶的糧食產(chǎn)出，Ki和Li分別表示資本投入和勞動(dòng)力投入，Di為是否規(guī)模戶的虛擬變量（1=規(guī)模戶，0=普通戶），areai表示樣本省份的虛擬變量，β0～β12為待估參數(shù)；μi為隨機(jī)誤差項(xiàng)，Zj表示影響農(nóng)戶技術(shù)效率的第j項(xiàng)外生性變量，δj為待估參數(shù)，其反應(yīng)Zj對(duì)技術(shù)效率的影響。δj負(fù)值表示Zj對(duì)技術(shù)效率有正的影響，正值表示Zj對(duì)技術(shù)效率有負(fù)的影響。

通過對(duì)超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)即公式（4）求導(dǎo)可以分別計(jì)算出各投入要素的產(chǎn)出彈性。資本投入要素的產(chǎn)出彈性為：

勞動(dòng)力要素的產(chǎn)出彈性為：

式中：lnL、lnK的值由樣本地區(qū)的投入指標(biāo)值進(jìn)行簡(jiǎn)單算術(shù)平均得到，β來自模型估計(jì)結(jié)果。

為了論證模型設(shè)置的適宜性，利用Frontier4.1軟件對(duì)模型進(jìn)行回歸，通過計(jì)算似然比（LR）統(tǒng)計(jì)量對(duì)不同模型設(shè)定進(jìn)行檢驗(yàn)。

式中：lnL(H0)和lnL(H1)分別是零假設(shè)H0和備擇假設(shè)H1下的對(duì)數(shù)似然函數(shù)值，k為自由度，表示受約束條件的自由度。將LR統(tǒng)計(jì)量與臨界值進(jìn)行比較，當(dāng)LR統(tǒng)計(jì)量值大于臨界值時(shí)拒絕原假設(shè)，否則，接受原假設(shè)。具體主要包括以下3個(gè)零假設(shè)：1）規(guī)模戶和非規(guī)模戶的前沿面并沒有顯著的差異，即模型不需要添加是否規(guī)模戶虛擬變量；2）用C-D形式的前沿生產(chǎn)函數(shù)更為合適，即所有二次項(xiàng)系數(shù)均為零；3）其他變量對(duì)技術(shù)效率沒有影響，即不存在外生的影響。

1.3 變量選擇

生產(chǎn)函數(shù)模型主要包括單個(gè)產(chǎn)出和多個(gè)生產(chǎn)投入，因此，產(chǎn)出變量使用單位面積糧食產(chǎn)量表示（kg/hm2），生產(chǎn)投入變量主要為單位面積資本投入（元/hm2）和單位面積勞動(dòng)力投入（h/hm2）。其中，單位面積資本投入包括化肥、農(nóng)藥、種子、灌溉服務(wù)和機(jī)械服務(wù)等的投入，單位面積勞動(dòng)力投入包含家庭自有勞動(dòng)力投入和雇工勞動(dòng)力投入。

糧食作物生產(chǎn)技術(shù)效率受多種因素的影響，主要包括自然因素，家庭特征和資源稟賦等因素[20-22]，本文主要從這3個(gè)方面進(jìn)行變量選取。

1）自然因素：土地是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中最基礎(chǔ)的要素，土地的特征直接影響到農(nóng)戶農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，對(duì)生產(chǎn)效率產(chǎn)生巨大的影響，所以這里的自然因素主要考慮了農(nóng)戶地塊的特征，包括地塊的面積，土地的質(zhì)量、地塊與農(nóng)戶居住地的距離等。

2）家庭戶主特征因素：農(nóng)戶戶主特征是人力因素的重要體現(xiàn)，這些特征包括戶主的年齡，受教育程度等。戶主的年齡反應(yīng)了其種植經(jīng)驗(yàn)、社會(huì)閱歷等，而受教育年限可以反應(yīng)農(nóng)戶接受農(nóng)業(yè)信息、應(yīng)用新農(nóng)業(yè)技術(shù)和農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)水平的能力等。

3）家庭資源稟賦因素：資源稟賦直接影響到農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上的投入，例如家庭的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)會(huì)影響到勞動(dòng)力要素的投入，而農(nóng)戶家庭收入則會(huì)影響資本要素的投入。此外，土地經(jīng)營(yíng)的規(guī)模等都會(huì)影響農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)投入。

具體模型的解釋變量中，關(guān)鍵變量為雇工投入比例（Z1），雇工投入比例等于單位面積農(nóng)田雇工勞動(dòng)力投入除以總的勞動(dòng)力投入。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中雇工投入比例越高意味著家庭自有勞動(dòng)力相對(duì)越少，勞動(dòng)監(jiān)督難度增加，雇工勞動(dòng)力的道德風(fēng)險(xiǎn)增大，從而導(dǎo)致勞動(dòng)生產(chǎn)質(zhì)量下降，對(duì)生產(chǎn)效率產(chǎn)生影響。農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)的規(guī)模過小會(huì)喪失分工、專業(yè)化協(xié)作的優(yōu)勢(shì)，但規(guī)模過大會(huì)帶來組織內(nèi)部協(xié)調(diào)成本和監(jiān)督成本等交易費(fèi)用的上升[23]，農(nóng)業(yè)雇工生產(chǎn)面臨著極為相似的問題，因此本文添加雇工投入比例的平方項(xiàng)（Z2），是為了考慮雇工投入比例與糧食生產(chǎn)技術(shù)效率之間可能是一種非線性關(guān)系。

控制變量方面，Z3為戶主年齡（歲）；Z4為戶主的受教育年限（年）；Z5為家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人口（人）；Z6表示農(nóng)戶的人均純收入（元）；Z7表示該地塊的面積（hm2）；Z8表示農(nóng)戶糧食生產(chǎn)規(guī)模（hm2）；Z9為農(nóng)戶家與該地塊的距離（km）；Z10表示該塊地今年是否受災(zāi)（1=是，0=否）；根據(jù)農(nóng)戶調(diào)查反映結(jié)果將土地肥力分為三類（好，中，差），以土地肥力中為對(duì)照組，Z11表示土壤肥力好的虛擬變量（1=好，0=其他），Z12表示土壤肥力差的虛擬變量（1=差，0=其他）。

1.4 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)資料來自課題組2015年在黑龍江、浙江和四川3省展開的關(guān)于種糧農(nóng)戶的問卷調(diào)查。本調(diào)查首先采用分層抽樣原則，每個(gè)省選擇4個(gè)樣本縣（市），共12個(gè)樣本縣（市）；其次，采取隨機(jī)抽樣方法，在每個(gè)縣市隨機(jī)挑選2個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，共24個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，并在每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)選擇4個(gè)村，共96個(gè)村作為樣本村；按規(guī)模戶與普通戶1∶2的比例每個(gè)村挑選10戶農(nóng)戶，若規(guī)模戶數(shù)量不足則由普通戶補(bǔ)充調(diào)查。調(diào)查內(nèi)容主要包括農(nóng)戶家庭特征、農(nóng)戶2014年糧食生產(chǎn)情況，每戶農(nóng)戶調(diào)查自有地塊與轉(zhuǎn)入地塊2塊地塊的糧食產(chǎn)出和投入情況等，本次調(diào)查包含水稻和玉米兩種糧食作物，本文討論的糧食生產(chǎn)效率問題以糧食作物水稻為例，最終共收獲水稻經(jīng)營(yíng)戶有效問卷499份，其中有水稻生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)行為的地塊797塊。

2 結(jié)果與分析

2.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

從投入產(chǎn)出情況來看，農(nóng)戶地塊的平均產(chǎn)出為7 448.50 kg/hm2，最小的僅為732.56 kg/hm2，最大的達(dá)到了16 744.19 kg/hm2（表1），個(gè)體產(chǎn)出差異較大。農(nóng)戶水稻經(jīng)營(yíng)的資本投入均值為8 101.62元/hm2；勞動(dòng)力投入為997.99 h/hm2，農(nóng)戶間的資本與勞動(dòng)力投入差異均較大。

技術(shù)效率損失模型中雇工投入比例均值為0.16，并且存在有農(nóng)戶采用完全雇工形式的生產(chǎn)；戶主的平均年齡為56.44歲而受教育年限僅為6.05年，顯示從事糧食生產(chǎn)的農(nóng)戶平均年齡較大但教育水平都比較低。家庭戶均農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力為1.78個(gè)，僅占農(nóng)戶家庭總勞動(dòng)力人數(shù)的57%。農(nóng)戶人均純收入相對(duì)較高，非農(nóng)就業(yè)已成為其主要收入來源，樣本農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)收入占到了家庭總收入的54%，從對(duì)勞動(dòng)力配置的邊際效益來看，農(nóng)戶更愿意把自家勞動(dòng)力配置到非農(nóng)就業(yè)上從而帶來更高的邊際報(bào)酬，而在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中或農(nóng)忙時(shí)節(jié)通過雇工滿足農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的需求。樣本戶樣本地塊的平均面積為0.94 hm2，家庭戶均地塊數(shù)為13.89塊，戶均農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模為4.44 hm2，而樣本戶糧食種植規(guī)模中位數(shù)僅為1.53 hm2，實(shí)際上農(nóng)戶糧食經(jīng)營(yíng)的規(guī)模普遍較小，經(jīng)營(yíng)細(xì)碎化程度較高；樣本地塊距離平均為0.81 km，且91%的土地質(zhì)量均為中等及以上，離家較近且土地質(zhì)量良好，30%的農(nóng)地有受到自然災(zāi)害的影響，證明樣本省的立地、自然氣候和交通條件對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)非常便利。

表1 主要變量的基本特征Table 1 Basic features of the main variables

2.2 雇工勞動(dòng)投入對(duì)農(nóng)戶糧食生產(chǎn)投入產(chǎn)出的影響

表2顯示了不同雇工投入水平下農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)投入產(chǎn)出情況。44.7%的農(nóng)戶家庭在糧食生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)中存在雇傭勞動(dòng)力行為，且這部分農(nóng)戶家庭的平均糧食經(jīng)營(yíng)面積為8.2 hm2，糧食生產(chǎn)雇工在規(guī)模戶中已經(jīng)成為一種常見的現(xiàn)象。將雇工投入比例平均分為5組，從樣本的交叉統(tǒng)計(jì)特征來看，隨著雇工投入比例的增加，糧食經(jīng)營(yíng)規(guī)模和雇工實(shí)際投入呈基本上升趨勢(shì)，雇工投入比例在50%～75%區(qū)間中，雇工實(shí)際投入水平最高；而自有勞動(dòng)力投入主要集中在小規(guī)模糧食經(jīng)營(yíng)中，55.3%的樣本戶糧食經(jīng)營(yíng)都依賴于自投工，但這部分農(nóng)戶的糧食經(jīng)營(yíng)面積只有1.4 hm2。

表2 不同雇工投入比例分組下農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)投入產(chǎn)出情況Table 2 Rural households’ input and output in different employee input proportions

隨著雇工投入比例的增加，資本投入和機(jī)械服務(wù)支出也在增加，而由于浙江和四川地區(qū)土地資源稟賦限制，機(jī)械對(duì)勞動(dòng)力的替代并不明顯。但是隨著雇工投入比例的增加，單位產(chǎn)出水平并沒有呈單邊的上升趨勢(shì)，雇工投入比例在25%～50%區(qū)間地塊產(chǎn)出最高，為8 204.3 kg/hm2，然后向兩邊遞減，呈現(xiàn)“倒U型”的趨勢(shì)，即單從描述性統(tǒng)計(jì)來看，追求最優(yōu)產(chǎn)出的雇工比例應(yīng)該在25%～50%，這驗(yàn)證了本文的研究假說，即隨著雇工投入比例的增加，由于農(nóng)戶道德風(fēng)險(xiǎn)的存在，會(huì)影響到農(nóng)戶的糧食經(jīng)營(yíng)水平，但此種關(guān)系是在不剔除其他因素干擾上的，深入考察雇工投入比例對(duì)于糧食單產(chǎn)的影響需要通過計(jì)量模型進(jìn)行驗(yàn)證。

2.3 隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)結(jié)果分析

表3為隨機(jī)前沿生產(chǎn)模型設(shè)定的假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果，其中，第1個(gè)檢驗(yàn)是針對(duì)零假設(shè)1（模型2）的檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果在1%水平下拒絕零假設(shè)，說明規(guī)模戶和普通戶的前沿面存在著差異，需要使用虛擬變量區(qū)分規(guī)模戶與普通戶的前沿面；第2個(gè)檢驗(yàn)是針對(duì)零假設(shè)2（模型3）的檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果在1%水平下拒絕零假設(shè)，說明超越對(duì)數(shù)形式的前沿生產(chǎn)函數(shù)更適合本文所使用的數(shù)據(jù)，使用傳統(tǒng)C-D模型可能會(huì)造成估計(jì)結(jié)果的偏差；第3個(gè)檢驗(yàn)是針對(duì)零假設(shè)3（模型4）的檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果在1%水平下拒絕零假設(shè)，說明糧食生產(chǎn)技術(shù)效率還受到一些特定變量的影響，糧食生產(chǎn)中存在技術(shù)無效率的現(xiàn)象。

表3 假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果Table 3 Hypothesis test results

表4為隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型的估計(jì)結(jié)果，將回歸的系數(shù)代入（6）和（7）式中計(jì)算得規(guī)模戶與非規(guī)模戶的資本投入要素與勞動(dòng)力要素的產(chǎn)出彈性分別為：0.167 9，-0.033 4和0.175 9，-0.022 1。資本投入要素的產(chǎn)出彈性大于0，說明資本的邊際產(chǎn)出大于0，表明在當(dāng)前生產(chǎn)水平下增加資本的投入可以提高耕地的單產(chǎn)；單位面積勞動(dòng)力的投入對(duì)耕地單產(chǎn)有較弱的負(fù)向影響，說明在當(dāng)前水平下勞動(dòng)力投入已經(jīng)出現(xiàn)過剩的狀況，提高糧食的單產(chǎn)不能再一味的依靠勞動(dòng)力要素的增加，更應(yīng)注意機(jī)械在生產(chǎn)中的運(yùn)用。更值得注意的是，勞動(dòng)力中的雇工勞動(dòng)力由于道德風(fēng)險(xiǎn)的存在，其邊際產(chǎn)出相對(duì)家庭自有勞動(dòng)力更低，其產(chǎn)出彈性會(huì)更小，而由此帶來的對(duì)勞動(dòng)效率的制約影響會(huì)更大。

2.4 技術(shù)效率影響因素分析

表4 超越對(duì)數(shù)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)參數(shù)估計(jì)結(jié)果Table 4 Parameter estimation results of the stochastic frontier production function

表5是影響農(nóng)戶糧食生產(chǎn)技術(shù)效率因素的實(shí)證結(jié)果，系數(shù)為正號(hào)表示該變量對(duì)糧食生產(chǎn)技術(shù)效率有負(fù)向影響，系數(shù)為負(fù)號(hào)則表示有正向影響。從模型估計(jì)結(jié)果看，3個(gè)模型的回歸結(jié)果相近，說明技術(shù)效率損失模型的估計(jì)較穩(wěn)健，并不會(huì)因?yàn)樯a(chǎn)函數(shù)設(shè)置的不同而產(chǎn)生較大的改變。農(nóng)戶的平均糧食生產(chǎn)技術(shù)效率為85.11%，意味著若消除技術(shù)效率的損失，農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)技術(shù)效率還有14.89%的提升空間。關(guān)鍵變量、自然因素和家庭特征因素均對(duì)技術(shù)效率有顯著的影響。

表5 技術(shù)效率損失模型估計(jì)結(jié)果Table 5 Estimation results of the technical efficiency loss function

雇工投入比例對(duì)農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)技術(shù)效率有正向影響，且在1%水平下顯著；雇工投入比例的二次項(xiàng)對(duì)農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)技術(shù)效率有負(fù)向影響，且在1%水平下顯著。即在雇工投入比例較低的時(shí)候，雇工的增加會(huì)對(duì)技術(shù)效率帶來非常顯著且很強(qiáng)的正效應(yīng)，而隨著雇工數(shù)量的增加，超越了雇工與自用工的最優(yōu)組合時(shí)，雇工投入對(duì)糧食生產(chǎn)技術(shù)效率轉(zhuǎn)而產(chǎn)生負(fù)向的影響。說明雇工投入比例與糧食生產(chǎn)效率的確存在“倒U型”的非線性關(guān)系。

農(nóng)戶家庭特征變量，戶主的受教育年限對(duì)農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)技術(shù)效率有正向影響，且在1%水平下顯著，人均純收入對(duì)農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)技術(shù)效率有正向影響，且在10%水平下顯著。一般而言，戶主的受教育水平越高，對(duì)農(nóng)業(yè)科技和資訊更為了解，更加重視科學(xué)專業(yè)的糧食生產(chǎn)，因此，農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)技術(shù)效率也會(huì)更高；家庭的人均收入越高意味著農(nóng)戶有更多的資金購買農(nóng)業(yè)資料投入到糧食生產(chǎn)中，從而提高糧食生產(chǎn)的技術(shù)效率。

自然因素方面，地塊的面積對(duì)糧食生產(chǎn)技術(shù)效率有正向影響，且在1%水平下顯著，一般的研究認(rèn)為土地的細(xì)碎化是不利于糧食生產(chǎn)的，主要是因?yàn)橛绊憴C(jī)械在其中的使用，所以地塊面積越大，越有利于糧食生產(chǎn)技術(shù)效率的提高，這與許玉光等[20]得出的結(jié)論是一致的；糧食經(jīng)營(yíng)規(guī)模對(duì)糧食生產(chǎn)技術(shù)效率有較弱的負(fù)向影響，且在10%水平下顯著，一般認(rèn)為規(guī)?；慕?jīng)營(yíng)會(huì)產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì)從而有利于糧食生產(chǎn)，糧食生產(chǎn)中規(guī)模經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)生主要是由生產(chǎn)的機(jī)械化與專業(yè)化造成的，土地細(xì)碎化是影響專業(yè)化與機(jī)械化的重要因素，而本文控制了地塊面積變量，因此這里的種地規(guī)模系數(shù)為正（未控制地塊面積變量時(shí)系數(shù)為負(fù)），這主要是由于規(guī)模的擴(kuò)大會(huì)造成內(nèi)部協(xié)調(diào)、分工的困難，造成技術(shù)效率的損失，另外，根據(jù)屈小博[23]研究，規(guī)模小于0.53 hm2的種植戶群體，規(guī)模變量對(duì)生產(chǎn)技術(shù)效率會(huì)帶來負(fù)的效應(yīng)；地塊離家的距離對(duì)糧食生產(chǎn)技術(shù)效率有負(fù)向影響，且在1%水平下顯著，即地塊距離農(nóng)戶越遠(yuǎn)，生產(chǎn)效率越低，說明優(yōu)良的地理位置和交通條件有利于農(nóng)戶的管理與經(jīng)營(yíng)，從而提高糧食的生產(chǎn)效率；其受災(zāi)對(duì)農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)技術(shù)效率有負(fù)向影響，且在1%水平下顯著，并且系數(shù)較大，說明自然災(zāi)害是造成糧食減產(chǎn)的一個(gè)重要因素。因此做好災(zāi)害預(yù)防工作，加大基礎(chǔ)防護(hù)設(shè)施建設(shè)可以有效提高農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)技術(shù)效率；差的土壤肥力對(duì)糧食生產(chǎn)技術(shù)效率有負(fù)向影響，且在1%水平下顯著。所以，合理的輪作，適當(dāng)增加有機(jī)肥的使用，秸稈還田等方式均能提升農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)技術(shù)效率。

2.5 雇工勞動(dòng)對(duì)技術(shù)效率的影響

前文統(tǒng)計(jì)描述顯示雇工投入比例與糧食單產(chǎn)存在“倒U型”的關(guān)系，計(jì)量模型也已證明雇工投入比例與糧食生產(chǎn)效率確實(shí)存在一種“倒U型”非線性關(guān)系，為了更清晰地描述雇工投入對(duì)糧食生產(chǎn)的影響，本文對(duì)不同雇工投入水平下農(nóng)戶的技術(shù)效率做了統(tǒng)計(jì)分析（表6）。

表6為不同雇工投入比例分組下農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)技術(shù)效率，糧食生產(chǎn)技術(shù)效率在25%～50%這個(gè)雇工比例區(qū)間中最高，并向兩邊逐漸遞減，同樣呈現(xiàn)出“倒U型”的關(guān)系。這是因?yàn)樵诠凸ね度氡壤^低的時(shí)候，由于勞動(dòng)力的缺乏，雇工的增加會(huì)削弱勞動(dòng)力供給約束對(duì)生產(chǎn)的影響，同時(shí)勞動(dòng)力的增加還會(huì)帶來分工與專業(yè)化協(xié)作的優(yōu)勢(shì)，從而對(duì)技術(shù)效率帶來非常顯著且很強(qiáng)的正向影響，而隨著雇工數(shù)量的增加，雇工的勞動(dòng)生產(chǎn)質(zhì)量問題逐漸突出和放大，雇工勞動(dòng)力相對(duì)于自有勞動(dòng)力邊際產(chǎn)量低的問題更加突出，這時(shí)需要農(nóng)戶額外的擠出勞動(dòng)力投入到對(duì)雇工的監(jiān)督上，然而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)管理相對(duì)粗放，勞動(dòng)的監(jiān)督和衡量很難實(shí)現(xiàn)，因此，當(dāng)雇工勞動(dòng)所帶來的負(fù)面效應(yīng)超越了所帶來的正面效應(yīng)時(shí)，即超越了雇工與自用工的最優(yōu)組合時(shí)，雇工投入對(duì)糧食生產(chǎn)的技術(shù)效率轉(zhuǎn)而產(chǎn)生負(fù)向的影響。

表6 不同雇工投入比例下分組農(nóng)戶的生產(chǎn)技術(shù)效率Table 6 Farmers’ production technology efficiency loss in different employee input proportions

進(jìn)一步分析各省以及規(guī)模戶和普通戶的生產(chǎn)技術(shù)效率，發(fā)現(xiàn)在各省分組以及規(guī)模戶和普通戶分組中，雇工投入比例與糧食生產(chǎn)效率均存在倒“U”型的關(guān)系。但是可以發(fā)現(xiàn)普通戶和規(guī)模戶的最優(yōu)雇工比例區(qū)間存在著一定的差異，普通戶的最優(yōu)區(qū)間高于規(guī)模戶的最優(yōu)區(qū)間，這是因?yàn)槠胀☉舻慕?jīng)營(yíng)規(guī)模遠(yuǎn)小于規(guī)模戶，因此對(duì)于雇工的監(jiān)督易于規(guī)模戶，從而雇工投入比例的最優(yōu)區(qū)間上移。另一方面，雖然樣本規(guī)模戶的戶均雇工投入和雇工投入比例均大于普通戶，然而其技術(shù)效率仍高于普通戶。這是由規(guī)模戶規(guī)模經(jīng)營(yíng)、機(jī)械化的運(yùn)用所帶來的優(yōu)勢(shì)導(dǎo)致的，因此即使雇工投入和雇工投入比例均大于普通戶，其仍可以獲得較高的生產(chǎn)效率。從以上分析可看出雇工生產(chǎn)解決了勞動(dòng)力短缺所帶來的不利影響，但由于其自身所存在的勞動(dòng)質(zhì)量問題，也會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)生不利的影響。農(nóng)戶自身的監(jiān)督和管理是避免雇工勞動(dòng)問題的必要手段，此外運(yùn)用機(jī)械替代勞動(dòng)力也是當(dāng)前勞動(dòng)力成本不斷上升背景下唯一的選擇，同時(shí)也是政府一直所推行和倡導(dǎo)的。

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

研究表明，當(dāng)前雇工生產(chǎn)行為在糧食生產(chǎn)中已成為一種普遍現(xiàn)象，規(guī)模經(jīng)營(yíng)戶的雇工需求尤為突出；樣本地區(qū)尤其是四川和浙江的丘陵地區(qū)機(jī)械化水平仍然不高，相較于發(fā)達(dá)國家的高度機(jī)械化水平仍存在很大的差距。這意味著即使在土地規(guī)模流轉(zhuǎn)背景下，由于資源稟賦造成的機(jī)械無法大規(guī)模替代勞動(dòng)力的限制仍然是一個(gè)值得重視的問題。

樣本地區(qū)農(nóng)戶糧食生產(chǎn)的平均技術(shù)效率為85.11%，存在顯著的技術(shù)效率損失，技術(shù)效率受多種因素影響；農(nóng)業(yè)雇工投入對(duì)糧食生產(chǎn)技術(shù)效率的影響呈現(xiàn)“倒U型”的效應(yīng)趨勢(shì)，并在25%～50%的區(qū)間中最高，因而在農(nóng)業(yè)機(jī)械尚無法大規(guī)模替代勞動(dòng)力，勞動(dòng)力的產(chǎn)出彈性較低的情況下，更需要注意適度規(guī)模問題，否則雇傭勞動(dòng)所帶來的勞動(dòng)質(zhì)量下降會(huì)極大地限制糧食生產(chǎn)水平的提升。

3.2 建議

1）加大科技服務(wù)投入，在有條件的地區(qū)普及農(nóng)業(yè)機(jī)械化生產(chǎn)，開拓新型經(jīng)營(yíng)方式，積極推進(jìn)糧食適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)。由本文計(jì)量模型可知，勞動(dòng)力的產(chǎn)出彈性為負(fù)，在地形條件較平緩的地區(qū)的糧食規(guī)模經(jīng)營(yíng)戶中可以依靠推進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械化替代勞動(dòng)力，解決雇傭勞動(dòng)所帶來的勞動(dòng)質(zhì)量問題；同時(shí)，在機(jī)械替代勞動(dòng)力較困難的地區(qū)，開拓農(nóng)業(yè)服務(wù)外包、農(nóng)戶間合作經(jīng)營(yíng)和托管經(jīng)營(yíng)等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)方式，促使勞動(dòng)力要素配置更加專業(yè)化，也可以緩解由于雇傭勞動(dòng)力所帶來的勞動(dòng)質(zhì)量問題；由于規(guī)模經(jīng)營(yíng)不可避免的會(huì)產(chǎn)生雇工勞動(dòng)的問題，雇工勞動(dòng)存在一個(gè)最優(yōu)的比例，因此從勞動(dòng)力層面同樣要求農(nóng)戶適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)。

2）建立有效勞動(dòng)監(jiān)督和“農(nóng)業(yè)CEO”管理機(jī)制，合理使用各種勞動(dòng)激勵(lì)手段。雇主根據(jù)雇工實(shí)際情況建立有效勞動(dòng)監(jiān)督機(jī)制。在勞動(dòng)生產(chǎn)可計(jì)量的環(huán)節(jié)嘗試使用績(jī)效工資，同時(shí)可根據(jù)勞動(dòng)成果給予一定的激勵(lì)措施，減少雇工敗德行為發(fā)生，從而提高雇工勞動(dòng)的質(zhì)量和勞動(dòng)的積極性；建立“農(nóng)業(yè)CEO”的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)管理機(jī)制，目前在社會(huì)資本投資農(nóng)業(yè)，促使糧食規(guī)模經(jīng)營(yíng)越來越普遍的情況下，轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)、管理方式，用現(xiàn)代化經(jīng)營(yíng)理念改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)，雇傭具有現(xiàn)代經(jīng)營(yíng)才能的“農(nóng)業(yè)CEO”進(jìn)行科學(xué)經(jīng)營(yíng)管理，運(yùn)用企業(yè)的思維經(jīng)營(yíng)農(nóng)業(yè)。在生產(chǎn)的各個(gè)環(huán)節(jié)，制定精細(xì)化的管理細(xì)則和生產(chǎn)流程，以此控制生產(chǎn)成本，提高糧食生產(chǎn)效率，實(shí)現(xiàn)效益的最大化。

3）重視農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的人力資本積累，進(jìn)一步落實(shí)“科教興農(nóng)、人才強(qiáng)農(nóng)、新型職業(yè)農(nóng)民固農(nóng)”的戰(zhàn)略要求。現(xiàn)代農(nóng)業(yè)背景下，現(xiàn)代機(jī)械和現(xiàn)代耕種方法的使用，傳統(tǒng)的雇工已經(jīng)難以滿足雇主的需求[24]，同時(shí)農(nóng)村優(yōu)質(zhì)勞動(dòng)力大量向非農(nóng)行業(yè)轉(zhuǎn)移，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力質(zhì)量急需提升。因此，基層農(nóng)技部門應(yīng)加大農(nóng)業(yè)科技推廣，充分發(fā)揮科技推廣部門的作用，因地制宜地開展各類技術(shù)培訓(xùn)和農(nóng)業(yè)科普宣傳活動(dòng)，提高廣大農(nóng)民的科學(xué)文化水平。此外，要增加對(duì)農(nóng)業(yè)教育的投入，推進(jìn)農(nóng)民的繼續(xù)教育，進(jìn)一步提高農(nóng)民的文化素養(yǎng)與道德水平，力爭(zhēng)向高水平的職業(yè)農(nóng)民轉(zhuǎn)變。

參考文獻(xiàn)：

[1] Alchian A A, Demsetz H. Production, information costs, and economic organization[J]. IEEE Engineering Management Review, 1972, 62(2): 21-41.

[2] 黃云鵬. 農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)體制和專業(yè)化分工——兼論家庭經(jīng)營(yíng)與規(guī)模經(jīng)濟(jì)之爭(zhēng)[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題, 2003, 24(6): 50-55.Huang Y P. Agricultural management system & division of labour on the basis of specialization—Concurrently discusses household management and large-scale production[J]. Issues in Agricultural Economy, 2003, 24(6): 50-55.

[3] Remesan R, Roopesh M S, Remya N, et al. Wet land paddy weeding—A comprehensive comparative study from south India[J]. International Commission of Agricultural Engineering,2007(5): 1-21.

[4] 孫新華. 農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體: 類型比較與路徑選擇——以全員生產(chǎn)效率為中心[J]. 經(jīng)濟(jì)與管理研究, 2013(12): 59-66.Sun X H. Agricultural production operator: Comparison of types and path choice—From the perspective of the overall production efficiency[J]. Research on Economics and Management, 2013(12):59-66.

[5] Bharadwaj P. Fertility and rural labor market inefficiencies:Evidence from India[J]. Journal of Development Economics,2015, 115: 217-232.

[6] 王顏齊, 郭翔宇. 農(nóng)地規(guī)?；鬓D(zhuǎn)背景下的農(nóng)業(yè)雇傭生產(chǎn)合約:理論模型及實(shí)證分析[J]. 中國農(nóng)村觀察, 2011(4): 65-76.Wang Y Q, Guo X Y. Agricultural production contracts of employment after large-scale rural land circulation: Theoretical model and empirical analysis[J]. China Rural Survey, 2011(4):65-76.

[7] 廖雅珍, 廖添土. 兼業(yè)Ⅰ農(nóng)戶與雇主雇傭生產(chǎn)合約的模型及實(shí)證分析[J]. 華南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版), 2013(4): 57-65.Liao Y Z, Liao T T. Tagricultural production contracts of employment between the concurrent business of farmers and employers: Theoretical model and empirical analysis[J]. Journal of South China Agricultural University (Social Science Edition),2013(4): 57-65.

[8] 張五常. 佃農(nóng)理論: 應(yīng)用于亞洲的農(nóng)業(yè)和臺(tái)灣的土地改革[M].北京: 商務(wù)印書館, 2000.Zhang W C.The Theory of Share Tenancy: With Special Application to Asian Agriculture and the First Phase of Taiwan Land Reform[M]. Beijing: The Commercial Press, 2000.

[9] 羅必良. 農(nóng)民合作組織: 偷懶、監(jiān)督及其保障機(jī)制[J]. 中國農(nóng)村觀察, 2007(2): 26-37.Luo B L. The farmer cooperative organization: Lazy, supervision and security mechanism[J]. China Rural Survey, 2007(2): 26-37.

[10] 王曉兵, 許迪, 張硯杰, 等. 農(nóng)場(chǎng)規(guī)模、勞動(dòng)力投入量與技術(shù)效率及其相關(guān)性問題研究[J]. 資源科學(xué), 2016, 38(3): 476-484.Wang X B, Xu D, Zhang Y J, et al. The relevance of farm scale,labor inputs and technical efficiency[J]. Resources Science, 2016,38(3): 476-484.

[11] 馬林靜, 歐陽金瓊, 王雅鵬. 農(nóng)村勞動(dòng)力資源變遷對(duì)糧食生產(chǎn)效率影響研究[J]. 中國人口·資源與環(huán)境, 2014, 24(9): 103-109.Ma L J, Ouyang J Q, Wang Y P. The influence of evolvement of rural labor resources on grain production efficiency[J]. China Population, Resources and Environment, 2014, 24(9): 103-109.

[12] 彭代彥, 文樂. 農(nóng)村勞動(dòng)力老齡化、女性化降低了糧食生產(chǎn)效率嗎——基于隨機(jī)前沿的南北方比較分析[J]. 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì),2016(2): 32-44.Peng D Y, Wen L. Do rural labor force aging and feminization reduces grain production efficiency—A comparative analysis of north and south based on stochastic frontier production function[J]. Journal of Agrotechnical Economics, 2016(2): 32-44.

[13] Aigner D, Lovell C A K, Schmidt P. Formulation and estimation of stochastic frontier production function models[J]. Journal of Econometrics, 1977, 6(1): 21-37.

[14] Meeusen W, Broeck J V D. Efficiency estimation from cobbdouglas production functions with composed error[J]. International Economic Review, 1977, 18(2): 435-444.

[15] 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(2): 325-332.

[16] 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.

[17] Battese G E, Coelli T J. Prediction of firm-level technical efficiencies with a generalized frontier production function and panel data[J]. Journal of Econometrics, 1988, 38(3): 387-399.

[18] Boisvert R N. The translog production function: Its properties,its several interpretations and estimation problems[J]. Journal of Agricultural Economics Research, 1982, 28(9): 5-35.

[19] Battese G E, Rao D S P, O’Donnell C J. A metafrontier production function for estimation of technical efficiencies and technology gaps for firms operating under different technologies[J]. Journal of Productivity Analysis, 2004, 21(1): 91-103.

[20] 許玉光, 楊鋼橋, 文高輝. 耕地細(xì)碎化對(duì)耕地利用效率的影響——基于不同經(jīng)營(yíng)規(guī)模農(nóng)戶的實(shí)證分析[J]. 農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究, 2017, 38(4): 688-695.Xu Y G, Yang G Q, Wen G H. Impacts of arable land fragmentation on land use efficiency: An empirical analysis based on farms of different scales[J]. Research of Agricultural Modernization, 2017,38(4): 688-695.

[21] 李谷成, 馮中朝, 占紹文. 家庭稟賦對(duì)農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)技術(shù)效率的影響沖擊——基于湖北省農(nóng)戶的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)實(shí)證[J].統(tǒng)計(jì)研究, 2008, 25(1): 35-42.Li G C, Feng Z C, Zhan S W. An empirical analysis about the effect of household endowments on the technical efficiency of farmer’s household management—Evidence from the farmers of Hubei Province[J]. Statistical Research, 2008, 25(1): 35-42.

[22] 王志剛, 李騰飛, 黃圣男, 等. 基于隨機(jī)前沿模型的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率研究——來自甘肅省定西市馬鈴薯生產(chǎn)的數(shù)據(jù)[J].華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版), 2013(5): 61-67.Wang Z G, Li T F, Huang S N, et al. Study on agricultural production technical efficiency based on stochastic frontier model—Taking potato data from Dingxi City, Gansu Province for example[J]. Journal of Huazhong Agricultural University (Social Sciences Edition), 2013(5): 61-67.

[23] 屈小博. 不同規(guī)模農(nóng)戶生產(chǎn)技術(shù)效率差異及其影響因素分析——基于超越對(duì)數(shù)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)與農(nóng)戶微觀數(shù)據(jù)[J]. 南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版), 2009, 9(3): 27-35.Qu X B. Technical efficiency of different farmer sizes and its influencing factors—Based on stochastic frontier production function and micro-data of households[J]. Journal of Nanjing Agricultural University (Social Sciences Edition), 2009, 9(3): 27-35.

[24] 向倩雯. 農(nóng)村空心化背景下的農(nóng)業(yè)雇工現(xiàn)狀與特征簡(jiǎn)析[J]. 中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃, 2016, 37(11): 158-162.Xiang Q W. Agricultural employment characteristics under the background of rural hollowing[J]. Chinese Journal of Agricultural Resources and Regional Planning, 2016, 37(11): 158-162.