彭 超,張 琛

(1. 農(nóng)業(yè)農(nóng)村部管理干部學(xué)院,北京 102208；2. 中國科學(xué)院 地理科學(xué)與資源研究所,北京 100101；3. 中國社會科學(xué)院 人口與勞動經(jīng)濟(jì)研究所,北京 100028)

一、引言

20世紀(jì)90年代以來，伴隨著制度政策的放活，中國農(nóng)戶呈現(xiàn)出明顯的分化態(tài)勢[1]，越來越多的農(nóng)村勞動力選擇進(jìn)入城鎮(zhèn)非農(nóng)領(lǐng)域就業(yè)。尤其是，當(dāng)前農(nóng)業(yè)勞動力存量存在著老齡化和結(jié)構(gòu)性短缺雙重問題，導(dǎo)致了農(nóng)業(yè)勞動力成本不斷上升[2]。這一變化，誘致了農(nóng)業(yè)技術(shù)向勞動力節(jié)約性變遷[3]。在勞動力要素投入農(nóng)業(yè)減少的大趨勢下，中國糧食實現(xiàn)了連年增產(chǎn)，綜合生產(chǎn)能力不斷提高。這其中，農(nóng)業(yè)機械及時填補勞動力退出的空白，強化了單產(chǎn)增加因素，對糧食增產(chǎn)貢獻(xiàn)巨大。1990年全國農(nóng)作物耕種收綜合機械化率僅為32.3%，2019年這一比率已經(jīng)超過70%。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式基本上已經(jīng)實現(xiàn)了從人畜力作業(yè)為主向機械作業(yè)為主的歷史性跨越[4, 5]。從這個意義上，與其他發(fā)展中國家一樣，中國的農(nóng)業(yè)機械化適應(yīng)了資源要素稟賦變化、非農(nóng)勞動力就業(yè)和糧食安全的發(fā)展形勢[6]。

現(xiàn)有研究中有關(guān)農(nóng)業(yè)機械化的研究，多是聚焦于以下三個方向：一是農(nóng)業(yè)機械化與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素配置。尤其是農(nóng)業(yè)機械化與勞動力二者之間呈現(xiàn)出明顯的替代關(guān)系，許多學(xué)者重點探討農(nóng)業(yè)機械化與農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移二者之間的因果關(guān)系。二是農(nóng)業(yè)機械化與農(nóng)民收入的關(guān)系。其論據(jù)一般是，農(nóng)業(yè)機械化促進(jìn)了農(nóng)戶家庭成員的非農(nóng)就業(yè)，從而增加了更多的收入機會。三是農(nóng)業(yè)機械化帶來的生產(chǎn)效率變化。這方面的研究結(jié)論，隨著研究所使用的經(jīng)驗證據(jù)和方法的不同，結(jié)論有所變化。

關(guān)于農(nóng)業(yè)機械化對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要配置影響的研究，研究結(jié)論較為一致：使用勞動力節(jié)約技術(shù)，可以提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率，解放農(nóng)戶的勞動力從事其他生產(chǎn)活動，甚至能夠提高土地利用率[7]。Martin 等研究了美國加州番茄種植機械化的進(jìn)程，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)機械化可能會導(dǎo)致中老年勞動力轉(zhuǎn)向灌溉等使用機械的工作，最終的結(jié)果將是，專業(yè)化農(nóng)戶能夠借助機械管理好大規(guī)模農(nóng)場，小規(guī)模農(nóng)戶能夠有時間和精力外出打工[8]。暉峻眾三等通過對日本農(nóng)業(yè)機械化發(fā)展過程的歷史進(jìn)行回顧，發(fā)現(xiàn)機械化尤其是小型高效農(nóng)用機械的使用，帶來了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高和簡便化，解放了農(nóng)業(yè)勞動力，但是農(nóng)戶對兼業(yè)的依賴性增強[9]。與日本的趨勢類似，中國農(nóng)戶因農(nóng)業(yè)機械化而產(chǎn)生了勞動力轉(zhuǎn)移，彭超等基于全國層面的縣域數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)機總動力與農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移二者之間具有顯著正向影響。關(guān)于其他要素配置則主要集中于土地要素方面，例如機械化的灌溉可以使得丘陵坡地、干旱地區(qū)等處于生產(chǎn)邊際的土地得到利用[10]。

關(guān)于農(nóng)業(yè)機械化對農(nóng)民收入影響的研究，結(jié)論也比較一致：農(nóng)業(yè)機械化既可以直接作用于農(nóng)業(yè)收入增長，也可以通過勞動力轉(zhuǎn)移間接作用于非農(nóng)收入增長[11]。周振等基于全國縣級層面數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)機械化有助于農(nóng)民收入水平的提升，農(nóng)民收入關(guān)于農(nóng)機總動力的彈性至少為0.4[12]。王水連等從甘蔗種植的角度切入，使用基于農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)機械對勞動力的替代，有利于農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)，不僅有利于農(nóng)戶甘蔗收入的提高，也對家庭總收入有促進(jìn)作用[13]。

關(guān)于農(nóng)業(yè)機械化帶來的生產(chǎn)效率變化的研究，研究結(jié)論則存在一定的爭議。Ito構(gòu)建了中國各個縣級單位的生物技術(shù)發(fā)展指數(shù)和機械技術(shù)發(fā)展指數(shù)，并以這兩個變量為關(guān)鍵變量，對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出進(jìn)行回歸分析，實證研究結(jié)果表明，1991 年到2004 年機械技術(shù)發(fā)展指數(shù)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率沒有太大變化，而生物技術(shù)發(fā)展指數(shù)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率卻提高了很多[14]。Yao 等采用1987—1992年中國省級面板數(shù)據(jù)分析得出的結(jié)論甚至是農(nóng)業(yè)機械降低了糧食生產(chǎn)效率[15]。但是，農(nóng)業(yè)機械化這個指標(biāo)的衡量可能會出現(xiàn)偏差。實際上，因為很多農(nóng)業(yè)機械有季節(jié)性限制，以農(nóng)業(yè)機械總動力衡量農(nóng)業(yè)機械投入來測算技術(shù)效率會導(dǎo)致偏差。部分實證研究也表明，如果農(nóng)業(yè)機械化的衡量水平換做農(nóng)機作業(yè)服務(wù)，那么農(nóng)地機械化水平對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率就具有顯著的正效應(yīng)[16]。

通過文獻(xiàn)回顧可以發(fā)現(xiàn)，關(guān)于農(nóng)業(yè)機械化的技術(shù)效率還是存在一定的爭議。已有的研究普遍忽略了以下兩點：一是現(xiàn)有研究忽略了農(nóng)戶“加總”層面的生產(chǎn)效率研究；第二，現(xiàn)有研究測度生產(chǎn)效率普遍忽略了潛在內(nèi)生性的影響。尤其是，使用省際面板數(shù)據(jù)，研究是難以克服以上兩個困難的。實際上，最近關(guān)于農(nóng)戶家庭層面糧食“加總”生產(chǎn)效率的研究，已經(jīng)取得了一定進(jìn)展。例如，張云華等[17]基于全國農(nóng)村固定觀察點數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)氮元素施用比例越高，越不利于農(nóng)戶糧食生產(chǎn)效率的提升?；诖?，本文基于2003—2016年全國農(nóng)村固定觀察點調(diào)查體系微觀農(nóng)戶面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建相關(guān)隨機效應(yīng)(CorrelatedRandomEffect)模型，使用CRE方法盡可能降低傳統(tǒng)隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)中的內(nèi)生性問題，通過家庭層面“加總”，實證分析農(nóng)業(yè)機械化對農(nóng)戶糧食生產(chǎn)效率的影響。

二、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

農(nóng)戶作為中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)最為重要的微觀主體，測算農(nóng)戶家庭層面的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率能夠更好地反映出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)情況?；诖耍狙芯坎捎?003—2016年全國農(nóng)村固定觀察點微觀農(nóng)戶面板數(shù)據(jù)研究農(nóng)業(yè)機械化對農(nóng)戶“加總”生產(chǎn)效率的影響。全國農(nóng)村固定觀察點調(diào)查體系成立于1984年，是由中共中央政策研究室和農(nóng)業(yè)部具體組織指導(dǎo)在全國各省份連續(xù)跟蹤的一項農(nóng)村調(diào)查工作，具有調(diào)查范圍廣、樣本量全、內(nèi)容豐富的優(yōu)勢。在這里我們選取了“農(nóng)戶家庭生產(chǎn)經(jīng)營情況”部分的數(shù)據(jù)作為農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)。樣本跨度年限為2003—2016年，共14年，樣本觀測值為226741個樣本。

(二)模型構(gòu)建

現(xiàn)有對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的研究多是對單一作物進(jìn)行生產(chǎn)效率分析測度。單一作物的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的測度不能全面地反映出農(nóng)戶真實的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)狀況，這是因為農(nóng)戶種植普遍存在著多樣性。為此，本研究著重將從農(nóng)戶家庭層面的視角對全國農(nóng)村固定觀察點連續(xù)觀測的大樣本農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率進(jìn)行分析測度。具體來說：將農(nóng)戶糧食種植作物進(jìn)行“加總”分析，以探究農(nóng)業(yè)機械化對農(nóng)戶生產(chǎn)效率的影響。其中，全國農(nóng)村固定觀察點涉及到小麥、玉米、水稻、大豆、薯類、其他糧食作物共六種糧食作物。首先，本文運用C-D生產(chǎn)函數(shù)對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率進(jìn)行估計，模型的具體形式如(1)式所示：

β13dfixedcapital+β14ddraft+β15s2+β16s3+β17s4+β18s5+β19s6+vit-uit

(1)

(2)

(三)變量選取及描述性統(tǒng)計

模型估計過程中，產(chǎn)出變量選取畝均糧食產(chǎn)值，投入變量共選取了種植面積、肥料投入、有機肥投入占比、勞動力投入、雇傭勞動占比、機械作業(yè)費用、其他物質(zhì)費用、固定資產(chǎn)投入和牲畜頭數(shù)。技術(shù)無效率項選取農(nóng)戶擁有農(nóng)機馬力總數(shù)、戶主年齡、家庭成員平均受教育程度、經(jīng)營規(guī)模、家庭勞動力情況、外出從業(yè)時間比例、從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間比例、銷售比例、氮肥投入情況(尿素購買額除以化肥購買金額，用以反映氮元素的投入情況)、銷售比例、農(nóng)業(yè)補貼和小于1畝田的地塊比例等變量。此外，在模型估計中，加入了灌溉比例用于反映農(nóng)戶農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施情況，此外還生產(chǎn)函數(shù)中加入了農(nóng)戶家庭每種作物的種植比例，以及是否有化肥投入、是否有勞動力投入、是否有其他成本投入，是否有固定資產(chǎn)投入，是否有牲畜投虛擬變量，以期能夠更為全面刻畫出農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的情形，主要變量的描述性統(tǒng)計如表1所示：

表1 種植糧食作物農(nóng)戶主要投入變量的描述性統(tǒng)計

在表1所列的各項指標(biāo)中，糧食畝均產(chǎn)值均以2003年為基期的各省(市、自治區(qū))種植業(yè)價格指數(shù)進(jìn)行了平減，勞動力投入采用以2003年為基期的各省(市、區(qū))消費者價格指數(shù)進(jìn)行了平減。肥料費用采用以2003年為基期的生產(chǎn)資料價格指數(shù)中的化肥價格指數(shù)進(jìn)行了平減，固定資產(chǎn)投入額采用以2003年為基期的生產(chǎn)資料總價格指數(shù)進(jìn)行了平減，機械作業(yè)費用采用以2003年為基期的生產(chǎn)資料價格指數(shù)中的農(nóng)業(yè)機械價格指數(shù)進(jìn)行了平減。需要說明的是，北京、上海、天津、重慶數(shù)據(jù)缺失，本文使用河北省價格指數(shù)對北京和天津的價格指數(shù)進(jìn)行了替代，使用浙江和江蘇的價格指數(shù)平均值對上海進(jìn)行了替代，使用四川的價格指數(shù)對重慶數(shù)據(jù)進(jìn)行了替代。由表1可以得出，當(dāng)前我國從事糧食作物種植的農(nóng)戶的灌溉比例較低，絕大多數(shù)的農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中投入化肥、勞動力、機械等其他費用。樣本農(nóng)戶平均土地經(jīng)營規(guī)模在7畝左右，有41.6%的農(nóng)戶能夠?qū)⑸a(chǎn)的商品銷售出去。依據(jù)農(nóng)戶家庭勞動力信息也可以看出，當(dāng)前我國從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的女性比例較大，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)女性化和老齡化現(xiàn)象突出。畝均機械作業(yè)費用的對數(shù)仍然很低，表明還是有部分農(nóng)戶沒有使用農(nóng)業(yè)作業(yè)。戶均擁有的農(nóng)業(yè)機械動力耕地較低，表明部分農(nóng)戶并不擁有農(nóng)業(yè)機械。

三、實證結(jié)果

(一)隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)的估計結(jié)果

表2中，模型(1)報告了隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)加入相關(guān)隨機效應(yīng)項，技術(shù)無效率方程不加入相關(guān)隨機效應(yīng)項的估計結(jié)果。模型(2)是在模型(1)的基礎(chǔ)上，在技術(shù)無效率方程中加入相關(guān)隨機效應(yīng)項的估計結(jié)果。模型(3)是在模型(2)的基礎(chǔ)上，在隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)方程中加入相關(guān)隨機效應(yīng)項。對γ估計值的統(tǒng)計檢驗，可以反映出這樣的統(tǒng)計學(xué)意義，即糧食種植戶的技術(shù)效率變異是否顯著。表2中，模型(1)～模型(3)的γ估計值分別為0.971、0.956、0.968，且在1%的顯著性水平上通過了顯著性水平檢驗，說明在模型(1)～模型(3)中各項隨機因素對農(nóng)戶技術(shù)無效率解釋程度分別達(dá)到了97.1%、95.6%和96.8%，分別只有2.9%、4.4%和3.2%來自于統(tǒng)計誤差等外部因素。γ估計值的結(jié)果表明，隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)的估計結(jié)果較好，可以用來對農(nóng)戶技術(shù)效率進(jìn)行分析。從表2的估計結(jié)果可以看出，機械費用對數(shù)在模型(1)～模型3中的估計系數(shù)均大于0且通過了顯著性水平檢驗，分別為0.000797、0.00470和0.00101，表明畝均機械作業(yè)費用每增加1%，糧食產(chǎn)值增加0.000797%、0.00470%和0.00101%。

模型(3)中土地面積對數(shù)變量的估計系數(shù)為-0.0310，通過1%水平下顯著性水平檢驗，表明土地的產(chǎn)出彈性為負(fù)。模型(1)和模型(2)中土地變量的估計系數(shù)均為負(fù)且通過了顯著性水平檢驗。土地產(chǎn)出彈性為負(fù)的原因是目前中國農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模過于細(xì)小，樣本農(nóng)戶用于糧食生產(chǎn)的規(guī)模平均為5.19畝，距離規(guī)模經(jīng)濟(jì)尚有很大差距，已有研究中也證實了玉米單產(chǎn)最高的播種面積為3公頃以上[19]。模型(3)中肥料對數(shù)變量的估計系數(shù)為0.160，通過了1%水平下顯著性水平檢驗，這說明增加肥料投入能夠提升糧食產(chǎn)出，肥料投入增加1%，糧食產(chǎn)出將增加0.160%，這也與當(dāng)前我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是以化肥驅(qū)動型增長模式相吻合，肥料投入變量的估計系數(shù)在模型(1)和模型(2)中也均大于0且通過了顯著性水平檢驗，這表明模型估計的結(jié)果是穩(wěn)健的。有機肥占肥料占比變量在模型(1)～模型(3)中的估計系數(shù)均小于0且通過了1%水平下顯著性檢驗，說明當(dāng)有機肥占肥料比例下降時，將不利于糧食產(chǎn)出的增加。可能的原因是有機肥的增產(chǎn)效果沒有化肥和其他肥料高。但是，施用有機肥能夠改良土壤，通過增加土壤肥力的方式有助于形成高標(biāo)準(zhǔn)良田，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展。

模型(1)～模型(2)中勞動力費用對數(shù)變量估計系數(shù)為負(fù)，模型(3)中加入相關(guān)隨機效應(yīng)項后勞動力費用對數(shù)變量的估計系數(shù)為正，且通過了1%水平下顯著性檢驗，說明增加勞動投入能夠顯著地提升糧食產(chǎn)出。雇工勞動力比例變量在模型(3)中的估計系數(shù)大于0且通過了1%水平下顯著性檢驗，這說明增加雇工有助于提升糧食產(chǎn)出，增加勞動的有效供給仍是提升糧食產(chǎn)出的重要方式，模型(1)和模型(2)的估計結(jié)果與模型(3)基本一致，表明模型估計的結(jié)果的比較穩(wěn)健。

模型(1)～模型(3)中其他物質(zhì)費用變量估計系數(shù)為正，通過了1%水平下顯著性檢驗，這說明增加種子、農(nóng)業(yè)機械服務(wù)費用、農(nóng)藥、種子、農(nóng)膜等其他物質(zhì)費用將有助于提升糧食產(chǎn)出。模型(3)中的估計系數(shù)為0.124，說明其他物質(zhì)費用增加1%，糧食產(chǎn)出將增加0.124%。模型(1)～模型(3)中的固定資產(chǎn)對數(shù)變量和牲畜對數(shù)變量估計系數(shù)均為正，且通過了1%水平下顯著性水平檢驗，這說明增加農(nóng)戶固定資產(chǎn)存量、牲畜個數(shù)的增加均有助于提高糧食產(chǎn)出。除模型(2)中的其他糧食作物種植比例外，模型(1)～模型(3)中各種作物的種植比例變量估計系數(shù)絕大多數(shù)均大于0且通過了1%水平下顯著性檢驗，這說明農(nóng)戶實現(xiàn)種植多樣性能夠有效地增加糧食產(chǎn)出，多樣化種植能有效降低自然和市場風(fēng)險，優(yōu)化生產(chǎn)要素的配置，增加利潤和效率。

表2 種糧農(nóng)戶隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型估計結(jié)果

模型(1)～模型(3)中是否投入化肥、勞動力、其他物質(zhì)費用、固定資產(chǎn)和牲畜五個變量估計系數(shù)均小于0且通過了1%水平下顯著性檢驗，這說明化肥投入、勞動力投入、固定資產(chǎn)投入、牲畜投入和其他物質(zhì)費用投入能夠促進(jìn)糧食產(chǎn)出的增加。模型(1)～模型(3)中的時間虛擬變量的估計系數(shù)為正，均通過了1%水平下顯著性水平檢驗，這說明當(dāng)前的技術(shù)變化和制度變化總體上是有助于農(nóng)業(yè)糧食產(chǎn)出的增長。

(二)技術(shù)無效率項的估計結(jié)果

技術(shù)無效率項展示在表3當(dāng)中，需要特別說明的是，表2和表3是一次估計的兩個部分。模型(1)～模型(3)中農(nóng)戶擁有農(nóng)業(yè)機械動力的估計系數(shù)均為負(fù)，其中模型(1)和模型(2)中均通過了顯著性水平檢驗。模型(3)中農(nóng)戶擁有農(nóng)業(yè)機械動力估計系數(shù)雖然沒有通過顯著性水平檢驗，但是相關(guān)隨機效應(yīng)項的估計系數(shù)為負(fù)且通過了顯著性說檢驗，也證實了農(nóng)戶擁有農(nóng)業(yè)機械動力越多，其糧食生產(chǎn)效率越高。模型(2)和模型(3)中考慮到了相關(guān)隨機效應(yīng)項，土地經(jīng)營規(guī)模變量的估計系數(shù)為負(fù)，通過了1%水平下顯著性檢驗，說明擴大農(nóng)戶土地規(guī)模將有助于提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，擴大農(nóng)戶土地經(jīng)營面積將充分發(fā)揮規(guī)模經(jīng)營優(yōu)勢，可以預(yù)期的是新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體將是未來發(fā)展趨勢。模型(1)～模型(3)中的氮肥比例的系數(shù)為正，說明氮肥比例越高，種糧農(nóng)戶生產(chǎn)技術(shù)效率越低，這一結(jié)論也與張云華等[19]的研究結(jié)論相一致，表明當(dāng)前尤其是氮肥已經(jīng)出現(xiàn)過量使用的問題。根據(jù)模型(1)的結(jié)論，灌溉比例提升會提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，而模型(2)和模型(3)的結(jié)論則顯示，灌溉比例提升反而會降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。進(jìn)一步觀察模型(1)和模型(2)中灌溉比例的相關(guān)隨機效應(yīng)項，估計系數(shù)均為負(fù)，這表明灌溉基礎(chǔ)設(shè)施水平的提升有助于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的提升，只是灌溉設(shè)施的建設(shè)應(yīng)當(dāng)更加注重提高水資源利用效率。模型(1)～模型(3)中大棚或者農(nóng)膜覆蓋的比例估計系數(shù)均小于零，說明大棚和農(nóng)膜覆蓋比例越高，種糧農(nóng)戶的生產(chǎn)技術(shù)效率越高，只是模型(2)和模型(3)中大棚或者農(nóng)膜覆蓋的比例顯著性水平較低。究其原因，可能的原因是大棚或者農(nóng)膜使用方向的問題，主要在于農(nóng)膜對持續(xù)生產(chǎn)環(huán)境的影響。

模型(1)表明，老齡勞動力對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率有負(fù)向影響，但是考慮到相關(guān)隨機效應(yīng)項的模型2和模型3卻表明，老齡勞動力農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率有正向影響。主要原因是當(dāng)前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機械化水平較高，社會化服務(wù)覆蓋面和服務(wù)環(huán)節(jié)比較齊全，老齡勞動力仍然能夠較高效率地從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。模型(1)～模型(3)中的女性勞動力數(shù)量對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率影響為負(fù)，并且三個模型系數(shù)符號和顯著性水平基本一致。健康勞動力在模型(1)～模型(3)中的估計系數(shù)均為負(fù)，且通過了顯著性水平檢驗，這說明健康勞動力數(shù)量越多，越有助于提升糧食生產(chǎn)效率。模型(2)和模型(3)的估計表明，家庭勞動力本地非農(nóng)務(wù)工時間比例越高，農(nóng)戶技術(shù)效率越低，但是模型(1)符號與模型(2)和模型(3)相反，基于固定效應(yīng)和減少內(nèi)生性的考慮，還是采納模型2和模型3的結(jié)論。模型(3)的結(jié)果進(jìn)一步表明，家庭勞動力外出務(wù)工時間比例越高，農(nóng)戶糧食生產(chǎn)效率越低。以上兩條結(jié)論表明，家庭勞動力非農(nóng)配置會減低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。這說明隨著城市化進(jìn)程的加快，大量農(nóng)戶外出務(wù)工，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入精力不足，不利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率水平的提升。戶主年齡越大，農(nóng)戶生產(chǎn)技術(shù)效率越低。家庭勞動力平均受教育年度對數(shù)在模型(2)和模型(3)中并沒有通過顯著性水平檢驗，這說明戶主平均受教育年數(shù)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響并沒有在統(tǒng)計學(xué)上有顯著差異。

模型(1)～模型(3)中糧食用于銷售的比例估計系數(shù)均為負(fù)，且通過了顯著性水平檢驗，這表明銷售比例越高，農(nóng)戶糧食生產(chǎn)技術(shù)效率越高，提高農(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品銷售比例有助于促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率水平的提升，農(nóng)戶通過加入價值鏈，實現(xiàn)價值增值。模型(2)和模型(3)的估計結(jié)果表明，小于1畝田的田塊比例越高，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率越低，但是并沒有通過顯著性水平檢驗，模型(1)估計的結(jié)果恰好相反。實際上，田塊越分散，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率越低。在土地集中連片適度規(guī)模經(jīng)營的農(nóng)場，大功率農(nóng)機單位時間連更大。加之地塊分散產(chǎn)生了更多的農(nóng)機行駛時間和費用。因此，小農(nóng)戶小地塊的農(nóng)機作業(yè)成本一般高于規(guī)模農(nóng)戶。實地調(diào)研的結(jié)果表明，部分地區(qū)由于農(nóng)機作業(yè)的成本收益不匹配，降低了農(nóng)民使用農(nóng)業(yè)機械的積極性。在大地塊、長壟的條件下工作，農(nóng)機需要達(dá)到一定的行駛速度，才能夠降低發(fā)動機空運轉(zhuǎn)率，進(jìn)而提高農(nóng)機作業(yè)效率。根據(jù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的實際情況，我們采納考慮到相關(guān)隨機效應(yīng)項的模型(2)和模型(3)的結(jié)論。

表3 技術(shù)無效率方程估計結(jié)果

(三)農(nóng)業(yè)機械作業(yè)的邊際效應(yīng)

進(jìn)一步，本文分析了農(nóng)戶畝均機械費用對畝均糧食產(chǎn)值的邊際效應(yīng)，如圖1所示：

從圖1可以明顯地看出，2003—2016年農(nóng)業(yè)機械作業(yè)費用的邊際效應(yīng)呈現(xiàn)出遞減態(tài)勢。但是，機械費用的邊際效應(yīng)數(shù)值大于0，說明繼續(xù)投入機械作業(yè)費用仍然能夠增加糧食產(chǎn)值。因此，今后糧食機械作業(yè)環(huán)節(jié)的費用投入，仍然是提升糧食產(chǎn)值和效率的重要手段。

圖1 機械作業(yè)費用邊際效應(yīng) 圖2 機械作業(yè)費用與生產(chǎn)技術(shù)效率的關(guān)系圖

圖2報告了機械作業(yè)費用與生產(chǎn)技術(shù)效率的lowess圖。從圖2可以得出，農(nóng)戶農(nóng)機費用支出與技術(shù)效率呈現(xiàn)出如下關(guān)系：一是農(nóng)機支出費用的農(nóng)戶技術(shù)效率分布較為集中；二是農(nóng)機支出費用較多的農(nóng)戶的技術(shù)效率分布較為分散；三是隨著農(nóng)機作業(yè)費用支出增加，農(nóng)戶的生產(chǎn)效率呈現(xiàn)出上升的趨勢。最后，比較了持有農(nóng)業(yè)機械的農(nóng)戶與沒有持有農(nóng)業(yè)機械的農(nóng)戶糧食生產(chǎn)效率，從圖3的估計結(jié)果中可以得出，持有農(nóng)業(yè)機械的農(nóng)戶糧食生產(chǎn)效率高于沒有持有農(nóng)業(yè)機械的農(nóng)戶糧食生產(chǎn)效率。

圖3 2003—2016年我國持有農(nóng)機戶和無農(nóng)機戶生產(chǎn)技術(shù)效率變化情況

四、研究結(jié)論與政策啟示

本文基于全國農(nóng)村固定觀察點2003—2016年微觀農(nóng)戶數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建具有相關(guān)隨機效應(yīng)模型的隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型，實證分析了農(nóng)業(yè)機械化對種糧農(nóng)戶“加總”生產(chǎn)技術(shù)效率的影響。研究結(jié)論表明：第一，農(nóng)業(yè)機械作業(yè)費用支出增加會顯著提升農(nóng)戶“加總”糧食生產(chǎn)技術(shù)效率；第二，持有較高農(nóng)業(yè)機械動力的農(nóng)戶，其糧食生產(chǎn)效率水平高，但是與無農(nóng)機戶的差距并不大；第三，小農(nóng)戶分散經(jīng)營，一般土地細(xì)碎化嚴(yán)重、每一地塊面積較小，會影響農(nóng)機功率的合理利用。

基于實證研究結(jié)論，本文提出以下三點政策啟示：第一，農(nóng)業(yè)機械化對糧食安全具有重要意義，因此未來仍然繼續(xù)大力發(fā)展農(nóng)業(yè)機械化。尤其是，農(nóng)機具購置補貼能夠增加農(nóng)戶農(nóng)機的擁有量，應(yīng)該是長期堅持的一項政策。第二，農(nóng)業(yè)機械化并不一定必須要實現(xiàn)從事糧食生產(chǎn)的農(nóng)村家庭戶戶有農(nóng)機，而是應(yīng)當(dāng)發(fā)揮農(nóng)機的溢出效應(yīng)，加大農(nóng)業(yè)機械化服務(wù)組織的支持力度。尤其是，對當(dāng)前農(nóng)業(yè)機械作業(yè)發(fā)展中出現(xiàn)的共享經(jīng)濟(jì)，要加以合理引導(dǎo)和有力扶持，提升農(nóng)業(yè)機械的使用率。第三，小規(guī)模農(nóng)戶經(jīng)營并不必然意味著生產(chǎn)效率低下，但是土地細(xì)碎化則基本上意味著生產(chǎn)效率較低。因此，未來的農(nóng)業(yè)技術(shù)路徑和制度路徑應(yīng)當(dāng)是“改地適機”。在技術(shù)方面，農(nóng)田整治等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)應(yīng)當(dāng)更多地適應(yīng)農(nóng)業(yè)機械的發(fā)展，邊角零星土地和坡度較高土地可以考慮有條件地退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，為大中型農(nóng)機具下田作業(yè)創(chuàng)造條件；在制度層面，繼續(xù)拓展農(nóng)業(yè)“雙層經(jīng)營”的內(nèi)涵，尤其是“統(tǒng)”的部分，以環(huán)節(jié)的規(guī)?；癁橹攸c，集中連片進(jìn)行土地規(guī)模經(jīng)營。