郭湘紅 豆文杰 扶玉枝

摘要：利用浙江省農(nóng)戶數(shù)據(jù)，采用SFA模型分析非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶生產(chǎn)技術(shù)效率的影響。研究結(jié)果表明：調(diào)研地區(qū)農(nóng)戶生產(chǎn)技術(shù)效率均值為0.6983，整體技術(shù)效率水平較低，還存在較大的提升空間;非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶生產(chǎn)技術(shù)效率存在負向影響，即農(nóng)戶家庭勞動力選擇非農(nóng)就業(yè)會使得農(nóng)戶生產(chǎn)技術(shù)效率降低;戶主年齡和種植年限顯著正向影響農(nóng)戶生產(chǎn)技術(shù)效率，規(guī)模對技術(shù)效率的影響呈“U”型。

關(guān)鍵詞：非農(nóng)就業(yè);技術(shù)效率;SFA模型

一、引言

自2004年以來，鄉(xiāng)村勞動力總量呈現(xiàn)快速下降趨勢，而轉(zhuǎn)移到非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)的勞動力卻保持著快速增長態(tài)勢，不僅如此，而且在轉(zhuǎn)移到非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)的勞動力當中，表現(xiàn)出以高素質(zhì)和青壯年勞動力為主的特征（李德洗等，2014）。農(nóng)戶家庭高素質(zhì)和青壯年勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，引發(fā)了社會各界對于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和糧食安全保障的廣泛關(guān)注。如何在有限的土地上保證諾大的人口群體基本糧食供給乃至于滿足更高層次的物質(zhì)需求，農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)效率是重中之重。非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶家庭生產(chǎn)效率有著怎樣的影響？在農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)背景下，今后該做何種應對？對這一問題的研究具有重要的現(xiàn)實意義。

非農(nóng)就業(yè)如何影響農(nóng)戶生產(chǎn)效率一直是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟學和發(fā)展經(jīng)濟學領(lǐng)域的研究重點。喬穎麗等（2012）認為農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移有利于提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。鄭祥江（2016）將靜態(tài)的經(jīng)濟學模型和動態(tài)的生產(chǎn)系統(tǒng)模擬模型相結(jié)合，研究發(fā)現(xiàn)西南地區(qū)農(nóng)村勞動力數(shù)量變化不斷影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，存在農(nóng)村勞動力的合理外出務工規(guī)模問題，即存在一個合理外出務工規(guī)模點。在該點上，有利于農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的提高。錢龍（2017）的研究表明，穩(wěn)健影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的因素包括非農(nóng)就業(yè)、勞動力投入、土地要素投入、農(nóng)業(yè)機械投入、戶主受教育程度、家庭金融性資產(chǎn)價值，非農(nóng)就業(yè)對于農(nóng)戶生產(chǎn)效率的影響是負向的。此外，李德洗（2014）研究發(fā)現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)是糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶收入較快增長的重要渠道，而非農(nóng)就業(yè)導致的生產(chǎn)性固定資產(chǎn)和土地需求減少，意味著長期看非農(nóng)就業(yè)程度較高的農(nóng)戶將傾向于脫離農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。

綜上所述，已有研究為本文提供了豐富的研究成果和學術(shù)借鑒，但仍存在一些不足之處，比如關(guān)于非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響，仍沒有得出一致的結(jié)論。這可能和變量的選擇不同、研究方法不同、數(shù)據(jù)的來源和質(zhì)量存在差異等有關(guān)。因此，關(guān)于非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶生產(chǎn)效率的影響問題，仍然需要進一步的研究和探討?；诖?，本文研究新時期非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶生產(chǎn)技術(shù)效率的影響。需要特別指出的是，本文所研究內(nèi)容中非農(nóng)就業(yè)包括轉(zhuǎn)移到異地務工的農(nóng)戶家庭勞動力，也包含了在本地區(qū)選擇非農(nóng)就業(yè)或者自營非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的農(nóng)戶家庭勞動力。

二、研究方法與數(shù)據(jù)來源

（一）模型和變量

隨機前沿方法經(jīng)常被用于測算一個企業(yè)或者一些地區(qū)的經(jīng)濟效率，無論是對于技術(shù)效率的計算、生產(chǎn)效率的測算或者研發(fā)效率的測度等，隨機前沿方法都十分適合。Aigner等（1977）和Meeusen等（1977）分別提出了隨機前沿面生產(chǎn)函數(shù)，借鑒前輩研究者的基礎(chǔ)上通過添加一個對稱的隨機誤差來說明統(tǒng)計噪聲。由函數(shù)確定的模型被稱為隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)，這是因為產(chǎn)出的上界是隨機變量。由于每個農(nóng)戶對于農(nóng)業(yè)的投入水平不同，重視程度不一致，本文利用截面數(shù)據(jù)對農(nóng)戶的生產(chǎn)技術(shù)效率及其影響因素進行測算和估計，探討非農(nóng)就業(yè)對于農(nóng)戶生產(chǎn)技術(shù)效率的影響。

本文采用的隨機前沿模型如式（1）所示：

該公式由用于測算技術(shù)效率的生產(chǎn)函數(shù)和估計技術(shù)效率參數(shù)的回歸方程兩部分組成。其中qi表示第i個農(nóng)戶的產(chǎn)出，xi表示第i個農(nóng)戶的投入要素。隨機干擾誤差項服從正太分布N（0，σ），ui則是無效率部分的非負隨機變量，也服從正態(tài)分布N+（0，σ）。

在效率測度中最常見的面向產(chǎn)出的測度方法是計算觀測產(chǎn)出與相應的隨機前沿面產(chǎn)出的比值：

對于此方法，計算出來的技術(shù)效率取值必然在0到1之間，及當ui=0的時候，TEi=1時，生產(chǎn)效率是有效率的，但是當ui>0時，TEi是無效率的。為了進一步的研究技術(shù)效率的差異，Battese等（1992）擴充了模型，新加入了非效率函數(shù)并利用最大似然法來估計，如式（3）所示：

式中，ui表示效率損失;zi表示導致非效率的因素;當di<0時，說明其對效率有正向作用，反之也是同樣的。

本文運用SFA模型測算非農(nóng)就業(yè)對于農(nóng)戶生產(chǎn)效率的影響的研究的關(guān)鍵在于構(gòu)建所需生產(chǎn)函數(shù)和非效率函數(shù)，本文采用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)來測算農(nóng)戶生產(chǎn)技術(shù)效率。在所選取的指標下構(gòu)建如下模型：

本文計算農(nóng)戶生產(chǎn)效率所使用的農(nóng)戶投入和產(chǎn)出變量的定義如下：

1.農(nóng)戶產(chǎn)出變量（Y）：在本文的研究中，產(chǎn)出數(shù)據(jù)為樣本農(nóng)戶2014年的農(nóng)業(yè)收入水平，用畝均收入（元/畝）表示。

2.農(nóng)戶投入變量：農(nóng)戶投入變量包括勞動力投入、資本投入兩個方面。

（1）勞動力投入（L）。勞動力投入以包括家庭勞動力中務農(nóng)勞動力和雇工花費兩方面來進行計算，其中，自身勞動力投入用家庭用工時數(shù)乘以當?shù)剞r(nóng)業(yè)勞動力的平均雇傭工資來計算，外出務工人員不計算入內(nèi)（單位：元/畝）。

（2）資本投入（K）?；?、水利、機械、種子和灌溉等投入（單位：元/畝）。

在影響因素變量中，非農(nóng)就業(yè)是關(guān)鍵變量，本文使用農(nóng)戶非農(nóng)收入占總收入比重作為非農(nóng)就業(yè)的微觀體現(xiàn)。此外，本文還選擇戶主性別、戶主年齡、戶主受教育程度（戶主接受正規(guī)教育的年限）、戶主是否黨員、是否有人擔任過村干部或小組長、農(nóng)戶種植年限、家庭到最近農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易市場距離（公里km）等變量作為控制變量納入模型。

以上變量對應于式（5），其中非農(nóng)收入占總收入比重是x1，戶主性別、戶主年齡、戶主受教育程度（戶主接受正規(guī)教育的年限）、戶主是否黨員分別對應x2、x3、x4、x5，勞動力數(shù)量為x6，是否有人擔任過村干部或小組長對應x7，家庭到最近農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易市場距離（公里km）為x8，規(guī)模的對數(shù)是x9，規(guī)模對數(shù)的平方對應于x10，種植年限是x11。