崔釗達(dá)，余志剛，張培鴿

（東北農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，黑龍江 哈爾濱 150030）

一、引言與文獻(xiàn)綜述

糧食安全事關(guān)國計(jì)民生和國家安全。保護(hù)性耕作作為一種兼具生態(tài)效益、經(jīng)濟(jì)效益和社會效益的土壤耕作模式，不但可以改善土壤性質(zhì)，提高土壤有機(jī)質(zhì)含量和蓄水保墑能力［1］，而且能夠顯著提高農(nóng)作物產(chǎn)量［2］，對保障糧食安全具有重要意義。保護(hù)性耕作技術(shù)最早在美國興起，后來被世界各國廣泛使用。截至目前，美國、加拿大、澳大利亞等發(fā)達(dá)國家有超過60%的耕地都采用保護(hù)性耕作技術(shù)［3］。保護(hù)性耕作包括少耕或免耕播種、秸稈還田、深松和病蟲草害綜合防治4項(xiàng)核心技術(shù)［4］。我國從20世紀(jì)60年代開始引進(jìn)保護(hù)性耕作技術(shù)進(jìn)行試驗(yàn)和示范，截止2017年，我國保護(hù)性耕作面積為758.44萬公頃，占當(dāng)年全國耕地總面積的5.62%，總體上仍處于起步階段［5］。隨著國家不斷加大保護(hù)性耕作技術(shù)示范推廣力度，未來我國保護(hù)性耕作面積還有很大的增長空間。

改革開放以來，隨著我國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，城鄉(xiāng)收入差距水平仍在高位徘徊［6］，農(nóng)村青壯年勞動力持續(xù)外流，耕地面積明顯減少，但糧食生產(chǎn)與農(nóng)業(yè)發(fā)展卻出現(xiàn)了變化，2004—2020年，我國糧食產(chǎn)量實(shí)現(xiàn)“十七連豐”，年均增長2.24%，自2015年起連續(xù)6年保持在6.5億噸以上，其背后的原因得益于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的顯著提升。因此，我國要順利實(shí)現(xiàn)從傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的轉(zhuǎn)型，在人多地少等農(nóng)業(yè)資源稟賦差的條件下實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)集約化生產(chǎn)以及解決“三農(nóng)”問題，提高農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量，增加農(nóng)民收入，必須要持續(xù)提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率［7］，而農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率具有顯著促進(jìn)作用［8］。已有學(xué)者對此進(jìn)行了相關(guān)研究：如Olusegun［9］通過測算西非國家的經(jīng)濟(jì)區(qū)（ECOWAS）數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，技術(shù)進(jìn)步對棉花生產(chǎn)率提高貢獻(xiàn)較大；肖琴等［10］通過分析全國30個(gè)省份農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率的動態(tài)變遷過程發(fā)現(xiàn)，技術(shù)進(jìn)步對效率提升產(chǎn)生累計(jì)正效應(yīng)；楊桐彬等［11］基于集聚經(jīng)濟(jì)理論視角，利用2001—2017年省級面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，技術(shù)進(jìn)步對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的促進(jìn)作用較為顯著。

根據(jù)?？怂辜夹g(shù)進(jìn)步和誘致性技術(shù)變遷理論，勞動力的缺少以及勞動成本的持續(xù)上升將會誘導(dǎo)農(nóng)業(yè)勞動節(jié)約型技術(shù)出現(xiàn)。保護(hù)性耕作技術(shù)作為一種勞動節(jié)約型技術(shù)，已有文獻(xiàn)對其在影響作物產(chǎn)量、農(nóng)民收入、生態(tài)環(huán)境效益等方面進(jìn)行了有益的探索［12-14］，但較少有學(xué)者關(guān)注到其對糧食生產(chǎn)技術(shù)效率的影響。同時(shí)，隨著農(nóng)業(yè)比較效益不斷下降，農(nóng)村涌現(xiàn)出大量兼業(yè)農(nóng)戶。不同類型農(nóng)戶在資本稟賦、勞動投入等方面差異明顯，因此，其采用保護(hù)性耕作技術(shù)的行為也會有所不同，進(jìn)而影響到糧食生產(chǎn)技術(shù)效率，而現(xiàn)有研究對這方面關(guān)注較少。那么，當(dāng)前保護(hù)性耕作技術(shù)采用對農(nóng)戶糧食生產(chǎn)技術(shù)效率影響如何？其在不同類型農(nóng)戶之間是否存在顯著差異？鑒于此，借助黑龍江、河南、山東和山西四省814份玉米種植戶問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，采用產(chǎn)出導(dǎo)向的SBM方向性距離函數(shù)模型和Tobit模型實(shí)證探究保護(hù)性耕作技術(shù)采用對農(nóng)戶玉米生產(chǎn)技術(shù)效率的影響，并進(jìn)一步分析其在不同類型農(nóng)戶之間的差異性。

二、理論分析與研究假說

生產(chǎn)效率測度的是既定時(shí)期各決策單元與生產(chǎn)前沿的相對關(guān)系，表明的是投入產(chǎn)出的有效程度［15］。現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長理論和生產(chǎn)實(shí)踐表明，生產(chǎn)效率是經(jīng)濟(jì)增長的一個(gè)重要引擎，是提升我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力的主要動力。而實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率持續(xù)增長的基礎(chǔ)條件，則取決于經(jīng)濟(jì)上可行的農(nóng)業(yè)技術(shù)變革。新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)相關(guān)理論也認(rèn)為，生產(chǎn)效率提升的本質(zhì)來源于技術(shù)進(jìn)步［16］。農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步使得生產(chǎn)要素間不斷地替代，通過改變生產(chǎn)要素的組合、配置和邊際替代率，從而對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率增長產(chǎn)生影響［17］。

在確保糧食安全的前提下，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步意味著對勞動力等生產(chǎn)要素的需求減少［18］。從投入和產(chǎn)出視角來看，提高效率可以通過減少投入和增加產(chǎn)出的途徑實(shí)現(xiàn)，而促進(jìn)要素合理配置則是實(shí)現(xiàn)減少投入和增加產(chǎn)出的重要方式。因此，技術(shù)進(jìn)步可以通過實(shí)現(xiàn)要素合理配置提高糧食生產(chǎn)技術(shù)效率。在投入方面，勞動節(jié)約型技術(shù)進(jìn)步會產(chǎn)生顯著的替代效應(yīng)，促使大量農(nóng)村勞動力從農(nóng)村轉(zhuǎn)移出來，為規(guī)?；?jīng)營奠定基礎(chǔ)，有助于促進(jìn)糧食生產(chǎn)效率提高［19］。保護(hù)性耕作技術(shù)作為一種勞動節(jié)約型技術(shù)，減少了生產(chǎn)管理過程中的勞動投入，降低了對農(nóng)業(yè)勞動力的需求，使土地、資本、勞動力等生產(chǎn)要素的配置更為合理［20］，且容易實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營。

在產(chǎn)出方面，關(guān)于農(nóng)業(yè)技術(shù)對糧食產(chǎn)出的影響，可以利用生產(chǎn)函數(shù)理論進(jìn)行分析。黃祖輝等［21］根據(jù)?？怂怪行约夹g(shù)變化的假定，考察只有資本（K）和勞動（L）兩種生產(chǎn)要素的生產(chǎn)函數(shù)，利用生產(chǎn)函數(shù)Q=f(K，L，T)，分析農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對糧食產(chǎn)出的影響，其中，T是時(shí)間的函數(shù)，反映技術(shù)變化。對上述生產(chǎn)函數(shù)求導(dǎo)可得：

對式（1）變形得到：

式（1）～式（3）中，Q為糧食產(chǎn)出，α表示資本產(chǎn)出彈性，β表示勞動產(chǎn)出彈性，γ表示技術(shù)進(jìn)步。通過式（1）～式（3）可以發(fā)現(xiàn)，糧食產(chǎn)出與技術(shù)進(jìn)步有密切聯(lián)系，產(chǎn)出變化率等于各生產(chǎn)要素彈性與要素投入變化率的乘積與技術(shù)進(jìn)步率之和。當(dāng)資本和勞動力投入保持不變時(shí)，隨著時(shí)間的推移，技術(shù)進(jìn)步，此時(shí)糧食產(chǎn)出會增加。綜上，保護(hù)性耕作技術(shù)通過改變投入和產(chǎn)出，實(shí)現(xiàn)要素合理配置從而達(dá)到提高糧食生產(chǎn)技術(shù)效率的目的?；诖?，提出第一個(gè)研究假說：

H1：保護(hù)性耕作技術(shù)采用會顯著提高玉米生產(chǎn)技術(shù)效率。

伴隨城鎮(zhèn)化的快速推進(jìn)，大量農(nóng)村人口進(jìn)入城鎮(zhèn)工作，農(nóng)戶之間的資源稟賦差異逐漸拉大，農(nóng)戶分化趨勢日益明顯［22］。農(nóng)戶分化是農(nóng)戶由傳統(tǒng)的同質(zhì)性農(nóng)業(yè)經(jīng)營分化為農(nóng)、工、商等不同經(jīng)營內(nèi)容的異質(zhì)性過程，是農(nóng)戶依據(jù)自身資源稟賦對家庭勞動力在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)之間重新配置的結(jié)果［23］，其突出特征是職業(yè)分化，具體表現(xiàn)為農(nóng)戶由單純的農(nóng)業(yè)經(jīng)營戶逐漸分化出亦工亦農(nóng)的各種兼業(yè)戶，從而形成純農(nóng)戶、兼業(yè)戶、非農(nóng)戶并存且不斷演化的局面［24］。在農(nóng)業(yè)技術(shù)采用上，由于農(nóng)戶之間的個(gè)體特征、經(jīng)營方式、資源稟賦、生計(jì)方式等方面的差別，導(dǎo)致不同類型農(nóng)戶對保護(hù)性耕作技術(shù)采用的意愿也會有所差異。具體表現(xiàn)為：一方面，隨著非農(nóng)收入增加，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)會逐漸成為副業(yè)，兼業(yè)農(nóng)戶對技術(shù)的采用意愿會顯著降低，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營方式逐步走向粗放，生產(chǎn)效率出現(xiàn)下降［25］；另一方面，兼業(yè)農(nóng)戶擁有更強(qiáng)大的農(nóng)業(yè)投資能力和抗風(fēng)險(xiǎn)能力［26］，對農(nóng)業(yè)技術(shù)的采用意愿更強(qiáng)烈，進(jìn)而對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率產(chǎn)生積極的促進(jìn)作用。綜上，不同類型農(nóng)戶的保護(hù)性耕作技術(shù)采用行為不同，進(jìn)而影響到糧食生產(chǎn)技術(shù)效率?；诖耍岢龅诙€(gè)研究假說：

H2：保護(hù)性耕作技術(shù)采用對不同類型農(nóng)戶玉米生產(chǎn)技術(shù)效率的影響存在差異性。

三、模型選擇、數(shù)據(jù)來源與變量選取

（一）模型選擇

1.產(chǎn)出導(dǎo)向的SBM方向性距離函數(shù)模型 不同于SFA對技術(shù)無效率分布形式的具體設(shè)定，在測算效率的一般模型中，DEA模型的基本假設(shè)和參數(shù)估計(jì)相對簡單，但由于CCR和BCC模型無法衡量全部松弛變量，在處理效率的過程中會造成投入要素的擁擠或松弛，因此在效率評估中存在缺陷，而SBM模型轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)DEA模型徑向和線性分段形式分析的思路，采用非射線式的方式直接把松弛變量引入目標(biāo)函數(shù)之中，更為準(zhǔn)確地對效率值進(jìn)行評估?；诖?，借鑒Tone［27］提出的一個(gè)非徑向、非角度的基于松弛變量的效率評價(jià)模型，解決決策單元的投入和產(chǎn)出的冗余短缺問題，以有效測度玉米生產(chǎn)技術(shù)效率。模型構(gòu)建如下：

2.Tobit模型 為分析保護(hù)性耕作技術(shù)采用對玉米生產(chǎn)技術(shù)效率的影響效果，使用Tobit模型進(jìn)行分析。由于玉米生產(chǎn)技術(shù)效率評價(jià)中計(jì)算所得的值大多介于0～1，具有非負(fù)截?cái)嗵卣鳎瑢儆谑芟薜谋唤忉屪兞?，若采用最小二乘法（OLS），估計(jì)結(jié)果會出現(xiàn)偏差與實(shí)際不一致，進(jìn)而影響到研究結(jié)論。因此，為避免這個(gè)問題，通常采用Tobit模型進(jìn)行檢驗(yàn)。具體估計(jì)模型如下：

式（5）中，TEi為玉米生產(chǎn)技術(shù)效率值，TECHi為是否采用保護(hù)性耕作技術(shù)，Xi為控制變量，α、β、γ為待估系數(shù)，μi為隨機(jī)擾動項(xiàng)。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于2020年暑假在黑龍江、河南、山東和山西四省開展的農(nóng)戶問卷調(diào)查。其中，黑龍江、河南和山東是全國有名的糧食生產(chǎn)大省，玉米產(chǎn)量居全國前列，而山西旱地面積比例大，玉米種植較廣，并且四省分別位于我國保護(hù)性耕作技術(shù)推廣的六大適宜區(qū)域內(nèi)（黑龍江屬于東北平原壟作區(qū)和東北西部干旱風(fēng)沙區(qū)，河南和山東屬于黃淮海兩茬平作區(qū)，山西屬于西北黃土高原區(qū)和華北長城沿線區(qū)），因此，選取四省作為樣本區(qū)具有一定的典型性。調(diào)研采取與農(nóng)戶一對一訪談的形式進(jìn)行，問卷由調(diào)研人員填寫，通過對收集的問卷進(jìn)行整理，在剔除無效問卷后，得到有效問卷814份，其中黑龍江83份，河南125份，山東261份，山西345份。調(diào)查問卷內(nèi)容主要涉及戶主個(gè)體特征、家庭特征和生產(chǎn)經(jīng)營特征。

（三）變量選取

1.被解釋變量 本文的被解釋變量為玉米生產(chǎn)技術(shù)效率。本文采用SBM模型測算農(nóng)戶的玉米生產(chǎn)技術(shù)效率，選取1個(gè)產(chǎn)出指標(biāo)，6個(gè)投入指標(biāo)代入模型進(jìn)行計(jì)算。其中，產(chǎn)出指標(biāo)是單位面積玉米產(chǎn)量（kg·hm-2），投入指標(biāo)包括單位面積化肥費(fèi)用（元·hm-2）、單位面積農(nóng)藥費(fèi)用（元·hm-2）、單位面積種子費(fèi)用（元·hm-2）、單位面積灌溉費(fèi)用（元·hm-2）、單位面積機(jī)械作業(yè)費(fèi)用（元·hm-2）和單位面積雇工費(fèi)用（元·hm-2）。具體投入產(chǎn)出指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)特征如表1所示。從表1中可以看出，在6類投入要素中，機(jī)械作業(yè)投入費(fèi)用最高，其次是化肥。另外，農(nóng)藥、種子、機(jī)械作業(yè)和雇工費(fèi)用最小值均為0，說明樣本地區(qū)農(nóng)戶在玉米種植過程中存在不施用農(nóng)藥、使用自留種子、不使用機(jī)械收割和不雇工的情況。

變量產(chǎn)量/（kg·hm-2）化肥費(fèi)用/（元·hm-2）農(nóng)藥費(fèi)用/（元·hm-2）種子費(fèi)用/（元·hm-2）灌溉費(fèi)用/（元·hm-2）機(jī)械作業(yè)費(fèi)用/（元·hm-2）雇工費(fèi)用/（元·hm-2）均值7 779.53 1 772.34 556.40 819.66 720.20 1 935.70 21.56標(biāo)準(zhǔn)差1 107.92 599.81 304.28 268.83 292.34 677.64 158.36最小值5 625 675 00 300 00最大值11 497.5 4 500 2 250 2 400 1 500 4 500 1 800

2.核心解釋變量 本文重點(diǎn)考察保護(hù)性耕作技術(shù)采用對玉米生產(chǎn)技術(shù)效率的影響。通過在調(diào)研問卷中詢問農(nóng)戶“您是否采用保護(hù)性耕作技術(shù)？”這一問題進(jìn)行測度，并賦值“采用任意一種保護(hù)性耕作技術(shù)=1；未采用保護(hù)性耕作技術(shù)=0”。樣本農(nóng)戶中有610位采用保護(hù)性耕作技術(shù)，比例為74.94%，表明農(nóng)戶保護(hù)性耕作技術(shù)采用較為廣泛。另外，不同地區(qū)農(nóng)戶保護(hù)性耕作技術(shù)采用情況差異較為明顯，河南采用保護(hù)性耕作技術(shù)的農(nóng)戶比例最高（98.40%），其次是山東（85.82%）、山西（62.03%）和黑龍江（59.04%）。

變量類別變量名稱定義與賦值最小值最大值均值標(biāo)準(zhǔn)差被解釋變量玉米生產(chǎn)技術(shù)效率根據(jù)SBM模型測算得出0.286 0.622 5 0.156 4核心解釋變量保護(hù)性耕作技術(shù)采用個(gè)體特征性別年齡00 2 11 1 7 0.749 4 0.769 0 54.423 8 0.433 6 0.421 7 9.449 2受教育程度1.732 2 0.704 6家庭特征是否采用保護(hù)性耕作技術(shù)：是=1；否=0男=1；女=0戶主實(shí)際年齡/歲小學(xué)及以下=1；初中=2；高中=3；職校=4；大專及以上=5家庭實(shí)際務(wù)農(nóng)勞動力人數(shù)/人31 1 55 5 1.724 8 0.593 5控制變量0.03 93.33 1.739 6 6.042 6生產(chǎn)經(jīng)營特征2.061 4 0.415 2 0.254 3 0.059 0 0.190 4 0.698 7 0.493 1 0.435 7 0.235 7 0.392 9虛擬變量地區(qū)家庭務(wù)農(nóng)勞動力人數(shù)種植面積農(nóng)田地塊分散程度輪作土地流轉(zhuǎn)合作社生產(chǎn)技術(shù)培訓(xùn)黑龍江河南山東山西家庭實(shí)際玉米種植面積/公頃相隔距離遠(yuǎn)且分散=1；相隔距離近且分散=2；集中連片=3是否輪作：是=1；否=0是否進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)：是=1；否=0是否參加合作社：是=1；否=0是否接受過糧食生產(chǎn)技術(shù)培訓(xùn)：是=1；否=0是=1；否=0是=1；否=0是=1；否=0是=1；否=0 10 0 0 0 0 0 0 0 31 1 1 1 1 1 1 1 0.102 0 0.153 6 0.320 6 0.423 8 0.302 8 0.360 8 0.467 0 0.494 5

3.控制變量 綜合考慮戶主個(gè)體特征、家庭特征、生產(chǎn)經(jīng)營特征選取相應(yīng)的控制變量。具體而言，戶主個(gè)體特征包括戶主性別、年齡和受教育程度。從調(diào)研樣本來看，戶主為男性的比例為76.90%，說明男性主要是家庭的務(wù)農(nóng)勞動力；戶主的平均年齡為54.42歲，年齡普遍偏大；戶主受教育程度普遍偏低，初中及以下學(xué)歷的農(nóng)戶比例為91.15%。

家庭特征包括家庭務(wù)農(nóng)勞動力人數(shù)、玉米種植面積。農(nóng)戶家庭務(wù)農(nóng)勞動力數(shù)量平均為1.73人，反映出當(dāng)前糧食生產(chǎn)中仍主要以小農(nóng)生產(chǎn)為主；農(nóng)戶玉米種植面積平均為1.74公頃，種植面積在1公頃以下的農(nóng)戶比例為81.70%。

生產(chǎn)經(jīng)營特征包括農(nóng)田地塊分散程度、是否輪作、是否進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)、是否參加合作社、是否接受過糧食生產(chǎn)技術(shù)培訓(xùn)。樣本中大部分農(nóng)戶的農(nóng)田地塊相隔距離較近且分散，比例為50.86%；進(jìn)行輪作的農(nóng)戶比例偏低，為41.52%；只有25.43%的農(nóng)戶進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)；農(nóng)戶加入合作社比例偏低，僅為5.90%。另外，有19.04%的農(nóng)戶參加糧食生產(chǎn)技術(shù)培訓(xùn)。

4.地區(qū)虛擬變量 為控制不同地區(qū)在地理位置、氣候條件、降水等方面的差異，加入地區(qū)虛擬變量，以消除地區(qū)對農(nóng)戶玉米生產(chǎn)技術(shù)效率的影響。具體變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)分析如表2所示。

四、結(jié)果與分析

（一）玉米生產(chǎn)技術(shù)效率統(tǒng)計(jì)分析

整體來看，農(nóng)戶玉米生產(chǎn)技術(shù)效率最小值為0.286 0，不存在技術(shù)無效率的情況；最大值為1，說明部分農(nóng)戶在玉米生產(chǎn)過程中的投入產(chǎn)出實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)效益最優(yōu)化。通過測算，將農(nóng)戶玉米生產(chǎn)技術(shù)效率劃分為5類，并統(tǒng)計(jì)每類中采用保護(hù)性耕作技術(shù)（采用組）和未采用保護(hù)性耕作技術(shù)（未采用組）的農(nóng)戶數(shù)量，結(jié)果如表3所示。整體來看，玉米生產(chǎn)技術(shù)效率在0.6以下的農(nóng)戶數(shù)量最多，為382戶，比例為46.93%。同時(shí)，5類玉米生產(chǎn)技術(shù)效率中，采用組的農(nóng)戶數(shù)量均高于未采用組的農(nóng)戶數(shù)量。

分地區(qū)來看，山西農(nóng)戶玉米生產(chǎn)技術(shù)效率平均值最高（0.674 5），其次是黑龍江（0.625 4）、山東（0.606 3）和河南（0.510 6）。其中，山西、黑龍江均高于四省平均水平，而山東和河南則是低于四省平均水平，可能的原因是相較于山西和黑龍江，山東和河南經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對較高，土地流轉(zhuǎn)、機(jī)械、雇工等成本較高，導(dǎo)致糧食生產(chǎn)成本相對較高，致使玉米生產(chǎn)的投入產(chǎn)出效率處于較低水平。

農(nóng)產(chǎn)分組采用組未采用組整體TE<0.6 293 89 382 0.6≤TE<0.7 137 49 186 0.7≤TE<0.8 113 31 144 0.8≤TE<0.9 42 18 60 0.9≤TE≤1.0 25 17 42

（二）實(shí)證結(jié)果分析

在采用Tobit模型進(jìn)行基準(zhǔn)回歸分析時(shí)，依次將農(nóng)戶的個(gè)體特征、家庭特征和生產(chǎn)經(jīng)營特征變量納入模型進(jìn)行回歸分析，得到模型（1）～模型（3）。多重共線性檢驗(yàn)結(jié)果表明，模型中各變量最大方差膨脹因子均小于10，所以變量之間不存在多重共線性，滿足變量之間獨(dú)立性的要求。Tobit模型的使用依賴于正態(tài)性和同方差性，對分布的依賴性很強(qiáng)，只有兩者均滿足，才能使用Tobit模型進(jìn)行估計(jì)。對于正態(tài)性問題，借鑒顧東東等［28］的做法，對因變量進(jìn)行Z值標(biāo)準(zhǔn)化來進(jìn)行處理；對于變量可能存在異方差問題，參照White［29］的做法，選擇異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行研究。實(shí)證分析結(jié)果如表4所示。

從表4中可以看出，3個(gè)模型結(jié)果均表明保護(hù)性耕作技術(shù)采用會顯著提高農(nóng)戶的玉米生產(chǎn)技術(shù)效率，且模型（3）的顯著性水平最高，假說H1得到驗(yàn)證。為全面涵蓋所有控制變量，以模型（3）結(jié)果為主進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，采用保護(hù)性耕作技術(shù)的農(nóng)戶其效率為0.657 0①計(jì)算公式：系數(shù)值×標(biāo)準(zhǔn)差+均值，即0.220 7×0.156 4+0.622 5。，較平均水平提高0.034 5。在調(diào)研中，大部分農(nóng)戶實(shí)施保護(hù)性耕作技術(shù)后，普遍認(rèn)為其增產(chǎn)效果較好，而且在節(jié)省勞動力投入、減少化肥施用等方面發(fā)揮明顯的優(yōu)勢。例如秸稈還田增加了土壤有機(jī)質(zhì)含量，對化肥產(chǎn)生替代作用，一定程度上減少化肥的施用，在減少面源污染的同時(shí)，節(jié)約了農(nóng)戶的生產(chǎn)成本?？刂谱兞糠矫?，戶主性別、年齡、是否輪作和是否參加合作社的回歸系數(shù)為正，表明這些控制變量對農(nóng)戶玉米生產(chǎn)技術(shù)效率存在顯著的正向影響；種植面積、是否接受生產(chǎn)技術(shù)培訓(xùn)的回歸系數(shù)為負(fù)，表明這些控制變量對農(nóng)戶玉米生產(chǎn)技術(shù)效率存在顯著的負(fù)向影響。另外，其余控制變量的影響不顯著。

變量名稱保護(hù)性耕作技術(shù)采用性別年齡受教育程度務(wù)農(nóng)勞動力人數(shù)種植面積農(nóng)田地塊分散程度輪作土地流轉(zhuǎn)合作社生產(chǎn)技術(shù)培訓(xùn)黑龍江河南山東常數(shù)項(xiàng)Log likelihood P值Pseudo R2模型（1）系數(shù)0.153 4*0.177 8**0.015 6***0.013 2穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤0.090 7 0.090 4 0.004 8 0.062 9模型（2）系數(shù)0.151 6*0.188 1**0.014 5***0.023 7 0.017 6-0.037 3***穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤0.090 8 0.089 9 0.004 8 0.063 0 0.065 2 0.011 3-0.215 2*-1.324 4***-0.328 4***-0.846 1**-743.762 0 0.000 0 0.082 4 0.127 5 0.162 0 0.087 8 0.342 7-0.007 5-1.331 2***-0.317 6***-0.805 3**-737.530 8 0.000 0 0.090 1 0.134 4 0.161 1 0.087 2 0.358 5模型（3）系數(shù)0.220 7**0.202 7**0.010 2**-0.002 3 0.007 2-0.028 5***-0.028 4 0.290 6***0.007 9 0.331 2**-0.427 4***-0.034 0-1.404 0***-0.414 4***-0.544 9-723.488 6 0.000 0 0.107 4穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤0.103 8 0.088 7 0.004 9 0.064 5 0.065 0 0.010 5 0.064 3 0.099 3 0.101 2 0.155 4 0.114 7 0.142 5 0.170 9 0.109 8 0.340 0

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

通過以下兩種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：一是為防止異常值對研究結(jié)果的影響，對樣本中連續(xù)變量進(jìn)行1%的縮尾處理；二是刪除部分樣本數(shù)據(jù)，進(jìn)行子樣本再回歸?？紤]到農(nóng)戶年齡太大，對保護(hù)性耕作技術(shù)認(rèn)知較低，進(jìn)而會影響到其采用保護(hù)性耕作技術(shù)的積極性，因此剔除一部分年齡較大的農(nóng)戶數(shù)據(jù)，具體操作為：根據(jù)在農(nóng)村調(diào)研的實(shí)際情況，發(fā)現(xiàn)60周歲以上還在從事農(nóng)業(yè)勞動的農(nóng)戶數(shù)量較多，因此將農(nóng)戶年齡適當(dāng)延長5歲，剔除年齡在65周歲以上的農(nóng)戶的數(shù)據(jù)。兩種穩(wěn)健性檢驗(yàn)方法的回歸結(jié)果如表5中模型（4）和模型（5）所示。從表5可以看到，在對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理后，保護(hù)性耕作技術(shù)采用仍然對農(nóng)戶玉米生產(chǎn)技術(shù)效率具有顯著的正向影響，驗(yàn)證了上述回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

變量名稱模型（4）系數(shù)0.222 3**-0.537 7-724.277 2 814 0.000 0 0.106 5保護(hù)性耕作技術(shù)采用常數(shù)項(xiàng)Log likelihood樣本數(shù)/n P值Pseudo R2穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤0.103 7 0.402 4模型（5）系數(shù)0.268 5**-1.345 8-595.596 6 694 0.000 0 0.119 1穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤0.113 3 0.456 7

（四）內(nèi)生性檢驗(yàn)

本文重點(diǎn)探討的是保護(hù)性耕作技術(shù)采用對農(nóng)戶玉米生產(chǎn)技術(shù)效率的影響，但可能存在內(nèi)生性問題，其生產(chǎn)的原因主要有：一是雙向因果關(guān)系，采用保護(hù)性耕作技術(shù)的農(nóng)戶其玉米生產(chǎn)技術(shù)效率較高，但反過來玉米生產(chǎn)技術(shù)效率高的農(nóng)戶會選擇采用保護(hù)性耕作技術(shù)；二是遺漏變量，玉米生產(chǎn)技術(shù)效率受到多種因素的影響，雖然盡可能的選取較多的控制變量，但并不排除存在遺漏變量；三是測量誤差，主要是在實(shí)地調(diào)研過程中數(shù)據(jù)獲取可能存在一定的測量誤差。因此，通過借助工具變量使用2SLS（兩階段最小二乘法）進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。

回歸結(jié)果0.935 4***（0.023 0）0.098 3（0.088 2）1 654.740***0.271 3**（0.117 4）-0.353 8（0.345 7）0.217 5 243.751***1 654.743階段第一階段回歸（是否采用保護(hù)性耕作技術(shù)）第二階段回歸（玉米生產(chǎn)技術(shù)效率）變量名稱村莊其他農(nóng)戶保護(hù)性耕作技術(shù)平均采用水平常數(shù)項(xiàng)F值是否采用保護(hù)性耕作技術(shù)常數(shù)項(xiàng)R2 Kleibergen-Paap rk LMstatistic Kleibergen-Paap Wald rk F statistic

在工具變量的選擇上，借鑒郭如良等［30］的做法，選擇村莊中其他農(nóng)戶的保護(hù)性耕作技術(shù)平均采用水平作為工具變量，具體通過測算除當(dāng)前被調(diào)研農(nóng)戶外同村其余農(nóng)戶的保護(hù)性耕作技術(shù)采用情況的平均值來反映。工具變量的選擇要滿足相關(guān)性和外生性要求。從表6中可以看到，第一階段回歸中的F檢驗(yàn)在1%的水平上顯著，說明工具變量滿足外生性要求；第二階段回歸中，Kleibergen-Paap Wald rk F statistic值遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于1%的顯著性水平統(tǒng)計(jì)的臨界值16.380，說明工具變量不存在弱工具變量問題；在第二階段回歸中的Kleibergen-Paap rk LMstatistic值為243.751，在1%的水平上顯著，強(qiáng)烈拒絕不可識別的原假設(shè)，表明工具變量和內(nèi)生變量相關(guān)，滿足工具變量相關(guān)性要求。綜上，選取的工具變量有效，在解決內(nèi)生性問題后，保護(hù)性耕作技術(shù)采用仍有助于提升農(nóng)戶的玉米生產(chǎn)技術(shù)效率。

（五）不同類型農(nóng)戶異質(zhì)性分析

借鑒陳航英［31］的研究，依據(jù)農(nóng)業(yè)收入占家庭收入的比例將農(nóng)戶劃分為3種類型：純農(nóng)戶（農(nóng)業(yè)收入比例在80%及以上）、兼業(yè)I型農(nóng)戶（農(nóng)業(yè)收入比例在50%～80%）和兼業(yè)II型農(nóng)戶（農(nóng)業(yè)收入比例在50%以下），以探究保護(hù)性耕作技術(shù)采用對3類農(nóng)戶玉米生產(chǎn)技術(shù)效率的影響。從表7中可以看出，保護(hù)性耕作技術(shù)采用對純農(nóng)戶玉米生產(chǎn)技術(shù)效率具有顯著的正向影響，且在1%的水平上顯著，對兩類兼業(yè)型農(nóng)戶的影響不顯著，假說H2得到驗(yàn)證。在前文理論分析中，學(xué)者們關(guān)于兼業(yè)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率影響的觀點(diǎn)不一。結(jié)合本文研究結(jié)論，兼業(yè)戶主要收入來源于非農(nóng)收入，作為“理性經(jīng)濟(jì)人”，在追求家庭經(jīng)濟(jì)效益最大化的條件下要充分考慮實(shí)現(xiàn)要素的合理配置，因此兼業(yè)戶在玉米生產(chǎn)過程中不會投入過多的資金、勞動力和時(shí)間，相應(yīng)的對保護(hù)性耕作技術(shù)采用的積極性較低，導(dǎo)致對玉米生產(chǎn)技術(shù)效率的影響不顯著。而純農(nóng)戶玉米生產(chǎn)收入占家庭收入比例較大，為提高玉米產(chǎn)量，獲得更多經(jīng)營性收入保障家庭經(jīng)濟(jì)來源穩(wěn)定充足，農(nóng)戶對采用保護(hù)性耕作技術(shù)的積極性較高，從而提高玉米生產(chǎn)技術(shù)效率。

變量名稱純農(nóng)戶系數(shù)0.381 6***-359.898 5 366 0.000 1 0.071 3保護(hù)性耕作技術(shù)采用Log likelihood樣本數(shù)/n P值Pseudo R2穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤0.142 9兼業(yè)I型農(nóng)戶系數(shù)-0.132 4-97.887 1 150 0.001 2 0.246 3穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤0.417 8兼業(yè)II型農(nóng)戶系數(shù)-0.036 3-231.157 0 298 0.000 0 0.156 1穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤0.142 4

五、研究結(jié)論與政策建議

基于黑龍江、河南、山東和山西四省814份玉米種植戶問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，深度分析保護(hù)性耕作技術(shù)采用與玉米生產(chǎn)技術(shù)效率的關(guān)系。與以往研究不同的是，本文重點(diǎn)采用SBM模型測算農(nóng)戶玉米生產(chǎn)技術(shù)效率，同時(shí)著重考察不同類型農(nóng)戶之間的差異性。主要結(jié)論如下：（1）樣本地區(qū)農(nóng)戶玉米生產(chǎn)技術(shù)效率均值為0.622 5，效率損失0.377 5，還有較大的提升潛力；不同地區(qū)農(nóng)戶玉米生產(chǎn)技術(shù)效率存在顯著差異，由高到低依次為山西、黑龍江、山東和河南。（2）保護(hù)性耕作技術(shù)采用會顯著提高農(nóng)戶玉米生產(chǎn)技術(shù)效率，較平均水平提高0.034 5，在經(jīng)過穩(wěn)健性檢驗(yàn)和克服內(nèi)生性問題后，該結(jié)論依然成立。（3）相較于兼業(yè)I型和兼業(yè)II型農(nóng)戶，保護(hù)性耕作技術(shù)采用會顯著提高純農(nóng)戶的玉米生產(chǎn)技術(shù)效率。

基于上述研究結(jié)論，提出如下政策建議：第一，加大保護(hù)性耕作技術(shù)推廣力度，重點(diǎn)以純農(nóng)戶為技術(shù)推廣服務(wù)對象。一方面，通過技術(shù)指導(dǎo)、開設(shè)試驗(yàn)田等途徑解決農(nóng)戶技術(shù)使用過程中面臨的問題，最大程度發(fā)揮技術(shù)增值效益；另一方面，政府要制定出臺專門的激勵(lì)方案和政策文件，引導(dǎo)優(yōu)惠措施、補(bǔ)貼資金向純農(nóng)戶傾斜。第二，各地區(qū)要積極探索適合當(dāng)?shù)氐谋Ｗo(hù)性耕作模式。要因地制宜推廣保護(hù)性耕作技術(shù)，提升糧食生產(chǎn)技術(shù)效率。例如黑龍江人均耕地面積較大，適宜采用以機(jī)械為主導(dǎo)的“農(nóng)機(jī)+農(nóng)藝”的保護(hù)性耕作模式；山西氣候較為干旱，適宜采用以旱作為主的保護(hù)性耕作模式；山東和河南適宜發(fā)展以契合“小麥-玉米”輪作特點(diǎn)的保護(hù)性耕作模式等。第三，積極鼓勵(lì)農(nóng)戶實(shí)行輪作制和參加合作社。一方面，政府要擴(kuò)大輪作試點(diǎn)范圍，通過增加中央財(cái)政支持資金，不斷加大對農(nóng)戶的補(bǔ)貼力度；另一方面，要積極引導(dǎo)和促進(jìn)合作社規(guī)范發(fā)展，充分發(fā)揮其輻射帶動作用，從而吸引更多農(nóng)戶參加合作社。