劳动力质量、生产规模与农牧户生产技术效率

许 荣 肖海峰

(中国农业大学 经济管理学院，北京 100083)

农业技术效率对农业生产具有重要的积极作用，是提高我国农业综合实力的重要途径。在我国农业快速发展过程中，越来越多先进技术应用其中，不断改善和创新农业生产技术。但就我国农业生产技术效率现状来看，目前正处高耗能、低效率的状态，存在明显的生产技术效率损失[1]。作为农业资源短缺的国家，我国不应再走资源过度投入的传统道路，而应加快农业技术的转化率，提高农业生产技术效率，实现农业的现代化发展。历史已经证明，人力资本是提升农民生产效率的重要途径之一[2]。但随着城市化的推进，我国大量农村劳动力向城市部门转移，农村劳动力结构发生了较大改变，在农村进行农业生产的农户呈现出“女性化”、“高龄化”及“低文化”等特征[3-5]，我国农村正面临着人力资本降低、劳动力质量较差的局面。因此，在农村劳动力持续转移的背景下，我国目前的农村家庭劳动力质量现状是否对农户生产技术效率产生影响？影响程度多大？都值得我们关注。

对于农村劳动力质量与农户生产技术效率的关系，学术界已有广泛的探讨。如姚增福等[6]通过分析农村劳动力质量对规模农户生产效率的影响，研究认为经验丰富型的男性和女性均对家庭经济增长效率提升产生了显著的正效应，效应值分别为0.290、0.170；曾雅婷等[7]通过分析农户劳动力禀赋对农机社会化服务采纳的影响，研究认为较高劳动力质量有助于农村农机社会化服务的使用率，最终促进农户生产效率提高；关爱萍等[8]实证分析农村女性对农户收入增长和收入差距的影响，得出女性人力资本要素能显著促进家庭收入增长；马九杰等[9]通过分析贫困地区农户的家庭劳动质量与生产经营的关系得出，农户家庭劳动力的质量与农户家庭农产品年总产值呈正“U”形关系；聂正彦等[10]运用随机前沿分析方法研究了老龄与非老龄农户生产技术效率的差异，研究认为老龄农户的平均技术效率要高于非老龄农户，且更具稳定性；李俊鹏等[11]分析了农业劳动力老龄化与中国粮食生产之间的关系，研究认为农业劳动力老龄化可以在一定程度上减少粮食生产劳动投入，推动粮食生产规模化与机械化，通过提高单产与种植面积促进粮食增产。许多学者对生产规模与生产技术效率的关系也进行了大量的研究，也得出不同的结论。沈雪等[12]利用调研数据对不同规模下的水稻种植户的生产技术效率进行了测度，得出规模越大，生产技术效率越高；李谷成等[13]认为农业效率与生产规模并不存在什么关系；周晓时等[14]认为，生产要素对农业生产影响效应的发挥还需要一个临界最小的农户生产规模，才有可能实现有效率的配置。因此，研究家庭劳动力质量与农牧户生产技术效率的关系不能忽略生产经营规模的不同带来的影响不同。而本研究将以绒毛用羊产业为例，基于农牧户微观调研数据，从农户生产规模异质性出发运用门槛回归模型实证分析家庭劳动力质量与农牧户生产技术效率的关系，以期为提高我国畜牧业的生产技术效率提供现实的参考和决策依据。

1 模型与方法

1.1 随机前沿生产函数

本部分的研究主要基于对农牧户绒毛用羊的生产技术效率的估计和分析。目前，以数学线性规划为主的非参数法和以经济计量方法为主的参数方法是估计生产技术效率的主要方法[15]。考虑到参数方法具有一定的经济理论基础，并且结合我国畜牧业生产的实际情况，本研究采用参数方法中承认随机冲击与技术效率损失共存的随机前沿生产函数(Stochastic frontier production function，简称SFA)分析法来分析农牧户绒毛用羊生产技术效率。随机前沿生产函数的具体设定形式主要有柯布-道格拉斯(Cobb-Douglas)形式和超越对数(translog)2种形式，其中柯布-道格拉斯模型是超对数模型的特例。以超越对数形式为例，超越对数随机前沿生产函数模型及其对应的技术效率损失模型的具有表达式为：

(1)

(2)

lnYi=β0+∑βilnXi+Vi+Ui

(3)

在实际研究过程中对于不同类型的数据可以采用最大似然值比值检验法在这2种不同的模型设定形式中确定合适的模型进行估计。最大似然值比值检验法的原假设H0主要为“所有的βij估计值均等于0，即应采用Cobb-Douglas生产函数来进行估计”；备选假设H1为：“至少有一个βij的估计值不等于0，即应采用Translog函数来进行估计”。该检验法的检验统计量可表示为：

(4)

式中：L(H0)和L(H1)分别表示SFA生产函数在原假设H0和备选假设H1下的对数似然函数值；q表示原假设H0中零约束的个数。当LR>临界值时，拒绝原假设H0，即应采用Cobb-Douglas生产函数来进行估计。

1.2 门槛回归模型

门槛回归模型又叫门限效应，是指当一个经济参数达到特定的数值后，引起另外一个经济参数发生突然转向其它发展形式的现象，作为原因现象的临界值称为门限值。继Tong[16]提出门限自回归模型(Threshold auto-regression， TAR)之后，这种非线性时间序列模型在经济研究领域得到了广泛的应用。为了更好的服务于研究，Hansen[17]、Potter等[18]进一步扩展TAR模型，使其可以利用截面数据和面板数据进行门限值的估计。

以单门限模型为例，其基本形式为：

(5)

yi=Xi(qi,γ)β+εi

(6)

(7)

式中：i=1,2,…,N表示样本个体，yi是被解释变量，Xi是解释变量，β为待估参数系数，qi为门槛变量，γ为门槛值，根据其相应的“门槛值”γ，可将样本分成“两组”，β′1和β′2分别为两组样本的回归系数，随机误差项εi～iid(0,σ2)。为了方便分析，门槛回归模型可简化为单一方程:

(8)

Y=Xθ+Xγδn+ε

(9)

Sn(θ,δ,γ)=(Y-Xθ-Xγδ)

(10)

(11)

由此，估计得到的门槛值就是使得Sn(γ)最小的γ。

2 数据来源与变量说明

2.1 数据来源

本数据来源于国家现代农业产业技术体系绒毛用羊产业经济研究室2018年进行的体系内绒毛用羊农户调查，样本分布于新疆、青海、陕西、贵州、西藏共5个主产省(自治区)10个县(旗、市)。调查依托于国家绒毛用羊产业技术体系于我国各绒毛用羊主产省份设立的综合试验站进行，以多层抽样与随机抽样相结合的方式选取样本，以调查员逐一提问、农牧民回答的形式填写问卷，去掉有缺失数据和异常值样本，最终获得有效样本432个。

2.2 变量说明

2.2.1生产技术效率投入产出指标

参考已有文献的研究成果并根据绒毛用羊生产特点，本研究选取绒毛产值和出栏羊收入为测算生产技术效率的产出指标[11]。投入要素指标主要选取精饲料饲喂量、粗饲料饲喂量、劳动力投入量及物质费用4种投入要素。其中，物质费用包括除精饲料、粗饲料以及劳动力投入要素之外的饲盐费、医疗防疫费、死亡损失费、草原建设维护投入、圈舍修建投入、饲草料加工费和燃料动力费等各种生产投入的费用支出。本研究所选取投入产出指标均以农户为单位进行取值，各变量描述统计情况见表1。

2.2.2劳动力质量变量

借鉴马林静[19]、颜敏等[20]、杨宇等[21]的研究，本研究将选择家庭人力资本存量大小和劳动力结构2个维度来代表农户家庭劳动力质量情况。

其中，人力资本存量计算方法采用Hall等[22]的扩展性人力资本(Human capital-augmented)计算公式来计算，公式如下：

Hi=eφ(Ei)Li

(12)

式中：Hi代表家庭人力资本的水平，Ei表示第i个农牧户家庭中从事绒毛用羊生产劳动力的平均受教育年限，φ(Ei)表示接受E年教育后的家庭劳动力的生产效率，当然，若家庭劳动力均没有接受过任何正规教育，则家庭劳动力的生产效率水平φ(Ei)为0，即φ(0)=0，它蕴涵着随着劳动力接受正规教育年限的增加，正规教育的生产效率也是按一定比例增加。若Ei=0，则Hi=Li，意味着对于一个受教育年限为0的人来说，他只属于一个在一般生产函数中简单的劳动力。另外，借鉴侯风云[23]、李谷成等[24]的相关研究，本研究也采用希腊经济学家Psacharopoulos等[25]对世界多数国家关于教育收益率的跟踪研究数据结果：中国小学的教育收益率为0.18，中学的教育收益率为0.134，高等教育阶段为0.151，与之相对应的教育年限阶段分别为0～6、6～12和12年以上，以此来计算农户家庭人力资本存量。

表1 投入产出变量说明及统计特征Table 1 Input-output variable description and statistical characteristics

劳动力质量结构变量将参照王雅鹏等[3]、李旻等[4]和胡雪枝等[26]的研究，选用女性化和老龄化2个维度。其中，女性化程度根据家庭从事绒毛用羊生产的劳动力数量中女性的占比来表示；对于年龄变量，根据家庭从事绒毛用羊生产的劳动力平均年龄，在年龄维度设置“老龄组”和“低龄组”2个组别，赋值分别1和0。前者是指家庭从事绒毛用羊生产劳动力的平均年龄在60岁及以上，后者是指家庭劳动力的平均年龄在40岁以下，劳动力平均年龄在 40～60岁的农户家庭为基本组。本部分将在控制其他变量的基础上分析农户家庭人力资本存量、女性化及老龄化3个维度对农牧户生产技术效率的影响。

2.2.3其他特征变量

已有相关研究表明，除农牧户家庭劳动力变量之外，农户的生产行为、政府政策、经济社会发展水平等因素也是影响农业生产技术效率的重要因素。因此，本研究将农牧户绒毛用羊的养殖特征和社会经济条件情况等其他特征变量作为控制变量纳入到模型中。其中，养殖特征变量主要包括养羊收入占总收入的比例、家庭总人口数、养殖年限和养殖规模；社会经济情况变量主要包括是否参加了合作社或协会等组织、是否接受过技术培训、是否获得过政府扶持及是否借贷过资金等变量。主要变量的描述统计情况见表2。

3 实证结果分析

3.1 投入产出效率分析

首先对柯布道格拉斯生产函数模型及超越对数生产函数模型选择进行估计，经计算得到的LR检验统计量为：

(13)

根据最大似然比值法的检验结果可知，本研究应当采用Translog形式SFA生产函数来测算绒毛用羊生产技术效率效率。农牧户绒毛用羊生产技术效率测算结果见表3，根据表可知，样本农牧户绒毛用羊生产的技术效率从0.182 2到0.897 7不等，平均效率值为0.623 6；在样本总体中，仅有27.55%的农牧户的绒毛用羊生产技术效率≥0.7，技术效率总体上较低。这表明，在现有的技术和投入水平下，各种投入要素的产出效率还不高，农牧户生产技术效率水平还有待进一步提高。

3.2 门槛模型估计结果

借鉴刘彬彬等[27]、周晓时等[14]的研究，首先对门槛效应进行相关检验，确定门槛值(S，只)与门槛个数，从而确定门槛估计的模型形式。表4和5分别为门槛估计值结果和模型参数估计结果。

通过表4发现，根据门槛值估计结果，农牧户的养殖规模被划分为小规模(S≤56.5)、中等规模(56.5291)3个门槛。

表5中模型1为基准模型，只添加了家庭人力资本存量变量；模型2～4为依次添加不同类型(其他劳动力质量变量、生产特征变量和社会经济特征变量)控制变量的估计结果。通过模型1～4对比，各变量的系数和显著性均未发生明显变化，表明本研究的估计结果具有一定的稳健性。

表2 主要变量描述性统计Table 2 Descriptive statistics of major variables

表3 农牧户绒毛用羊生产技术效率分布情况Table 3 Distribution of production technology efficiency of farmers and herdsmen’s cashmere sheep

表4 门槛估计值结果Table 4 Threshold estimation results

表5 模型参数估计结果Table 5 Parameter estimation results of model

根据模型1～4结果可以发现，农户人力资本存量对绒毛用羊生产技术效率的影响并非是一成不变，而是呈现明显的门槛效应。在养殖户养殖规模较小时，农户人力资本存量的系数为-0.440 7，影响不显著；在中等养殖规模下即农户养殖规模超过56.5只后，人力资本存量对农牧户生产技术效率具有了显著的正向促进作用，且在1%的水平下显著，农户家庭人力资本存量每增加1个单位，养殖户生产技术效率可以提高0.192 0个单位；随着养殖规模的继续增加，在规模超过291只的情况下，人力资本变量对农牧户绒毛用羊生产技术效率仍然具有正向促进作用，但不显著。实证结果表明，随着农户养殖规模的不断增大，家庭人力资本存量对农户生产技术效率的作用由负变正。从而说明家庭人力资本存量对农牧户绒毛用羊的生产技术效率增长存在着门槛效应，只有当人力资本存量超过一定的门槛后，人力资本的产出效应才能体现。但目前，农牧户在养殖规模超过291只时，人力资本的产出效应在畜牧业养殖过程中还没有完全发挥。

在模型2中可以看到，女性占比对农牧户生产技术效率具有显著的负向影响，且在10%的水平下显著，这说明在排除农牧户其他生产特征和社会经济特征后，农牧户家庭中女性占比越高却不利于农牧户绒毛用羊生产技术效率的提高。但在加入其他特征变量后，女性占比该变量则不存在显著影响，可能的原因是女性养殖户在受到政府相关技术培训或参加社会合作组织后可以增加其在养殖过程中对先进管理技术的应用，从而对生产技术效率不再产生显著的负向影响。对于农牧户的年龄变量，从方向上来看，低龄劳动力有利于农牧户技术效率的提升，不过老龄化对技术效率及也并没有表现出消极的作用，这一结论与杨志海等[28]和马林静等[18]的研究结果相同。如此看来，老龄化不会影响农牧户绒毛用羊的生产，不会造成技术效率的显著损失，可能是由于不同年龄的养殖户所掌握的技术不存在显著的差异。

对于农牧户生产特征情况，在模型(4)中养羊收入占总收入的比重对农牧户绒毛用羊生产技术效率具有显著的正向影响，这表明农牧户养殖收入的增加对农牧户绒毛用羊生产技术效率的提高具有显著的促进作用。家庭总人口数对农牧户绒毛用羊生产技术效率的影响不显著。通过各地区的调研发现，多数农牧户绒毛用羊的养殖主要依赖家庭决策者，其他家庭成员参与相对较少，从而导致家庭总人口数的影响不显著。养殖年限对农牧户绒毛用羊生产具有显著的影响，且在10%的水平下显著。农牧户绒毛用羊生产过程中所需的专业知识和技能在很大程度上取决于自身的经验积累或者相互交流学习。

从反映社会经济条件情况的解释变量来看，是否参加合作社或协会等组织对农牧户绒毛用羊生产的技术效率具有显著的正向影响，且在5%的水平下显著。规范的合作社能为养殖户在生产、销售、流通环节提供更多信息和帮助，有利于增强小规模分散经营养殖户的市场力量，实现规模经营，降低经营风险，从而有利于生产技术效率的提高。农牧户是否接受过技术培训对农牧户生产技术效率具有显著的正向影响，且在1%的水平下显著。是否接受技术培训意味着农牧户养殖技术水平能否得到改善和提高，从而会对农牧户的生产产生重要的影响。是否借贷过资金和是否获得过政府扶持均对农牧户生产技术效率的影响不显著。通过调研了解到，由于正规金融机构贷款条件和金额的限制，多数样本农牧户是以向亲戚朋友借钱为主且借款金额不高，这种情况导致是否借贷过资金在提高农牧户生产技术效率方面的作用不显著。多数样本农牧户都未获得过政府的补贴，从而使得获得政府扶持在提高农牧户生产技术效率方面的作用不显著。

4 结论与政策启示

本研究基于2018年新疆、青海、陕西、贵州及西藏5省(自治区)绒毛用羊的调研数据，通过门槛模型分析了农户家庭劳动力质量对农牧户绒毛用羊生产技术效率的影响。研究发现，农户家庭劳动力质量中人力资本变量与农牧户的生产技术效率的关系会因养殖规模的不同而呈现出两个门槛效应，在达到一定的养殖规模后，家庭的人力资本存量才可以显著的促进农牧户生产技术效率的提高。具体来说：1)在农户养殖规模较小时，人力资本存量对农牧户生产技术效率具有负向作用；在中等养殖规模情况下，人力资本的影响由负变正，且在5%的水平显著。在进入较大养殖规模下，人力资本却没有显示出显著的促进作用。2)低龄劳动力有利于农牧户技术效率的提升，不过老龄化对技术效率及也并没有表现出消极的作用；女性占比变量对农牧户生产技术效率不具有显著影响。

根据本研究的结论，提高农牧户生产技术效率应从以下几个方面入手：第一、较小的养殖规模不能维持人力资本的回报，不利于农牧户生产技术效率的提高，应继续推进畜牧业的规模化发展，提高小规模养殖户的标准化程度，发挥人力资本对畜牧业生产技术效率的促进作用。相关政府部门应积极通过政策扶持、宣传培训、技术引导、示范带动，全面推进畜牧业规模养殖进程。第二、多数养殖户属于小规模分散养殖，资金实力大多较弱，难以形成规模化的养殖。因此，建议扶持养殖专业合作社的发展，充分发挥合作社组织带动作用，增强农牧户专业化养殖程度，从而提高农牧户生产技术效率。第三、现阶段，农村农业劳动力质量下降已成客观事实，通过各种形式的教育和培训来提高农牧户的科技水平和文化素质成为当务之急。养殖户年龄大、文化素质低下，农牧户难以采用和有效利用先进的生产技术和生产工具，现代农业技术难以最大化的发挥作用已成为当前农村发展亟需解决的问题。目前，虽然国家正以各种形式积极开展农民的科技教育培训，但由于农民的认知能力和理解能力有限，培训效果差强人意。因此，为使农村科技教育适应农村经济的发展，农村人力资本人才培训模式、科普教育内容及方法应与农业实际现象接轨。比如，针对农牧户，可以改进培训方式，如适当增加现场指导培训、定向咨询辅导等培训方式，尽量减少纯理论授课，加大农牧业实用技术培训；同时应加强与农牧民的培训交流互动，深入开展农牧民培训需求调研，及时调整培训方式方法以增强培训效果，满足老龄化、女性化、低文化等人群的培训内容需求，提高这类人群技术的应用能力。