乡村振兴背景下小农户生产经营影响因素实证分析——以江汉平原为例

王紫薇，徐 辉

（长江大学经济与管理学院，湖北 荆州 434023）

中共十九大报告提出乡村振兴战略，加快推进农业农村现代化，在一系列强农惠农政策下，农业发展取得重大进展。然而，农业现代化进程中也存在不可忽视的问题，如小规模农户生产技术落后、效率低下等困境。因此，对江汉平原小农户与规模农户的农业生产效率进行实证分析，探讨不同规模农户的生产效率差异，对提高小农户农业生产率、实现农业现代化具有十分重要的意义。

目前国内外对影响农户生产经营能力因素的研究较为丰富。Jia 等［1］通过实地调研发现小农户的经济效益在很大程度上与其经营土地面积大小有关；Xayavong 等［2］指出，农户生产经营能力主要表现在高效管理耕作时间、组织农业生产经营活动的能力及农户对新设备使用的能力等方面；Wouterse［3］研究得出，农户的教育培训有利于提高农业技术和农业生产力，同时也有利于提高人力资本，进而提升小农户的生产经营能力。

国内学者通过实证与理论两方面对小农户生产经营能力进行研究，宋辉［4］对影响襄阳市农户农地流转行为的各因素展开了定量研究与分析，研究发现农户受教育水平、经济水平、农地经营规模和收入来源等内在原因与农业生产率的提升均有着紧密的联系；罗明忠等［5］认为地区的农业技术发展水平、农业科技利用率、农户所在乡镇农业培训次数会影响农户现代科学技术使用能力；张研［6］认为小农户分散经营使其在市场交易中处于不利地位，当前的土地分配制度导致土地不连片，小农户经营规模细碎化是影响农业规模经营的主要因素；李军刚等［7］认为小农户受教育程度和农业科技使用程度对实现农业现代化有一定影响，且小农户各个方面均出现与现代农业和市场经济不相适应的短板。

现有研究大多从全国角度出发，或主要集中在分析某个省市的农业生产效率，鲜有针对区域性农业生产效率的研究。此外，现有研究方法集中在传统的DEA 分析方法，该方法并未考虑环境与随机因素对农户农业生产效率的影响。为此，本研究基于江汉平原212 个农户调研数据，采用三阶段DEA模型分析，剔除环境与随机误差，以江汉平原小农户生产经营的各要素为研究对象，实证分析影响小农户农业生产效率的各要素，并提出提高小农户生产效率的方法路径，以期使小农户能够更有效对接市场、适应农业现代化发展趋势。

1 数据来源与研究方法

1.1 数据来源

本研究的数据来源于2018 年5—7 月对江汉平原农户所做的问卷调查，其中包括小农户和规模农户（农业大户、家庭农场等）。此次调查对所有类型农户共发放调查问卷250 份，收回问卷227 份，其中有效问卷为212 份，调查问卷的回收率为90.8%，有效问卷率为84.8%。调研地点主要为湖北省荆州市的荆州区、沙市区、公安县、松滋市、江陵县，宜昌市的枝江市等地，覆盖江汉平原腹地多个县市。调研资料能够较为客观、全面地反映江汉平原农户生产经营的基本现状，为研究江汉平原小农户农业生产经营影响因素实证分析提供相应的数据支撑。

1.2 研究方法

本研究采用三阶段DEA 模型作为江汉平原小农户生产效率影响因素的评价分析模型。该模型在一定程度上克服了传统DEA 模型的部分缺陷，所以最终测算出的效率值更精准科学。

1.2.1 第一阶段：传统DEA 模型分析初始效率 传统DEA 模型是对相同类型决策单元绩效评估的方法。DEA 方法中较常用的模型是投入导向的BCC模型与产出导向的CCR 模型，本研究选用投入导向的BCC 模型。针对任一决策单元，BCC 模型可表示如下：

式中，j= 1,2,…,n表示决策单元；投入、产出向量分别为X、Y。当θ= 1,S+=S-= 0，则表示决策单元DEA 有效；当θ= 1,S+≠0 或S-≠0，则表示决策单元弱DEA 有效；当θ＜1，则表示决策单元非DEA有效。

BCC 模型计算出的综合技术效率为规模效率与纯技术效率的乘积，得出决策单元的规模报酬情况。其中，这三者的取值范围均为0～1，效率值越接近1，表明越有效［8］。本研究中，若综合技术效率为1，则说明决策单元技术与规模效率均有效，代表决策单元具有最大产出的能力；若综合技术效率小于1，则说明决策单元并未对技术有效利用［8］。此外，纯技术效率是由于管理和技术因素带来的生产效率，若纯技术效率为1，说明决策单元纯技术有效；规模效率是由于经营规模因素带来的生产效率，若规模效率为1，则说明决策单元规模有效，具有较强的产出能力，反之，未达到最优的经营状态［8］。

1.2.2 第二阶段：SFA 模型剔除环境和随机因素

构造类SFA 回归函数，将环境变量当作自变量，第一阶段得出的投入松弛变量当作因变量，建立类SFA回归函数［8］。

式中，Sni为第i个决策单元第n项投入的松弛量；Zi为环境变量，若环境变量有K个，则Zi=[Z1i,Z2i,…,Zki]，是指第i个决策单元可观测到的第K个环境变量；f n(Zi;βn)为环境变量对投入松弛的影响；βn为环境变量待估参数；vni+μni即为综合误差项，其中vni是随机干扰，服从正态分布，μni表示管理无效率，且服从截断正态分布，vni和μni相互独立，二者不相关［8］。

随后，计算γ值，验证进行SFA 回归的合理性及必要性。

当γ趋近于0 时，则表示松弛变量主要受随机误差的影响；当γ趋近于1 时，则表示管理因素主要影响了松弛变量。

接着，对vni和μni进行估计，以实现对投入产出的调整。估计式如下：

最后，为避免环境因素和随机误差对投入松弛的影响，根据回归结果对投入值进行调整［8］：

式中，xAni表示第i个决策单元调整后的投入；xni表示第i个决策单元调整前的初始投入；表示处于最优的外部环境的决策单元；maxi()表示处于随机影响最小的决策单元；是对外环境因素的调整，目的是将所有的决策单元都调整在同样的环境下是将所有的决策单元都调整至相同的经营情况。经过第二阶段的调整，所有的决策单元都将处于最优的外部环境和随机影响最小的条件。

1.2.3 第三阶段：用优化后DEA 模型效率再分析

第三阶段的效率再分析就是将第二阶段调整后的投入与产出值一起再次利用BCC 模型计算效率值，从而得出综合技术效率、纯技术效率、规模效率及投入变量的冗余值，所以计算出来的最终结果就是剔除环境和随机误差影响后更为准确的效率值［8］。

2 投入、产出指标与环境变量的选取

2.1 投入、产出指标的选取

为全面分析影响农户农业生产效率的因素，综合DEA 分析对投入产出指标的基本要求，并考虑到政策导向性和农业生产的自然特征，本研究选取农业总产值作为惟一的产出指标，以元为单位。选用以下几个变量为投入变量：①选取农地经营规模作为农业生产的土地投入变量，农地经营规模是指农户的耕地作业面积，单位为hm2；②农业劳动力投入，以农业从业人数作为劳动力投入变量，农业劳动力投入是指农业生产过程中实际投入劳动力的数量，单位为人；③物质生产资料费用投入是指在农业生产经营之前用于购买各种农业生产资料费用的支出，包括肥料投入、农药投入、塑料薄膜投入、种子投入、农业机械投入等，单位为元。

2.2 环境变量的选取

环境变量应满足“分离假设”的原则，即应选取可以影响农业生产效率但其影响不受本身主观能力所控制的因素［9］，由于生产者自身在短期内并不能控制这些特性，所以称之为外部环境因素。本研究选取以下4 个环境因素。

1）人均受教育年限。人力资本是影响农业生产效率的重要因素，而人力资本形成的途径是依靠教育培训等方式。一方面，教育可以通过“内在效应”为受教育农户积累丰富的知识与专业的技能；另一方面，丰富的知识储备有利于提高农户经济决策的效率，从而推动农业生产效率的提高。由此可见，农户受教育年限与农业生产率有着不可分割的联系。预期人均受教育年限与农业生产效率呈正相关。

2）财政支农。政府的财政支农政策对农业生产有着方向上的导向作用，政府在某一农业领域的优惠政策会引起农户的关注，间接引导农户增加相关领域的生产规模，加大资金投入并采纳新的生产技术，增加农户收入预期［9］。一般而言，财政支农有利于促进农户生产积极性提高，进而促进农业生产效率的提升，这里利用财政补贴来反映财政支农政策变量对生产效率的影响。预期财政支农与农业生产效率呈正相关。

3）人均可支配收入。人均可支配收入作为反映农户的经济能力因素之一，不仅决定了农户选用生产要素的支付能力，而且影响知识、信息技术等要素的可获得性。通常增加人均可支配收入可以提高农户对农业生产的积极性［9］，进而有助于提升农业生产效率。因此，预期人均可支配收入与农业生产效率呈正相关。

4）农业信息化。信息化的发展不仅能促进农业生产信息传播，还能拓宽农业信息传播渠道，扩大传播范围，使农户及时了解农业生产的相关信息，促进农产品的生产和流通［9］，这样，农户可根据市场上的经济信号做出经济决策，有助于农业生产活动的顺利展开。本研究以农户家中是否有电脑来衡量农户信息化水平，预期信息化水平与农业生产效率也呈正相关。

3 实证分析与检验

由表1 可知，江汉平原各类农户农业投入、产出之间的相关系数均为正，且均在1%的显著性水平下通过双尾检验。满足投入和产出之间的“同向性”假设前提，所以选择的投入产出指标具有一定合理性。同时，将相对性由强到弱进行排序，发现农地经营规模与农业总产值之间的相关系数最大，农业劳动力投入、农药投入和其他投入对农业总产值的影响较小。

表1 农户生产经营投入与产出指标的Pearson 相关系数

3.1 第一阶段：传统DEA 模型实证结果

本研究从全局的角度分析江汉平原不同规模农户农业生产效率，利用DEAP 2.1 软件对江汉平原被调查农户农业生产效率水平进行测算，将样本农户投入与产出指标的数据带入投入导向的BCC 模型中，计算结果见表2（表2 中普通农户即本研究的小农户）。

由表2 可知，在第一阶段未剥离环境变量和随机因素的条件下，江汉平原被调查所有农户的综合技术效率平均值为0.724 ，纯技术效率平均值为0.970，规模效率平均值为0.752。这说明，假若能消除技术效率，并维持现有投入与技术水平，农业产出仍有27.6%的提升空间。总体而言，江汉平原农户的农业生产效率平均水平并没有达到很好的水平，与纯技术效率相比，规模效率的提升空间更大。具体来看，规模农户农业生产综合技术效率平均值为0.844，高于普通小农户。普通小农户的纯技术效率平均值是0.988，略高于规模农户，而纯技术效率是由于技术或管理等因素影响的生产效率，说明在一定程度上，规模农户的管理或技术等方面不如普通小农户。但普通小农户的综合技术效率远低于规模农户，主要原因是普通小农户的规模效率较低。而在第一阶段测算小农户农业生产纯技术效率水平比其规模效率高，即小农户农业生产效率的关键因素在于其规模效率的提升［10］。普通小农户和规模农户分别在纯技术效率与规模效率方面有着不同程度的提升空间。由于该结果包含了环境因素和随机误差的干扰，还需做更进一步的调整［11］。

表2 第一阶段DEA 评价结果

3.2 第二阶段SFA 模型实证结果

将第一阶段测算的各投入松弛变量作为该模型的被解释变量，将4 个环境变量作为解释变量，利用Frontier 4.1 软件做SFA 回归分析，结果见表3。由表3 可知，环境变量对投入松弛变量的系数大部分都通过了显著性检验，表示农业生产的投入冗余受到外部环境因素的显著影响，故外部环境继而影响了农业生产效率。进一步分析可知，农业劳动力投入松弛等6 种投入松弛变量均在1%的水平上显著，表明所有农户的投入冗余受到外部环境的影响比较明显。具体而言，农业劳动力投入、农地经营规模、种子投入、肥料投入、农药投入、农业机械投入以及其他投入等的冗余值明显偏向一方，说明其随机误差因素对松弛量有较强影响力，随机误差与管理因素均对农业生产效率造成了较为显著的影响。所以，有必要使用SFA 模型进行剥离分析。

表3 第二阶段SFA 回归分析结果

若随机前沿模型的回归系数为正，则表示增加环境变量会导致各投入变量的浪费、产出的降低，进而会降低农业生产效率。若回归系数为负，则表示环境变量增加反而会导致投入松弛量减少，即增加环境变量有利于减少各投入变量的浪费，进而说明环境变量的增加可以提高农业生产效率。因此，为了提高农业生产效率，可以适当增加形成负相关关系环境变量的投入或减少形成正相关关系环境变量的投入。经过上述SFA 回归结果，农业生产投入松弛量与4 个环境变量间的关系如下。

1）财政支农。该变量与前6 个投入松弛变量的回归系数均为正，且对农地经营规模、种子投入、农药投入和农业机械投入松弛具有显著影响。财政支农使得这些投入松弛量的增加导致资源的浪费，农业生产效率的降低。与预期假设相反，一方面，可能是因为政府财政支农政策在一定程度上会增加农户的收入预期，农户就会扩大经营规模，但盲目地扩张经营规模或增加不合理的投入会导致对农业生产要素的浪费［11］。这在一定程度上反映农户粗放式的生产方式和支农资金管理的低效。另一方面，由于一段时期内农户的经营管理、劳动技能等方面能力不能与扩大的经营规模相匹配提升［10］，使农业生产的各项投入冗余值得以增加。

2）人均可支配收入。该变量对7 种投入松弛变量系数均为负，且均通过显著性检验。表明随着人均可支配收入的增加，投入变量的冗余值减少，从而有利于提高农业生产效率［11］，这一结论与理论预期恰好相符。一方面，当农户收入增加时，在利益的驱使下使得部分劳动力重返农业生产；另一方面，收入的增加又促使农户增加其他各要素的投入，农户势必会加大耕地面积，由于规模农户有较为熟练的生产技能，在科学指导下，适当的投入会有效减少各项投入要素松弛变量，继而促进农业生产效率的提高［11］。农户家庭人均可支配收入对农业生产效率具有较为显著的正向影响，这也许是因为农户人均可支配收入越高，其更加乐于增加对各项生产要素的投入，对农业经营管理热情高涨。同时，农户会积极关注市场动向，更合理地规划耕作，从而使农业生产效率得以提高。

3）人均受教育年限。该变量对6 种主要投入松弛变量的回归系数均为正，且该变量相较于其他变量而言，仅对肥料投入松弛变量具有较为显著的影响，而对其他投入松弛变量仅具有方向上的指向作用，说明提高农村劳动力受教育程度并不能显著减少各项投入浪费。人均受教育年限低的农户以农业为主营业务，农业甚至成为其收入的惟一来源，所以更倾向于通过加大农业生产的劳动力投入以及扩大经营规模的途径来增加收入，但对物质生产资料费用和耕地面积投入浪费。这或许是由于受教育时间越长的农户更倾向通过节约劳动、利用资本等较为先进的集约化生产方式，而现有物质条件不适合这种生产方式，从而导致浪费［9］。

4）农业信息化。该变量与农业劳动力投入、肥料投入和农药投入松弛变量呈显著负相关，而对农地经营规模和农业机械投入松弛变量影响为负，但不显著。本研究以农户家中是否有电脑来衡量农户农业信息化水平。农业信息化服务在农业现代化建设中发挥信息传输的重要作用，推动信息化建设，有利于促进小农户与现代农业的衔接与深度融合［10］。因此，农户在生产经营时可以利用网络技术了解市场与价格信息、农产品供求等方面的信息来灵活调整农业生产，实现信息技术的转换，从而减少冗余值。即使该变量并没有对农业机械投入松弛变量造成显著的影响，但是其指示方向截然相反，原因可能是农业机械费用过高，农机是农户家庭固定资产的重要代表，对于多数农户家庭而言，需要多次分批购买，无法一次性购入，致使农户在短期内难以根据实际生产需求而做出灵活的调整，基于上述情况，产生农业机械冗余值是难以避免的［10］。

3.3 第三阶段调整后的DEA 实证结果

经过第二阶段相似SFA 回归模型分析，将调整后的投入变量值、原始产出值重新代入BCC 模型，最终得到第三阶段江汉平原小农户与规模农户农业生产效率，如表4 所示。

对比表2、表4 的结果可知，总体而言，与第一阶段相比，第三阶段普通小农户与规模农户的综合技术效率与规模效率均有所下降。具体来看，普通小农户的规模效率从0.708 下降至0.405，由于规模效率出现较大的下降幅度，导致综合技术效率平均值由0.697 下降至0.395。这说明在环境因素与随机误差的共同影响下，小农户的综合技术效率、纯技术效率、规模技术效率表现出虚高。经过第二阶段剔除外部因素后，由于小农户规模效率大幅降低导致其综合技术效率水平下降，小农户的农业生产效率变得更加不理想。小农户规模效率出现下降趋势的主要原因是土地流转将小农户细碎化的土地逐渐流转到规模农户或新型农业经营主体手中，进行规模化生产、专业化运营，同时社会对小农户社会化服务体系不健全，小农户很少接受专业技术培训，对产前生产规划、产中成本控制，甚至产后农产品销售等方面均缺乏相应指导［10］，从而在一定程度导致小农户农业生产的综合技术效率降低。当因农产品供需变化而需要调节农业生产经营规模时，小农户难以做出迅速反应，较难有效地对各生产要素进行合理分配，最终降低了资源配置的效率［10］。而规模农户的规模效率从0.948 下降至0.854，纯技术效率由0.893 上升至0.897，纯技术效率上升幅度并不大，从而最终使得综合技术效率的平均值由0.844 下降至0.768，表明规模农户的规模效率与综合技术效率出现虚高。

表4 第三阶段DEA 评价结果

第三阶段DEA 评价结果显示，从整体来看，江汉平原农户农业生产效率平均水平存在一定的提升与发展空间，小农户与规模农户的综合技术效率有较大差距。就农业生产综合技术效率而言，若不考虑环境因素和随机误差的作用，规模农户仍然优于普通农户。就农业发展的平均水平来看，与规模农户相比，小农户在代表农户管理水平的纯技术效率有一定的优势，说明江汉平原小农户农业生产效率提升的关键就在于其规模效率的提高［11］。小农户规模效率主要拉低了效率水平，从而拉低了综合技术效率［10］。所以，江汉平原小农户未来调节的着力点应在规模优化方面努力，应适度调整规模。

4 结论与建议

本研究运用三阶段DEA 模型对江汉平原小农户农业生产效率进行了相关的定量研究，得出以下结论。

1）调整前后各类农户农业生产效率出现了较为明显的改变，表明农业生产效率的确受到环境因素与随机误差等外部因素的影响。同时，也说明了选用三阶段DEA 模型比传统DEA 模型对农业生产效率进行测度更为精确、更符合现实。在考虑外部环境变量后的生产效率才更接近实际，反映其真实的生产效率水平。

2）通过调整可以发现，真实的技术效率要低于未剥离环境因素与随机误差时的效率，并且对比调整前后的效率值，农户技术效率结构差异较大［9］。引起小农户综合效率较低的原因是小农户的规模效率低。所以，规模效率较低是目前影响小农户农业生产效率提升的关键因素。江汉平原小农户农业生产目前正处于高投入、低产出低效的粗放发展方式，倘若仍不注重农业经营者相关知识的培训以及科学的引导，将不利于江汉平原小农户农业生产效率的提高。

3）经过SFA 回归分析可知，环境与随机因素等外部因素对农业生产效率存在显著影响，但是随机因素是不可控的［12］，所以，控制外部环境是寻求提高效率途径的必要选择。在环境因素中，人均可支配收入、农业信息化是农户生产效率提高的有利因素；而财政支农对农业生产效率的影响与预期相反，并没有起到应有的作用，财政支农的提高使得投入松弛量增加及农业生产效率降低，所以政府应该科学分配目前的财政支农资金，合理引导农户对支农资金的使用，合理规划资金配置，提高农业支农效率，从而避免造成投入冗余甚至浪费；人均受教育年限也与预期不相符，受教育程度高的农户并没有显著减少各种投入的浪费，这或许是由于受教育时间越长的农户更加倾向通过节约劳动、利用资本等较为先进的集约化生产方式，而现有物质条件不适合这种生产方式，从而导致了投入浪费。

针对上述分析结果，为进一步提高江汉平原小农户农业生产效率，改善小农户经营困境，促进小农户与现代农业发展的有机衔接，提出以下政策建议。

1）完善土地流转制度，鼓励小农户发展适度规模经营。江汉平原小农户生产经营的弱势主要是受其经营规模的影响。辐射到全国而言，各地政府应鼓励小农户推行农业适度规模经营，减少耕地细碎化。为此，应通过强化落实“三权分置”等相关政策，进一步推进小农户发展适度规模经营，促进农业生产效率的提升，从而实现规模效应最大化。具体而言，一方面，政府为鼓励支持小农户参与土地流转提供经济补贴，加快提升土地流转效率，转变粗放式的农业生产方式，促进农业规模化生产的形成。另一方面，要进一步完善和丰富农村土地流转形式，让小农户积极参与土地流转，发展适度规模经营，让小农户成为新时代农业适度规模经营的最终受益者。

2）发展职业教育，提升小农户综合素质。加强农村地区人力资本开发与培育等相关工作，提升小农户的科学文化水平。农户个体素质的提高，才能有积极获取和使用农业信息的能力，继而才有农业现代化的可能。可就近依托中等职业教育、高等教育，鼓励农户参与职业教育培训，大力培养并转变为现代化的新型职业农民，为现代农业的升级提供专业人才支撑，为农业生产效率的提高提供不竭动力。同时，要优化引导农户对物质成本、播种面积的科学投入，减少对各项投入的浪费，既要“懂技术”又要“会经营”。加强对农户农业生产经营行为的正确引导，逐步提升小农户对先进技术的认知与运用能力，发挥教育对小农户对接现代农业的正向作用。

3）优化财政支农项目组合。现阶段，由于缺乏正确、合理的引导，财政支农对部分农户并没有发挥出应有的作用，相反却造成了农业生产资料投入、支农资金的浪费。为此，在确保农户增收的基础上，为弱化当前财政支农可能带来的消极影响，政府应加强对小农户的引导，拓宽其有效投资畅通渠道，减少盲目投资，实现财政支农资金的合理有效配置。其次，应完善财政支农与补贴机制，有针对性地改进财政支农项目组合，完善财政支农机制，逐步促进财政支农支出的有序增加和规范引导，发挥财政支农的正向效应，避免因盲目投资造成农村公共供给体系的效率损失［11］。