内蒙古、新疆等五省份毛用羊养殖农牧户技术效率及其影响因素分析

内蒙古、新疆等五省份毛用羊养殖农牧户技术效率及其影响因素分析

一、国内的中国羊毛生产技术效率研究长期以来，中国羊毛产量比较低，农业和牲畜家庭收入水平较低。山羊的生产是当地农业生产者的最重要的农业生产活动。然而，山羊生产仍然依靠传统的粗放式生产来提高山羊的产量。近年来,中西部地区因为毛用羊等畜牧品种的无序养殖和超载放牧而造成的草原退化、沙化、盐碱化等草原生态环境破坏问题已经非常严重,草原生态平衡被破坏后,不仅治理成本非常高,而且短时期内难以恢复。现实国情和生态环境压力决定了中国羊毛产业的发展和羊毛产量的提高不能依赖于毛用羊养殖规模的不断扩大和各种生产要素投入的无限增加,而应主要依靠羊毛生产的技术水平和技术效率的不断提高。2012年的中央“一号文件”明确提出,实现农业持续稳定发展和长期确保农产品有效供给的根本出路在于农业科技创新。因此,对农牧户羊毛生产的技术效率及其影响因素进行研究具有重要的现实意义,不仅可以对现有羊毛生产相关政策和技术的实施效果进行评价,而且还可以为羊毛产业发展政策的制定提供参考。目前,国内关于中国羊毛生产的研究还主要是从宏观层面上对羊毛生产的现状、影响因素、未来发展趋势等总体情况进行了分析(张存根,1994;李建平、于书洲,2000;刘玉满,2002;张艳花等,2010;战英杰,2011;刘慧,2011),还有部分文献研究了世界以及澳大利亚、新西兰等世界其他主要国家羊毛生产的概况(梁春年等,2006;于爱芝,2009;李芸,2011),但还缺乏关于中国农牧户微观层面的羊毛生产技术效率及其影响因素的经验研究。因此,本文根据毛用羊养殖农牧户调查数据,采用随机前沿生产函数模型对农牧户羊毛生产过程中是否存在技术效率损失进行研究,然后在此基础上进一步分析导致农牧户之间出现技术效率差异的影响因素,最后根据研究结论提出提高农牧户羊毛生产技术效率的政策建议。二、模型和方法(一)技术效率估计的联立最大似然估计法早期的研究在分析不同生产单位技术效率差异的原因时,大多是先利用随机前沿生产函数模型估计出各个生产单位的技术效率,然后将技术效率和选取的与生产单位相关的一些特定变量(如管理经验、产权结构等)进行回归估计,并根据估计结果来确定这些变量对技术效率的影响(Coelli,1996)。但Kumbhakar等(1991)以及Reifschneider和Stevenson(1991)的研究均表明,这种两阶段估计法关于“两个估计阶段的技术无效率效应相互独立”的假设在两个估计阶段并不具有一致性,因此,基于该方法得到的估计结果很可能是有偏的。此后,Battese和Coelli(1995)提出了一种新的可以同时估计技术效率及其影响因素并同时适用于分析截面数据和面板数据的随机前沿生产函数模型,避免了两阶段估计法存在的缺陷,该模型的一般表达式为:其中,Yit和Xit分别表示第i个生产单位在第t年的产出(或其对数)和投入;β表示估计系数;Vit为服从正态分布N(0,σV2)且独立于Uit的统计误差;Uit表示第i个生产单位在第t年的技术无效率的非负随机变量,并且服从截断的正态分布N+(mit,σU2)。在N+(mit,σU2)中,mit表示技术效率损失函数且mit=δzit。根据Battese和Corra(1977)提出的参数化处理方法,可用σ2=σV2+σU2和γ=σU2/(σV2+σU2)分别代替σV2和σU2,然后利用Frontier4.1软件,采用联立最大似然估计法可以实现对式(1)的估计。其中,σ2表示复合方差项,γ表示σ2中反映技术无效率效应的方差项σV2所占比例且γue786[0,1]。当γ趋近于0时,表明生产单位的实际产量与可能的最大产量之间的差距主要来自统计误差Vit;当γ趋近于1时,表明生产单位的实际产量与可能的最大产量之间的差距主要来自技术无效率Uit。根据Coelli(1996)的研究,在既定的技术水平和要素投入条件下,技术效率可以定义为实际产出与前沿面产出的比值。因此,第i个生产单位在第t年生产的技术效率可表示为:(二)最大似然比法定化估计模型设定的依据本文初步构建了如下的超对数随机前沿生产函数模型及其对应的技术效率损失函数模型来分析农牧户羊毛生产的技术效率及其影响因素:式(3)中,Yi表示第i个农牧户的全年羊毛总产量,Xai和Xbi分别表示第a种和第b种生产要素的投入量。在式(4)中,mi表示第i个农牧户羊毛生产的技术效率损失;zji和δj分别表示第j个影响农牧户羊毛生产技术效率的解释变量及其估计系数。对于不同类型的数据,可以采用最大似然值比值检验在柯布—道格拉斯生产函数和超对数生产函数中确定合适的模型设定形式进行估计。该检验的原假设H0为:“所有的βab的估计值均等于0,应采用柯布-道格拉斯生产函数进行估计”;备选假设H1为:“至少有一个βab的估计值不等于0,应采用超对数生产函数进行估计”。该检验的检验统计量可表示为:式(5)中,Ln[L(H0)]和Ln[L(H1)]分别表示随机前沿生产函数模型在原假设H0下的对数似然函数的最大值和备选假设H1下的对数似然函数的最大值;q表示原假设H0中零约束的个数。当LR检验统计量值大于其对应的临界值时,应拒绝原假设H0,即应采用超对数生产函数进行估计;当LR检验统计量值小于其对应的临界值时,应接受原假设H0,即应采用柯布—道格拉斯生产函数进行估计。三、数据来源和变量描述(一)样本采集和调查过程本文使用的数据来自国家绒毛用羊产业技术体系产业经济研究团队在2011年对内蒙古、新疆、吉林、四川和贵州5省份毛用羊养殖农牧户进行的问卷调查。为了客观真实地反映当前中国毛用羊养殖的现状,调研过程中,在选取的每个省份内选择2个毛用羊养殖比较集中的县,在每个县选取2个乡,每个乡选取1个村,在每个村根据养殖规模情况选取样本农牧户;最后,经过筛选和整理,共得到有效样本农牧户202户。调查过程采用了逐一入户访问的方式,受访农牧户都是户主,因而调查结果具有较高的科学性与可信度。农牧户调查问卷内容涉及2011年农牧户及其家庭的基本特征情况、毛用羊养殖过程中的生产要素投入情况、养殖技术的采用情况、羊毛产量和羊毛销售情况等。(二)毛用羊养殖的成本支出构成根据随机前沿生产函数对投入产出指标的要求,本文在测算农牧户羊毛生产技术效率时选取的产出指标是农牧户全年羊毛总产量(Y,单位为公斤)。选取的投入要素指标包括:(1)精饲料(X1,单位为公斤),包括自产或购买的玉米、荞麦、麸皮和豆粕以及从市场上购买的配合饲料的总饲喂量;(2)粗饲料(X2,单位为公斤),包括自产或购买的农作物秸秆和牧草以及自制的青贮饲料的总饲喂量;(3)劳动力(X3,单位为标准工日),包括毛用羊养殖过程中农牧户(包括其家庭成员)和雇工直接劳动的总天数,具体是按照每天8个小时折算成标准工日;(4)物质费用(X4,单位为元),包括在生产过程中直接消耗的其他各种农业生产资料的费用支出,具体包括:饲盐费、防疫治疗费、人工种草和草场维护投入、圈舍修建投入、饲草料加工费和燃料动力费等。已有研究表明(曹暕等,2005;李谷成等,2008;李然、冯中朝,2009;张新民,2010;章立等,2012),农业生产技术效率主要受农户人力资源及资金等要素禀赋、农户生产行为和技术采用情况、社会经济环境、政府政策、自然环境与气候条件等因素影响。因此,本文主要从农牧户个人及其家庭特征、毛用羊养殖特征和养殖技术情况、毛用羊养殖收入情况、社会经济条件、政府政策、地区差异等方面来确定可能影响农牧户羊毛生产技术效率的解释变量。本文研究中各变量均采用以农牧户为单位的毛用羊整群核算的方法进行取值,对各变量的说明及主要描述性统计分析结果如表1所示四、确认分析与结果的讨论(一)随机前沿生产函数模型的检验不同设定形式随机前沿生产函数模型的估计结果往往存在较大偏差,而这会直接影响研究结论的稳健性(Coelli,1996)。因此,为了确定适合用于测算农牧户羊毛生产技术效率的随机前沿生产函数模型设定形式,本文采用最大似然值比值检验法进行了检验,计算得到的最大似然值比值检验统计量为:最大似然值比值检验的结果表明,柯布—道格拉斯随机前沿生产函数模型在1%的显著性水平上被拒绝,因此,本文采用超对数随机前沿生产函数模型来对农牧户羊毛生产的技术效率进行测算和分析。根据表2所示的随机前沿生产函数模型估计结果还可知,在超对数随机前沿生产函数方程中,表示技术无效率的方差项σV2在复合方差项σ2中所占比例的γ等于0.9561且在1%的水平上是统计显著的,这表明农牧户羊毛生产普遍存在显著的技术效率损失。(二)劳动力投入x的产出弹性由于超对数生产函数能够反映出要素之间可能存在的复杂的替代或互补关系,在这种情况下,投入产出关系可以更好地用各种投入要素的生产弹性来反映。但超对数生产函数估计结果中各生产要素的估计系数不能直接用来反映投入与产出之间的关系,所以,本文通过对各种投入要素求偏导数的方法来计算各投入要素产出弹性。第i种要素Xi的投入产出弹性可表示为:因此,各种要素投入产出弹性的具体计算公式可分别表示为:其中,X1、X2、X3和X4分别表示精饲料、粗饲料、劳动力和物质费用的投入量的几何平均值。根据上述公式可计算得到如表3所示的农牧户羊毛生产各要素投入的平均产出弹性。根据表3可知,精饲料(X1)和粗饲料(X2)的平均产出弹性分别为0.2169和0.0534,即精饲料和粗饲料的饲喂量分别每增加1个百分点,羊毛产量将分别增加0.2169个百分点和0.0534个百分点,这表明精饲料投入使细羊毛产量增加的效果要显著大于粗饲料,但并不能简单地据此认为精饲料饲喂量不足而粗饲料饲喂量过量。根据调研了解到,在羊毛生产过程中,受访农牧户的养殖条件大多较差,只有部分农牧户有饲草料加工机械设备,导致在饲喂的粗饲料中占有较高比例的农作物秸秆、干草等的加工程度低、适口性差,并且由于大多没有熟练掌握舍饲技术和青贮饲料制作技术,农牧户还主要依靠自己的养殖经验来在冬春季节对毛用羊进行补饲,农牧户所用粗饲料的种类、数量、搭配比例等都难以达到科学的标准,普遍存在着“量大却缺营养”的问题,不仅粗饲料利用效率低,而且还未达到补饲的效果,影响了毛用羊的生长。较差的养殖条件和较低的养殖技术水平降低了粗饲料的利用程度,进而限制了毛用羊产毛性能的发挥,这可能是导致粗饲料投入的平均产出弹性较小的主要原因。劳动力(X3)的平均产出弹性为-0.0658,即劳动力投入量每增加1个百分点,羊毛产量将减少0.0658个百分点,这表明农牧户在羊毛生产过程中的劳动力投入可能过多;但考虑到42.08%的受访农牧户在自有劳动投入之外还有雇工,因此,造成劳动力投入的产出弹性为负数的主要原因可能在于计算劳动力投入时无法衡量劳动力的质量,存在夸大劳动力投入的可能性,并且伴随着劳动生产率及羊毛产量的提高,技术和资本的投入在一定程度上替代劳动力投入,这也导致劳动力投入对羊毛产量呈现出负向效应。物质费用(X4)的平均产出弹性为0.2437,即物质费用投入每增加1个百分点,羊毛产量将增加0.2437个百分点;从各种要素投入的产出弹性来看,物质费用的产出弹性最大,这表明圈舍修建、疫病防治、人工种草、饲草料加工等方面物质费用投入的增加使羊毛产量增加的效果最大。(三)技术效率及其影响因素的分析1.提高农牧民户羊毛生产技术效率的总体情况根据表4可知,样本农牧户羊毛生产的技术效率从0.0731到0.9990不等,农牧户羊毛生产平均技术效率为0.6094。这表明,各种投入要素的使用效率还不高,羊毛的实际产量与由生产前沿面决定的最大产量相比还存在较大差距;在现有的技术和投入水平下,如果能够消除技术效率损失,羊毛产量还有39.06%的提升空间。因此,在羊毛市场价格不变的条件下,通过提高羊毛生产的技术效率能够有效地增加农牧户的毛用羊养殖收入。在样本总体中,仅有0.5495的农牧户的羊毛生产技术效率大于0.6,技术效率总体上还不高。根据表4还可知,在5个省份中,内蒙古样本农牧户羊毛生产的平均技术效率最高且为0.7568,其次是新疆和吉林分别为0.6542和0.6271,四川和贵州相对较低分别为0.5186和0.4879。这表明,农牧户羊毛生产技术效率还存在显著的地区差异。2.组织和运营技术效率技术效率损失函数模型系数估计结果如表5所示。根据式(3)和式(4)可知,当δj的估计值在统计上显著且符号为负时,表示Zj对技术效率具有显著的正向影响;当δj的估计值在统计上显著且符号为正时,表示Zj对技术效率具有显著的负向影响。户主性别、家庭人口数量和家庭年总收入对技术效率的影响均不显著。户主年龄对技术效率具有显著的负向影响,可能的主要原因是,年龄变量在一定程度上反映了农牧户的身体状况,而目前农牧户在毛用羊养殖过程中投喂的饲草料还主要以干草、鲜草、农作物秸秆、用农作物根茎制成的青贮等粗饲料为主,这些饲草料的收割、加工处理、饲喂等环节均需要大量的劳动力投入;此外,年龄越大的农牧户对新知识和新技术的理解和接受能力以及对于各种信息的获取能力也往往会趋于减弱。户主受教育年限对技术效率的影响不显著,而农牧户的养殖年限对技术效率有显著的正向影响,这表明养殖经验的积累能够有效地提高技术效率。接受过技术培训的农牧户的技术效率要显著高于未接受过技术培训的农牧户,可见,对农牧户开展的养殖专业知识和实用技能培训在提高技术效率方面的作用较为明显。农牧户是否参加专业合作社对技术效率的影响不显著。在政府的引导和扶持下,由农牧户自愿参加而成立的专业合作社可以降低农牧户面临的市场风险,从而对技术效率的提高产生积极影响。但根据调查了解到,目前,毛用羊养殖专业合作社的发展还较为滞后,农牧户组织化程度普遍较低,并且已经成立的专业合作社也大多处在发展的初期阶段,规章制度、组织机构等还不健全或不规范,资金实力也较弱,导致专业合作社难以有效发挥作用。农牧户羊毛生产呈现明显的规模经济效应,养殖规模大的农牧户的技术效率要显著高于养殖规模小的农牧户。养羊收入占家庭总收入的比重对技术效率具有显著的正向影响,这表明养羊收入的增加和专业化程度的提高对技术效率的提高具有显著的激励作用。舍饲农牧户与完全放养农牧户之间不存在显著的技术效率差异,而半舍饲农牧户的技术效率要显著高于完全放养农牧户。羊是以放牧为主的草食家畜,天然或人工种植的牧草是羊的重要饲料来源,因而放牧养羊既符合羊的生物学特性,又可以节约粮食,降低饲养成本和管理费用,增加养羊的经济效益;但牧草的营养物质含量较低,完全放养难以满足羊的生长和代谢对营养物质的需求,并且在大部分养羊地区,由于受到季节和气候的影响,牧草的产量和质量均呈现明显的季节性变化。因此,半舍饲养殖更有利于技术效率的提高。反映农牧户饲养技术的精饲料饲喂量与粗饲料饲喂量之比对技术效率具有显著的正向影响,这表明提高精饲料饲喂量并适当降低粗饲料饲喂量、改善粗饲料结构和提高粗饲料加工程度均有利于技术效率的提高。这与计算得到的精饲料投入平均产出弹性大于粗饲料投入平均产出弹性的结论也是一致的。农牧户是否与羊毛加工企业签订销售协议对技术效率的影响不显著。通过与羊毛加工企业签订销售协议,农牧户可以有效降低自身面临的市场风险和生产的不确定性,进而对技术效率的提高产生积极作用。但根据调查了解到,大部分农牧户还主要通过直接出售给上门收购的商贩或者拿到集市上进行出售的传统方式销售羊毛,仅有少数农牧户与羊毛加工企业签订了销售协议,并且主要是在农牧户参加的合作社的联系和组织下进行的,商定的羊毛销售价格也主要采用“随行就市”的定价方式,并未实行“保护价”。在这种情况下,农牧户与羊毛加工企业签订的销售协议难以有效发挥规避风险的作用。获得过银行或信用社贷款的农牧户的技术效率要显著高于未获得过银行或信用社贷款的农牧户。中国羊毛产地主要位于农牧户收入水平普遍较低的中西部地区,农牧户自有资金往往难以满足毛用羊养殖过程中在圈舍修建、疫病防治、人工种草、饲草料购买、相关机械设备购置等方面对资金投入的大量需求,在这种情况下,能否从外部获得有效的资金支持会在很大程度上影响和决定着技术效率的变化。获得过政府补贴的农牧户的技术效率要显著高于未获得过政府补贴的农牧户,这表明政府出台实施的相关补贴和奖励政策对技术效率的提高具有一定促进作用。内蒙古农牧户的技术效率要显著高于贵州和四川农牧户。可能的原因是,内蒙古自治区一直是中国最主要的羊毛产地之一,畜牧业非常发达,草地资源也非常丰富;根据调研了解到,内蒙古农牧户的毛用羊养殖规模普遍较大,而四川和贵州农牧户的养殖规模则普遍较小且养殖方式较为落后。此外,内蒙古农牧户的技术效率在总体上也要高于吉林和新疆农牧户。这与对各省份技术效率的测算结果是一致的。五、通过对半舍饲养殖户的技术效率,增加畜牧业户的养殖技术,提升