摘 要：為解決由耕地規(guī)模差異導(dǎo)致的農(nóng)業(yè)前沿生產(chǎn)技術(shù)異質(zhì)性問(wèn)題，本文基于門限面板隨機(jī)前沿模型，采用格點(diǎn)搜索方法實(shí)證檢驗(yàn)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)采用的耕地規(guī)模門限效應(yīng)。研究結(jié)果顯示，中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)被門限變量區(qū)分為三種機(jī)制，技術(shù)前沿面與耕地規(guī)模呈現(xiàn)同方向變動(dòng)特征，土地流轉(zhuǎn)制度創(chuàng)新再次成為解釋農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的主要源泉。此外，筆者發(fā)現(xiàn)大規(guī)模生產(chǎn)的技術(shù)效率損失也較大，需要進(jìn)一步完善與農(nóng)業(yè)規(guī)模生產(chǎn)相匹配的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)模式與管理手段。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)；耕地規(guī)模；門限效應(yīng)；技術(shù)效率

中圖分類號(hào)：F224；F323.2 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1000-176X（2015）06-0078-09

一、引 言

改革開放以來(lái)，中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)獲得了迅猛發(fā)展，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值從1980年的1 922.61億元增加到2012年的10 844.74億元（按1980年不變價(jià)格）。在農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加464.15%的同時(shí)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的兩個(gè)重要投入要素播種面積和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)分別增加11.64%和-11.56%。在投入要素增長(zhǎng)有限的條件下（農(nóng)業(yè)勞動(dòng)甚至出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)），技術(shù)進(jìn)步成為解釋農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)的最主要源泉。此外，對(duì)中國(guó)這樣一個(gè)農(nóng)業(yè)人口比重大的國(guó)家而言，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步還有利于促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，從而提高農(nóng)民收入，并進(jìn)一步提高對(duì)農(nóng)業(yè)的投資水平，促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，形成良性循環(huán)[1]。因此，合理解釋不同時(shí)期農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率提高的主要途徑和作用機(jī)制，對(duì)于促進(jìn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展、增加農(nóng)民收入以及減緩城鄉(xiāng)收入分配差距等具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

從現(xiàn)有研究來(lái)看，中國(guó)尤其是實(shí)行家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制之后的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)得到了學(xué)者的廣泛關(guān)注，并認(rèn)為在20世紀(jì)80年代初期，土地制度創(chuàng)新帶來(lái)的農(nóng)業(yè)TFP的提高解釋了農(nóng)業(yè)產(chǎn)出快速增長(zhǎng)的絕大部分[2-3]。而制度因素的作用會(huì)隨時(shí)間推移逐漸減弱，在此之后，關(guān)于中國(guó)農(nóng)業(yè)TFP的研究則關(guān)注于制度以外的增長(zhǎng)來(lái)源。其中，部分研究關(guān)注技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率的測(cè)度，如Yao 等[4]基于中國(guó)30個(gè)省的農(nóng)業(yè)面板數(shù)據(jù)，采用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)分析糧食生產(chǎn)的技術(shù)效率。Jin等[5]對(duì)中國(guó)1985—2004年23種農(nóng)產(chǎn)品的全要素生產(chǎn)率進(jìn)行了分解和比較分析。錢良信[6]對(duì)1978—2008年中部6省農(nóng)業(yè)技術(shù)效率變化進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)樣本期間內(nèi)中部地區(qū)的平均技術(shù)效率為0.46，總體上處于較低水平。另一部分文獻(xiàn)則關(guān)注技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率變化的影響因素，如石慧等[7]利用省際面板數(shù)據(jù)實(shí)證研究1985—2005年中國(guó)地區(qū)間農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效的動(dòng)態(tài)表現(xiàn)，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)要素流動(dòng)是農(nóng)業(yè)TFP波動(dòng)的首要推動(dòng)力。Ito[8]利用SCD生產(chǎn)函數(shù)對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)BC和M技術(shù)進(jìn)步率變動(dòng)的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。方鴻[9]運(yùn)用面板數(shù)據(jù)的隨機(jī)效應(yīng)Tobit模型實(shí)證研究地區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響因素，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村勞動(dòng)力受教育程度的提高與農(nóng)業(yè)科技力量的加強(qiáng)對(duì)技術(shù)效率的改善具有正效應(yīng)。陳飛[10]基于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的功能性特征及隨機(jī)前沿理論，對(duì)影響中國(guó)糧食生產(chǎn)技術(shù)效率變化的各類因素進(jìn)行理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)。此外，少數(shù)學(xué)者考慮到生產(chǎn)決策單元（DMU）可能會(huì)面對(duì)不同的生產(chǎn)可能性邊界，如Tian和Yu[11]利用Battese 等[12]提出的共同邊界生產(chǎn)函數(shù)（Meta-Frontier Production Function），在對(duì)全要素增長(zhǎng)率測(cè)算的基礎(chǔ)上，對(duì)目前中國(guó)生產(chǎn)率增長(zhǎng)研究中存在的爭(zhēng)論問(wèn)題給出解釋。杜文杰[13]采用時(shí)不變面板隨機(jī)前沿模型，考慮地區(qū)間的生產(chǎn)技術(shù)差異性，測(cè)算不同階段的農(nóng)業(yè)技術(shù)效率。梁流濤和耿鵬旭[14]在方向性距離函數(shù)和共同邊界框架下，測(cè)度了中國(guó)31個(gè)省（市）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的共同邊界效率、群組邊界效率以及達(dá)到整體理性最佳農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的追趕程度。

上述文獻(xiàn)對(duì)于分析中國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步特征具有重要的理論價(jià)值和借鑒意義。但在多數(shù)研究使用的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)中，存在的主要問(wèn)題是不同耕地規(guī)模使用的前沿生產(chǎn)技術(shù)可能不同，因?yàn)檗r(nóng)場(chǎng)式的規(guī)模經(jīng)營(yíng)允許大范圍使用現(xiàn)代農(nóng)業(yè)機(jī)械并降低單位產(chǎn)量的平均成本，而耕地規(guī)模過(guò)小或過(guò)于分散使得大型機(jī)械設(shè)備無(wú)法投入使用。這使得研究者不能確定較大耕地規(guī)模的高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出是由于使用了先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)，還是在同樣的技術(shù)水平下僅僅是更有效地利用了投入要素。共同邊界分析方法雖然能夠考慮到，當(dāng)耕地規(guī)模不同時(shí)生產(chǎn)決策單元將對(duì)應(yīng)不同的技術(shù)前沿面，但該方法面對(duì)的一個(gè)關(guān)鍵問(wèn)題是如何將所有樣本合理地劃分為k個(gè)子群組，這在實(shí)證研究中是一個(gè)挑戰(zhàn)。而門限面板隨機(jī)前沿模型能夠有效地解決這一問(wèn)題。因此，為解決由耕地規(guī)模差異造成的前沿生產(chǎn)技術(shù)的異質(zhì)性問(wèn)題，本文采用門限面板隨機(jī)前沿模型分析中國(guó)農(nóng)業(yè)前沿技術(shù)和技術(shù)效率的變動(dòng)機(jī)制。

本文的第二部分介紹耕地規(guī)模與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)采用的理論關(guān)系；第三部分構(gòu)建基于門限面板模型測(cè)度技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率的隨機(jī)前沿框架，包括門限面板模型估計(jì)、門限效應(yīng)檢驗(yàn)、門限值及其置信區(qū)間估計(jì)；第四部分利用2001—2012年我國(guó)20個(gè)主要農(nóng)業(yè)省份275個(gè)地級(jí)市樣本數(shù)據(jù)，實(shí)證研究耕地規(guī)模影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)采用的門限效應(yīng)及作用機(jī)制；第五部分給出了基于門限面板模型測(cè)算的農(nóng)業(yè)技術(shù)效率匯總結(jié)果；最后給出結(jié)論與政策建議。

二、耕地規(guī)模與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)采用的理論聯(lián)系

以家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制為中心的土地產(chǎn)權(quán)制度是由其行為主體為改變土地低效配置、獲取潛在的組織效率而引發(fā)的自下而上的制度變遷，其優(yōu)勢(shì)在于以戶為單位的生產(chǎn)組織方式實(shí)現(xiàn)了利益主體細(xì)化，避免了集體勞動(dòng)監(jiān)督成本，發(fā)揮了個(gè)體農(nóng)戶精耕細(xì)作優(yōu)勢(shì)和生產(chǎn)積極性，從而產(chǎn)生巨大的制度績(jī)效。但受到土地資源限制，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制不可避免會(huì)導(dǎo)致單個(gè)農(nóng)戶所擁有的耕地規(guī)模呈現(xiàn)小型化和細(xì)碎化特征。當(dāng)前，世界農(nóng)業(yè)已經(jīng)逐漸向機(jī)械化、技術(shù)化和市場(chǎng)化的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展，而中國(guó)小規(guī)模農(nóng)業(yè)種植方式遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于世界發(fā)達(dá)國(guó)家水平，嚴(yán)重制約了中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力水平的進(jìn)一步提高，如何調(diào)整農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模、提高農(nóng)產(chǎn)品單位產(chǎn)量已成為農(nóng)業(yè)發(fā)展的重中之重。

農(nóng)業(yè)適度規(guī)模是指在一定的生產(chǎn)技術(shù)水平下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入要素（土地、勞動(dòng)力和機(jī)械等）之間實(shí)現(xiàn)最佳配置，從而保證各投入要素的產(chǎn)出效率或者整體經(jīng)濟(jì)效益達(dá)到最大的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模。在理論上，不同投入要素之間具有替代關(guān)系，生產(chǎn)者可以根據(jù)要素的相對(duì)價(jià)格和資源優(yōu)勢(shì)來(lái)選擇要素投入數(shù)量。但由于土地是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的最稀缺資源，其他要素投入需要與土地相匹配，因此，農(nóng)戶所擁有的土地?cái)?shù)量決定其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模。圖1顯示了在一定生產(chǎn)技術(shù)水平下耕地規(guī)模與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出間的理論關(guān)系，其中，橫軸S表示耕地面積，縱軸Q表示農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，TP為總產(chǎn)出曲線，AP為平均產(chǎn)出曲線，MP為邊際產(chǎn)出曲線。當(dāng)耕地面積小于S1時(shí)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的機(jī)械技術(shù)效率、規(guī)模報(bào)酬收益和資源配置效率均受到限制，因此，在此階段擴(kuò)大土地規(guī)模能夠有效提升農(nóng)業(yè)產(chǎn)出（產(chǎn)出沿曲線OA變動(dòng)）。當(dāng)耕地面積處于S1處，邊際產(chǎn)出曲線MP交于平均產(chǎn)出曲線AP的最高點(diǎn)A*，此時(shí)平均產(chǎn)出最大，即投入要素的產(chǎn)出效率最高。當(dāng)耕地面積為S2時(shí)，邊際產(chǎn)出曲線MP與橫軸相交于點(diǎn)B*，此時(shí)總產(chǎn)出達(dá)到最大值，即整體經(jīng)濟(jì)效益最高，理性農(nóng)戶會(huì)根據(jù)生產(chǎn)決策目標(biāo)（最大化要素產(chǎn)出效率或者是整體經(jīng)濟(jì)效益），在區(qū)間[S1， S2]內(nèi)決定土地投入。區(qū)間[S1， S2]稱為一定生產(chǎn)技術(shù)下的農(nóng)業(yè)適度規(guī)模。當(dāng)耕地面積大于S2時(shí)，總產(chǎn)出、平均產(chǎn)出和邊際產(chǎn)出均處于下降階段，資源配置無(wú)效率。農(nóng)業(yè)適度規(guī)模并不是一成不變的，隨著科技水平的發(fā)展，各種要素投入量均會(huì)發(fā)生變化，農(nóng)業(yè)適度規(guī)模也在不斷變化。假設(shè)某生產(chǎn)者采用的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)用曲線TP表示，其擁有的耕地面積為S3，處于資源配置無(wú)效率狀態(tài)。此時(shí)，該生產(chǎn)者的理性選擇或者是出租土地（當(dāng)土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)不完善時(shí)也會(huì)出現(xiàn)土地撂荒情況），或者是采用由曲線TP*所表示的更為先進(jìn)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)行生產(chǎn)，從而實(shí)現(xiàn)其收益最大化。可見，對(duì)于擁有不同耕地規(guī)模的生產(chǎn)者，不僅可能存在著技術(shù)效率差異，而且生產(chǎn)者所采用的技術(shù)前沿面也可能存在顯著不同。

三、門限面板模型的隨機(jī)前沿分析框架

由于技術(shù)效率估計(jì)依賴于一個(gè)同質(zhì)生產(chǎn)函數(shù)定義的技術(shù)前沿面，而我們無(wú)法確定不同耕地規(guī)模的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率差異是由技術(shù)前沿面不同還是由技術(shù)效率差異所導(dǎo)致的。門限面板模型是解決這一問(wèn)題的有效方法。本文構(gòu)建一個(gè)包含多個(gè)門限值的固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型，基于格點(diǎn)搜索方法估計(jì)門限參數(shù)，并利用Hansen[15]提出的自助程序法和LR統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)門限效應(yīng)的存在性。下面僅以存在兩種前沿生產(chǎn)技術(shù)（對(duì)應(yīng)一個(gè)門限值）為例，介紹門限面板隨機(jī)前沿模型：

3.門限參數(shù)的置信區(qū)間

在門限效應(yīng)存在的情況下，對(duì)門限參數(shù)提供一個(gè)置信集是非常有用的，因?yàn)檫@將增強(qiáng)結(jié)果的解釋能力。然而，由于門限參數(shù)估計(jì)值的漸進(jìn)分布是高度非標(biāo)準(zhǔn)的，導(dǎo)致對(duì)于有限樣本，基于t統(tǒng)計(jì)量的置信集并不可靠。Hansen[18]提出了基于反轉(zhuǎn)似然比檢驗(yàn)的參數(shù)γ的置信集估計(jì)，考慮在零假設(shè)H0（γ0）：γ=γ0下的檢驗(yàn)，γ0是γ定義域內(nèi)的任意給定值。定義LR統(tǒng)計(jì)量為：

LRF（γ0）=（SF（γ0）-SF（F））/2vF（13）

統(tǒng)計(jì)量LRF（γ0）的漸進(jìn)分布為F（x）=（1-exp（-x/2））2，在顯著水平α（0<α<1）下的臨界值可表示為c（α）=-2ln（1-1-α）。當(dāng)有LRF（γ0）>c（α）時(shí)，則在顯著水平α下的漸進(jìn)檢驗(yàn)將拒絕零假設(shè)H0（γ0）。γ的一個(gè)（1-α）水平下的置信區(qū)間可以由LR檢驗(yàn)的“非拒絕區(qū)間”定義：

CS（γ；α）={γ0：LRF（γ0）≤c（α）}（14）

單一門限面板模型的參數(shù)估計(jì)和檢驗(yàn)過(guò)程可以很容易推廣到多個(gè)門限的情況，其基本思路為：在門限參數(shù)γ的定義域內(nèi)，首先按由小到大次序搜索第一個(gè)門限值，其次對(duì)定義域內(nèi)大于第一個(gè)門限值的參數(shù)γ的子集，繼續(xù)按由小到大次序搜索第二個(gè)門限值，繼續(xù)此過(guò)程，直到檢驗(yàn)不再存在門限值為止。詳細(xì)內(nèi)容不再累述，證明參見Hansen[15]的文獻(xiàn)。

四、農(nóng)業(yè)前沿生產(chǎn)技術(shù)采用的門限效應(yīng)

由于耕地規(guī)模會(huì)影響到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)采用，假設(shè)所有生產(chǎn)決策單元面對(duì)相同的生產(chǎn)可能性邊界將導(dǎo)致模型設(shè)定誤差[11]。因此，在經(jīng)驗(yàn)研究中，利用實(shí)際數(shù)據(jù)檢驗(yàn)耕地規(guī)模門限效應(yīng)的存在性，并基于不同技術(shù)前沿面測(cè)算技術(shù)效率更具合理性。

1.變量選擇及數(shù)據(jù)描述

為檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)采用的門限效應(yīng)，考慮到不同省份農(nóng)業(yè)的相對(duì)重要性及數(shù)據(jù)可獲得性，本文選取2001—2012年20個(gè)主要農(nóng)業(yè)省份（分別為江蘇、浙江、廣東、遼寧、福建、山東、河北、吉林、湖北、湖南、河南、江西、內(nèi)蒙古、陜西、黑龍江、山西、新疆、四川、安徽和廣西。）275個(gè)地級(jí)市樣本作為研究對(duì)象，數(shù)據(jù)集中共包括3 300個(gè)觀測(cè)值。產(chǎn)出變量為農(nóng)業(yè)增加值Y（億元），用農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格指數(shù)（2012年=100）對(duì)其進(jìn)行平減從而消除價(jià)格因素影響；投入變量包括農(nóng)作物播種面積S（萬(wàn)公頃）、農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)L（萬(wàn)人）、農(nóng)用機(jī)械總動(dòng)力K（萬(wàn)千瓦）和化肥施用量V（按折純量計(jì)算，萬(wàn)噸），有效灌溉率x被用作控制變量，選擇勞均耕地面積S（畝/人）作為衡量耕地規(guī)模的門限變量，數(shù)據(jù)來(lái)源于各省相應(yīng)年份的《統(tǒng)計(jì)年鑒》。表1給出各變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)受耕地面積、自然資源、氣候條件和生產(chǎn)投入等諸多因素影響，其中，耕地面積是影響地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展的最關(guān)鍵要素。然而，由于中國(guó)地級(jí)市領(lǐng)土劃分主要依據(jù)于歷史繼承和行政管理的需要，致使不同地區(qū)的耕地面積差別很大。表1中的數(shù)據(jù)顯示，最大播種面積為228.75萬(wàn)公頃（黑龍江齊齊哈爾），最小的僅為0.45萬(wàn)公頃（湖北神農(nóng)架）。自改革開放以來(lái)，中國(guó)一直實(shí)行以戶為生產(chǎn)單位的農(nóng)業(yè)土地制度，農(nóng)村家庭所擁有的耕地面積是由其所在村莊的耕地總面積按家庭人口數(shù)平均分配得到，這導(dǎo)致不同地區(qū)農(nóng)戶的生產(chǎn)規(guī)模亦存在巨大差異。其中，勞均耕地面積最大的為137.51畝/人（黑龍江大興安嶺），而最小的僅為0.59畝/人（四川南充）。由于中國(guó)存在大量的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力，導(dǎo)致勞均耕地面積遠(yuǎn)小于世界發(fā)達(dá)國(guó)家，且其分布呈現(xiàn)出明顯的左偏特征，除少部分地區(qū)耕地資源較為富裕外，大多數(shù)地區(qū)家庭耕地規(guī)模偏小，2012年勞均耕地面積3畝以下的占30.35%，勞均耕地面積3—9畝的占53.04%。不同的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模不僅導(dǎo)致要素投入和產(chǎn)出存在巨大差異，而且也會(huì)間接影響農(nóng)戶的生產(chǎn)技術(shù)采用決策。

2.門限效應(yīng)檢驗(yàn)與模型設(shè)定

本文利用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)建門限面板模型?？紤]到在現(xiàn)實(shí)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中化肥施用量對(duì)耕地規(guī)模的依賴性較弱，因此，設(shè)定播種面積、勞動(dòng)力和機(jī)械總動(dòng)力三種投入要素為自變量，農(nóng)田灌溉為控制變量。另外，門限面板模型形式的具體設(shè)定還依賴于門限值的個(gè)數(shù)，基于從一般到特殊的原則，首先，估計(jì)包含三個(gè)門限參數(shù)的門限面板模型（由于該模型與下文給出的兩門限面板模型形式類似，這里不再給出該模型具體形式），以及式（9）給出的不具有門限效應(yīng)的面板模型。其次，利用式（10）計(jì)算各門限參數(shù)對(duì)應(yīng)的似然比（LR）統(tǒng)計(jì)量。最后，基于式（11）定義的自助抽樣法過(guò)程和式（12）定義的p值計(jì)算公式確定LR統(tǒng)計(jì)量臨界值，重復(fù)抽樣次數(shù)B=500。門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2的最后三列分別給出了在10%、5%和1%的顯著水平上利用自助抽樣法獲得的LR統(tǒng)計(jì)量的臨界值，第二列為利用實(shí)際數(shù)據(jù)計(jì)算的似然比（LR）統(tǒng)計(jì)量值，第三列為各LR統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的自助p值。表2中的結(jié)果表明，對(duì)于第一個(gè)和第二個(gè)門限值，在5%的顯著水平上拒絕原假設(shè)H0：不存在門限效應(yīng)；對(duì)于第三個(gè)門限值無(wú)法拒絕

原假設(shè)，即不存在第三個(gè)門限值。本文基于兩門限面板模型（即整個(gè)樣本集合中存在拒絕原假設(shè)，即不存在第三個(gè)門限值）。因此，本文基于兩門限面板模型（即整個(gè)樣本集合中存在三種不同的生產(chǎn)技術(shù)前沿面）來(lái)測(cè)度農(nóng)業(yè)技術(shù)效率，模型的具體形式由式（15）給出：

lnYit=α+βVlnVit+（βS1lnSit+βL1lnLit+βK1lnKit+βx1xit）I（sit≤γ1）+（βS2lnSit+βL2lnLit+βK2lnKit+βx2xit）I（γ1γ2）-ui+vit（15）

其中，i=1， 2， …， N表示個(gè)體；t=1， 2， …， T表示時(shí)間；Yit為農(nóng)業(yè)增加值，Sit為播種面積；Lit為農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)，Kit為農(nóng)用機(jī)械總動(dòng)力，Vit為化肥施用量，xit為有效灌溉率，勞均耕地面積sit為門限變量。參數(shù)βSj、βLj、βKj和βxj，j=1， 2， 3，分別為不同模式下的投入要素產(chǎn)出彈性，其他相關(guān)說(shuō)明與式（1）相同，這里不再贅述。

3.門限面板模型參數(shù)估計(jì)

本文利用2001—2012年中國(guó)20個(gè)主要農(nóng)業(yè)省份275個(gè)地級(jí)市的農(nóng)業(yè)面板數(shù)據(jù)，使用格點(diǎn)搜索方法，基于式（5）和式（6）估計(jì)模型（15）中的參數(shù)β，基于式（7）和式（14）估計(jì)門限參數(shù)γ及其95%水平上的置信區(qū)間。由于樣本量較大NT=3 300，在整個(gè)定義域內(nèi)優(yōu)化搜索門限參數(shù)γ對(duì)運(yùn)算過(guò)程有很大限制，本文在這里采用一種簡(jiǎn)化但對(duì)結(jié)果幾乎沒(méi)有影響的搜索方法，可以大幅減少搜索執(zhí)行回歸分析的數(shù)量。對(duì)門限參數(shù)的搜索僅限于勞均耕地面積sit的特定分位數(shù)，實(shí)證中使用的網(wǎng)格{1.00%， 1.25%， 1.50%， 1.75%， 2.00%， …， 99.00%}共包括393個(gè)分位數(shù)。使用Matlab程序估計(jì)模型參數(shù)，計(jì)算結(jié)果如表3所示。

表3中的結(jié)果顯示，第一個(gè)門限參數(shù)值為4.76，第二個(gè)門限參數(shù)值為10.54，兩參數(shù)值均在1%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著，兩個(gè)門限參數(shù)將柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的影響機(jī)制區(qū)分為三種情況。上述結(jié)論符合經(jīng)濟(jì)學(xué)直觀，當(dāng)一個(gè)勞動(dòng)力需要耕種的土地面積較小時(shí)（小于4.76畝），由于其可以通過(guò)傳統(tǒng)方式來(lái)完成生產(chǎn)，出于降低投入成本角度考慮，他將選擇減少農(nóng)用機(jī)械投資的決策（當(dāng)耕地過(guò)于細(xì)碎時(shí)，使用大型農(nóng)用機(jī)械也是不可行的）；而單個(gè)勞動(dòng)力耕種土地面積較大時(shí)（大于10.54畝），通過(guò)傳統(tǒng)方式來(lái)完成生產(chǎn)已經(jīng)不再現(xiàn)實(shí)，且規(guī)?；a(chǎn)誘使農(nóng)民對(duì)投入回報(bào)具有較高預(yù)期，其有必要也有動(dòng)力采用更為先進(jìn)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)。化肥施用量對(duì)產(chǎn)出的影響作用與門限變量無(wú)關(guān)，影響系數(shù)為0.22，且統(tǒng)計(jì)顯著，這與理論預(yù)期相一致。農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)、農(nóng)用機(jī)械總動(dòng)力和有效灌溉率對(duì)產(chǎn)出的影響作用被門限

變量區(qū)分為三種機(jī)制。其中，農(nóng)作物播種面積在三種不同機(jī)制下對(duì)產(chǎn)出影響均顯著為正，表明對(duì)于三種區(qū)制，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)在各自的技術(shù)前沿面下均未達(dá)到土地投入的最優(yōu)點(diǎn)，因此，增加土地要素投入有助于提高產(chǎn)出。當(dāng)4.7610.54時(shí)影響系數(shù)最小為0.48。對(duì)于擁有中等耕地規(guī)模的農(nóng)戶而言，已經(jīng)具備使用先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)的自然條件，但生產(chǎn)規(guī)模相對(duì)不足限制了農(nóng)民的增收能力，需要根據(jù)預(yù)期的收支情況有選擇性地增加技術(shù)投入。因此，當(dāng)其有條件擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模時(shí)，將同時(shí)產(chǎn)生資源配置優(yōu)化效應(yīng)和技術(shù)擴(kuò)張效應(yīng)，有利于促進(jìn)產(chǎn)出增長(zhǎng)。當(dāng)農(nóng)戶擁有的耕地規(guī)模較小時(shí)（sit≤4.76），傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式要求耕地投入增加與勞動(dòng)投入增加相匹配，否則將造成耕地的粗放式經(jīng)營(yíng)。而此類農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入已不再是家庭收入的主要來(lái)源，農(nóng)民更愿意將勞動(dòng)投入到回報(bào)率更高的非農(nóng)活動(dòng)中，從而導(dǎo)致土地的回報(bào)率下降。當(dāng)農(nóng)戶擁有的耕地規(guī)模較大時(shí)（sit>10.54），土地已不再是制約農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展的瓶頸，土地的產(chǎn)出效應(yīng)更多取決于各種資源的配置效率，而這恰好是中國(guó)從傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)過(guò)渡過(guò)程中急需解決的一個(gè)關(guān)鍵問(wèn)題。大規(guī)模農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的資源配置無(wú)效率是導(dǎo)致土地產(chǎn)出彈性偏低的主要原因。在三種機(jī)制下，農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)增加對(duì)產(chǎn)出具有負(fù)向影響（或者不顯著），表明中國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力過(guò)剩情況仍較為嚴(yán)重。統(tǒng)計(jì)資料顯示，2012年中國(guó)人均耕地面積僅為0.53公頃，日本為2.64公頃，美國(guó)為63.82公頃，加拿大為132.36公頃，數(shù)據(jù)來(lái)源于2013年《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。耕地資源短缺將是長(zhǎng)期抑制中國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展的最主要因素。農(nóng)用機(jī)械總動(dòng)力在三種機(jī)制下的作用效果差別較大，對(duì)于大、中等耕地規(guī)模的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)情況，機(jī)械資本投入能夠顯著促進(jìn)產(chǎn)出增加，且有Sit>10.54時(shí)的資本產(chǎn)出彈性（0.33）要大于4.76

進(jìn)一步，本文利用估計(jì)的門限值對(duì)樣本城市分類，表4中給出了2001—2012年樣本中國(guó)275個(gè)地級(jí)市勞均耕地面積變動(dòng)的統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果。從表4可以看出，對(duì)于情形Ⅰ，地級(jí)市數(shù)量雖然在總體上呈現(xiàn)出略微減小的規(guī)律但波動(dòng)特征也較為突出；對(duì)于情形Ⅱ，地級(jí)市數(shù)量下降的趨勢(shì)非常明顯，在整個(gè)樣本區(qū)間內(nèi)城市數(shù)量共減少53個(gè)；對(duì)于情形Ⅲ，地級(jí)市數(shù)量從2001年的65個(gè)增加到2012年的131個(gè)，整體農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模不斷擴(kuò)大已是不爭(zhēng)的事實(shí)。2000年以來(lái)，隨著工業(yè)化、城鎮(zhèn)化進(jìn)程加快，大量農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力為獲取更高的要素回報(bào)開始向二三產(chǎn)業(yè)部門流動(dòng)，部分農(nóng)村家庭由于缺少勞動(dòng)力導(dǎo)致了土地的粗放經(jīng)營(yíng)甚至撂荒現(xiàn)象，這是勞均耕地面積增加的一個(gè)原因。同時(shí)，在中國(guó)耕地資源總體趨緊的大前提下，農(nóng)民基于理性考慮會(huì)選擇租賃方式來(lái)重新配置土地，種糧和養(yǎng)殖大戶為追求規(guī)模效益和提高生產(chǎn)效率向其他農(nóng)戶承租土地，這是導(dǎo)致勞均耕地面積增加的另一個(gè)原因。近年來(lái)，中國(guó)政府一直在大力倡導(dǎo)土地流轉(zhuǎn)以提高土地利用效率，各地區(qū)紛紛出臺(tái)相關(guān)的土地政策和措施，并對(duì)土地流轉(zhuǎn)進(jìn)行經(jīng)濟(jì)補(bǔ)貼，各地區(qū)的土地流轉(zhuǎn)速度明顯加快，一些地區(qū)較大規(guī)模的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式正逐步形成，為先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)采用提供了條件。

五、農(nóng)業(yè)技術(shù)效率測(cè)算結(jié)果的匯總分析

本文利用表3中的門限面板模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果以及式（8）計(jì)算不同耕地規(guī)模情況下的農(nóng)業(yè)技術(shù)前沿（經(jīng)過(guò)標(biāo)準(zhǔn)化處理）和技術(shù)效率，匯總結(jié)果如表5所示。另外，在表5的最后一列還給出了利用線性面板模型測(cè)算的技術(shù)效率匯總結(jié)果，用來(lái)對(duì)比分析基于不同技術(shù)前沿假設(shè)和基于單一技術(shù)前沿假設(shè)下，測(cè)算的技術(shù)效率結(jié)果的差異特征。

表5中的統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，情形Ⅰ、情形Ⅱ和情形Ⅲ的技術(shù)前沿面分別為0.56、0.91和1.00，越大的勞均耕地面積對(duì)應(yīng)于越高的技術(shù)前沿水平，上述結(jié)論與本文的理論預(yù)期相一致。情形Ⅰ的技術(shù)前沿水平要遠(yuǎn)低于情形Ⅱ和情形Ⅲ，表明耕地規(guī)模過(guò)小確實(shí)對(duì)農(nóng)戶采用先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)具有明顯的抑制作用。21世紀(jì)以來(lái)，隨著非農(nóng)收入占農(nóng)村家庭收入比重的大幅提升，農(nóng)戶（尤其是耕地規(guī)模偏小的農(nóng)村家庭）將更多的精力投入到非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)中，這一方面有利于農(nóng)民增收，但另一方面，由于中國(guó)土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)還有待完善，農(nóng)民很難將自己承包的土地流轉(zhuǎn)出去，使得農(nóng)村“半工半耕”、“男工女耕”的農(nóng)戶兼業(yè)化現(xiàn)象較為普遍。兼業(yè)生產(chǎn)在某種程度上阻礙了農(nóng)業(yè)發(fā)展，削弱了農(nóng)民對(duì)生產(chǎn)投資和先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)采用的積極性。規(guī)?；a(chǎn)有助于促進(jìn)前沿技術(shù)采用，但相比較而言，情形Ⅲ的技術(shù)前沿水平僅略高于情形Ⅱ，表明與更大規(guī)模（情形Ⅲ）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)相匹配的技術(shù)采用情況并不理想，主要原因在于中國(guó)糧食生產(chǎn)的比較收益長(zhǎng)期偏低，為降低成本并減少風(fēng)險(xiǎn)，農(nóng)民對(duì)投資量大、見效時(shí)限長(zhǎng)且預(yù)期收益不確定的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)采用的動(dòng)力不足。

比較門限面板模型在三種情形下測(cè)算的技術(shù)效率，我們發(fā)現(xiàn)小規(guī)模農(nóng)業(yè)生產(chǎn)（情形Ⅰ）的技術(shù)效率均值（0.93）最大，且分布較為集中（極差為0.13），這一結(jié)果與中國(guó)農(nóng)業(yè)現(xiàn)實(shí)并不違背，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制實(shí)行以來(lái)，小農(nóng)生產(chǎn)方式經(jīng)過(guò)多年發(fā)展，在小規(guī)模耕地上的技術(shù)應(yīng)用基本上已經(jīng)成熟，接近技術(shù)前沿水平，進(jìn)一步提升的潛力相對(duì)較小。大規(guī)模農(nóng)業(yè)生產(chǎn)（情形Ⅲ）的技術(shù)效率均值（0.77）最小，且分布的離散程度更高（極差為0.45）。目前，中國(guó)正處于由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變的過(guò)渡時(shí)期，適用于大規(guī)模農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的先進(jìn)技術(shù)的普及與應(yīng)用急需政府支持，此外，大量農(nóng)村中受教育程度較高的中青年勞動(dòng)力向城市遷移，使得生產(chǎn)中的管理問(wèn)題較為突出。而各地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不均衡以及地方政府對(duì)農(nóng)業(yè)的重視程度不同會(huì)導(dǎo)致地區(qū)間農(nóng)業(yè)投入和技術(shù)應(yīng)用的巨大差異，經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)采用受到諸多限制，對(duì)整體技術(shù)效率提升具有負(fù)向貢獻(xiàn)，是造成大規(guī)模農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率偏低的主要原因。進(jìn)一步，考察三種情形下的全要素生產(chǎn)率（定義為技術(shù)前沿面與技術(shù)效率的乘積），其值分別為0.52、0.73和0.77，這表明盡管大規(guī)模農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的技術(shù)效率偏低，但由于采用了更為先進(jìn)的前沿技術(shù)，導(dǎo)致其對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的正向促進(jìn)作用更強(qiáng)并且具有更大的提升空間。表5的最后一列給出了利用線性面板模型計(jì)算的技術(shù)效率結(jié)果，其技術(shù)效率均值（0.51）要遠(yuǎn)小于門限面板模型的測(cè)算結(jié)果，且分布的離散程度也最高（極差為0.73）。出現(xiàn)這一結(jié)果并不意外，因?yàn)榫€性面板模型假設(shè)不同耕地規(guī)模對(duì)應(yīng)相同的技術(shù)前沿面，而對(duì)于具有低的技術(shù)前沿面的個(gè)體而言，這一錯(cuò)誤設(shè)定使得測(cè)算的技術(shù)無(wú)效率項(xiàng)中不僅包含效率損失，還包含了兩個(gè)技術(shù)前沿面間的技術(shù)差距。

六、結(jié)論與政策建議

測(cè)算農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率時(shí)，在橫截面或者面板數(shù)據(jù)集中耕地規(guī)模的異質(zhì)性已成為影響估計(jì)結(jié)果準(zhǔn)確程度的一個(gè)主要問(wèn)題。筆者通過(guò)構(gòu)建門限面板隨機(jī)前沿分析框架來(lái)解決這一問(wèn)題，統(tǒng)計(jì)推斷方法是由Hansen[15]提出的，該方法允許有多個(gè)門限值存在。影響門限效應(yīng)檢驗(yàn)的主要問(wèn)題是門限參數(shù)在零假設(shè)下沒(méi)有定義，筆者利用自助法來(lái)模擬似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的非標(biāo)準(zhǔn)分布，并基于檢驗(yàn)反轉(zhuǎn)方法確定門限參數(shù)的置信區(qū)間。

利用2001—2012年中國(guó)20個(gè)主要農(nóng)業(yè)省份的275個(gè)地級(jí)市樣本數(shù)據(jù)估計(jì)固定效應(yīng)門限面板模型，發(fā)現(xiàn)門限效應(yīng)確實(shí)存在，兩個(gè)門限值（4.76和10.54）將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模區(qū)分為三種情況。對(duì)比分析結(jié)果顯示：第一，化肥施用量、灌溉率和播種面積等要素投入對(duì)產(chǎn)出具有顯著的正向影響，而勞動(dòng)力要素對(duì)產(chǎn)出具有負(fù)向影響，資本要素對(duì)小規(guī)模農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的作用不顯著，但對(duì)中、大等規(guī)模農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有正向作用，且耕地規(guī)模越大作用效果越顯著。第二，總的來(lái)看，各地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模均呈現(xiàn)出不斷擴(kuò)大的變動(dòng)趨勢(shì)，勞均耕地面積大于10.54畝的地級(jí)市個(gè)數(shù)從2001年的65個(gè)增加到2012年的131個(gè)。第三，越大的耕地規(guī)模對(duì)應(yīng)于越高的技術(shù)前沿面，但同時(shí)也具有更多的技術(shù)效率損失。在整個(gè)樣本期間，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模不斷擴(kuò)大，而與之相適應(yīng)的現(xiàn)代生產(chǎn)技術(shù)和管理手段還不完善，因此，造成技術(shù)效率損失是在所難免的。但總的來(lái)說(shuō)，耕地規(guī)模越大則農(nóng)業(yè)TFP對(duì)產(chǎn)出的拉動(dòng)作用越強(qiáng)。第四，基于線性面板模型測(cè)算的技術(shù)效率要遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于門限面板模型，這是由線性面板模型設(shè)定所有地區(qū)的技術(shù)前沿面均相同所導(dǎo)致的。

為擴(kuò)大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模，促進(jìn)前沿技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率提高，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收和糧食增產(chǎn)，結(jié)合本文的研究結(jié)論，基于此筆者給出如下政策建議：

1.促進(jìn)農(nóng)村土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)，建立以家庭農(nóng)場(chǎng)為生產(chǎn)單元的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)模式

通過(guò)土地流轉(zhuǎn)改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)，促使承租土地農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)規(guī)?；?jīng)營(yíng)，采用先進(jìn)的農(nóng)業(yè)技術(shù)和科學(xué)管理手段，從而提高種糧收益和國(guó)際市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力。為此，政府應(yīng)該實(shí)施和完善以下內(nèi)容：第一，規(guī)范土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)，建立與土地流轉(zhuǎn)相關(guān)的評(píng)估、咨詢和公證機(jī)構(gòu)，為土地供求雙方提供信息服務(wù)，降低土地流轉(zhuǎn)成本。第二，為吸引更多農(nóng)民進(jìn)入流轉(zhuǎn)，財(cái)政應(yīng)該對(duì)流出土地的農(nóng)戶進(jìn)行補(bǔ)貼，相當(dāng)于國(guó)家承擔(dān)了一部分地租，從而增加土地流轉(zhuǎn)供給。第三，健全和完善農(nóng)村金融體系，鼓勵(lì)土地流轉(zhuǎn)與金融領(lǐng)域改革相結(jié)合，為農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)提供資金支持。

2.在促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣的基礎(chǔ)上，著力于提升農(nóng)民的勞動(dòng)技能和管理能力

第一，充分發(fā)揮各級(jí)農(nóng)業(yè)研究機(jī)構(gòu)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的技術(shù)支持功能，鼓勵(lì)農(nóng)業(yè)技術(shù)人員深入到農(nóng)村基層，負(fù)責(zé)先進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的推廣與普及工作。第二，大力發(fā)展農(nóng)村的職業(yè)技術(shù)教育，不僅要注重農(nóng)民的勞動(dòng)技能培訓(xùn)，更需要注重提升農(nóng)民的規(guī)?；?jīng)營(yíng)意識(shí)，以及與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)相匹配的生產(chǎn)組織能力和管理能力。

3.加強(qiáng)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，降低生產(chǎn)技術(shù)采用成本

作為一種公共物品，農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施長(zhǎng)期缺失和不足使得農(nóng)戶采用前沿生產(chǎn)技術(shù)的機(jī)會(huì)成本過(guò)高，而經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)在短期內(nèi)沒(méi)有能力提供與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)相適應(yīng)的基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)，這是經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)技術(shù)效率偏低的主要原因。解決這一問(wèn)題的途徑包括：第一，建立農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施投資的長(zhǎng)效機(jī)制，加強(qiáng)中央和地方各級(jí)政府的財(cái)政轉(zhuǎn)移支付力度。第二，完善政府與私營(yíng)部門的合作模式，制定相關(guān)政策調(diào)動(dòng)社會(huì)資源向經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施投資的積極性。第三，組織農(nóng)戶參與基礎(chǔ)設(shè)施管理，建立和完善村級(jí)管理制度，是提高農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和管理效益的重要途徑，也是實(shí)現(xiàn)公平與公正的有效措施。

參考文獻(xiàn)：

[1] 趙蕾，楊向陽(yáng)，王懷明.改革以來(lái)中國(guó)省際農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的收斂性分析[J].南開經(jīng)濟(jì)研究， 2007，（1）：107-116.

[2] McMillan，J.，Whalley，J.，Zhu，L.The Impact of Chinas Economic Reforms on Agricultural Productivity Growth[J]. Journal of Political Economy，1989，97（4）： 781-807.

[3] Fan，S.G.Effects of Technological Change and Institutional Reform on Production Growth in Chinese Agriculture[J]. American Journal of Agricultural Economics，1991，73（2）：266-275.

[4] Yao，S.，Liu，Z.，Zhang，Z.Spatial Differences of Grain Production Efficiency in China，1987-1992[J]. Economics of Planning，2001，34（2）：139-157.

[5] Jin，S.Q.，Ma，H.Y.，Huang，J.K.，Hu，R.F.，Scott，R.Productivity，Efficiency and Technical Change： Measuring the Performance of Chinas Transforming Agriculture[J].Journal of Productivity Analysis， 2010，33（3）：191-207.

[6] 錢良信.中部地區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率及其影響因素研究[J].安徽農(nóng)業(yè)科學(xué)，2010，38（18）：9826-9828.

[7] 石慧，孟令杰，王懷明.中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的地區(qū)差距及波動(dòng)性研究——基于隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)的分析[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2008，（3）：20-33.

[8] Ito，J.Inter-Regional Difference of Agricultural Productivity in China：Distinction between Biochemical and Machinery Technology[J].China Economic Review，2010，21（3）：394-410.

[9] 方鴻.中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率研究：基于省級(jí)層面的測(cè)度、發(fā)現(xiàn)與解釋[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2010，（1）： 34-41.

[10] 陳飛.我國(guó)糧食生產(chǎn)的技術(shù)推進(jìn)模式及影響機(jī)制研究[J].數(shù)學(xué)的實(shí)踐與認(rèn)識(shí)，2014，44（7）： 147-160.

[11] Tian，X.，Yu，X.The Enigmas of TFP in China： A Meta-Analysis[J].China Economic Review， 2012，23（2）：396-414.

[12] Battese，G.E.，Rao，D.S.P.，ODonnell，C.J.A Meta-Frontier Frameworks Production Function for Estimation of Technical Efficiency and Technology Gap for Firms Operating under Different Technology[J].Journal of Productivity Analysis，2004，21（1）：91-103.

[13] 杜文杰.農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的政策差異研究——基于時(shí)不變閾值面板隨機(jī)前沿分析[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2009，（9）：107-118.

[14] 梁流濤，耿鵬旭.中國(guó)省域農(nóng)業(yè)共同邊界技術(shù)效率差異分析[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2012， 22（12）：94-100.

[15] Hansen，B.E.Threshold Effects in Non-Dynamic Panels：Estimation，Testing， and Inference[J].Journal of Econometrics，1999，93（2）：345-368.

[16] Schmidt，P.，Sickles，R.C.Production Frontiers and Panel Data[J].Journal of Business and Economic Statistics，1984，2（4）：367-374.

[17] Davies，R.B.Hypothesis Eesting when a Nuisance Parameter Is Present only under the Alternative[J]. Biometrika，1987，74（1）：33-43.

[18] Hansen，B.E.Sample Splitting and Threshold Estimation[J].Econometrica，2000，68（3）：575-604.

（責(zé)任編輯：劉 艷）