《表3 农户粮食作物产值技术无效率项随机前沿生产函数估计结果》

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《农户加入农民合作社对粮食生产率的影响:一个农户模型及实证分析》

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注:括号外的数字为估计系数，括号内的数字为该系数下的t值；*、**、***分别代表10%、5%、1%显著性水平。

从表3的估计结果可以得出，是否是农民合作社社员这一变量在模型（1）～模型（4）中，估计系数均为负，均通过了1%水平下的显著性检验，这说明农户加入合作社能够显著提升农户粮食作物生产率水平，并且估计结果是稳健的。农户非农产业收入对数这一变量在模型（1）～模型（4）中的估计结果均为负，估计系数为-0.014～-0.008，通过了1%或5%水平下的显著性检验，这说明农户从事第二、三产业获得收入能够提升农户粮食作物的生产率水平。充分发挥第一、二、三产融合，是提升农户粮食作物生产率水平的一条有效途径。是否接触互联网变量在模型（1）～模型（4）中的估计系数为负，均通过了1%水平下显著性检验，这说明农户接触互联网能够实现生产率水平的提升。因此，大力发展新业态是实现农户粮食作物生产率水平提升的重要路径。模型（1）～模型（4）中农户家庭劳动力基本情况中老龄劳动力个数和女性劳动力个数的估计系数分别为正和负，均通过了1%或5%水平下显著性检验，这说明农业生产的老龄化不利于粮食作物生产率水平的提升，而女性化则有助于提高农户粮食作物生产率水平。老龄化的劳动力因生理因素和年龄因素，难以接受新技术、掌握新方法，无法实现农户粮食作物生产率水平的提升，而女性化则可以通过借助农业社会化服务以及农业生产性服务等多种渠道方式进行农业生产。农户家庭外出务工时间比例这一变量在模型（1）～模型（4）中的估计系数均为负，通过了1%水平下显著性检验，这说明农户外出务工并不会对粮食作物生产产生负面影响，这一结论与Chen等（2009）的研究结论相一致。模型（1）～模型（4）中农产品销售比例变量估计系数均为负，通过了1%水平下显著性检验，这说明农产品销售比例的提升将有助于提高农户粮食作物生产率。完善农户流通环节，拓宽农产品产业链、延伸价值链，促使农户加入价值链，分享价值增值，进而农户粮食作物生产率水平得到提升。氮肥施用比例变量在模型（1）～模型（4）中的估计系数均为正，均通过了1%的显著性水平检验，这说明当前中国粮食作物生产过程中农户氮元素投入呈现出过量的现象，需警惕其对农业生产的不利影响。模型（1）～模型（4）中，是否是党员这一变量的估计系数均为负，也均通过1%水平下显著性检验，表明农户的政治身份能够实现农户粮食作物生产率水平的提升。党员作为农户的一种政治身份，能够借助自身的关系网络，获得广泛的资源，增强自身收入水平（程名望等，2016）。模型（1）～模型（4）中年份虚拟变量部分没有通过显著性水平检验，这说明技术变化能够提升农户粮食作物生产率水平，但效果并不十分显著。模型（2）和模型（4）中农户土地经营规模对数和土地经营规模对数平方项的估计系数分别为正数和负数，均通过了1%水平下显著性检验，说明农户土地经营规模变量与农户粮食作物生产率水平二者的关系是正“U”形，即随着规模的扩大，粮食作物生产率水平呈现出先下降后上升的趋势，这一结论与Newell等（1977）和张忠明和钱文荣（2010）的观点相一致，扩大农户土地经营规模将充分发挥规模经营优势，可以预期的是新型农业经营主体将是未来的发展趋势。