全 文 ：书犇犗犐：１０．１１６８６／犮狔狓犫２０１４３６０ 犺狋狋狆：／／犮狔狓犫．犾狕狌．犲犱狌．犮狀
曲云鹤，余成群，孙维，武俊喜，李少伟．基于随机前沿生产函数法的饲草生产技术效率测算及影响因素分析———以西藏“一江两河”地区为例．草业
学报，２０１５，２４（１０）：７０７９．
ＱＵＹｕｎＨｅ，ＹＵＣｈｅｎｇＱｕｎ，ＳＵＮＷｅｉ，ＷＵＪｕｎＸｉ，ＬＩＳｈａｏＷｅｉ．Ｕｓｅｏｆｔｈｅｓｔｏｃｈａｓｔｉｃｆｒｏｎｔｉｅｒｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎｆｕｎｃｔｉｏｎｉｎａｔｅｃｈｎｉｃａｌｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙａｎａｌｙ
ｓｉｓｏｆｇｒａｓｓｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎ：Ａｎｅｘａｍｐｌｅｆｒｏｍｔｈｅ“ＯｎｅＲｉｖｅｒａｎｄＴｗｏＴｒｉｂｕｔａｒｉｅｓ”ｒｅｇｉｏｎｏｆＴｉｂｅｔ．ＡｃｔａＰｒａｔａｃｕｌｔｕｒａｅＳｉｎｉｃａ，２０１５，２４（１０）：７０７９．
基于随机前沿生产函数法的饲草生产技术效率测算及
影响因素分析———以西藏“一江两河”地区为例
曲云鹤，余成群，孙维，武俊喜，李少伟
（中国科学院地理科学与资源研究所，生态系统网络观测与模拟重点实验室，北京１００１０１）
摘要：以西藏“一江两河”地区农户调研数据为基础，运用随机前沿生产函数估算农户饲草生产技术效率及影响因
素，并从饲草类别、农业规模和地区分布３个维度进一步分析技术效率的增产空间。结果显示，饲草生产存在显著
效率损失，提高生产效率，单产还有近３０％的增长空间；投入要素劳动、种子、燃料、农家肥、化肥和土地产出弹性分
别为０．１４２３，０．２１９７，０．１３０９，０．２６００，０．２２６５和０．０２０６；品种差异是饲草技术效率最主要影响因素，农业规模和流
动资金要素对饲草生产效率提高产生间接负向影响，人力资本和农业综合生产能力要素对饲草生产效率影响不显
著。释放饲草生产技术效率增产空间，可采取推广普及豆科饲草生产技术、扩大饲草种植规模、各地区（特别是拉
萨地区）进一步明确适宜引种的饲草品种等策略。
关键词：随机前沿生产函数；饲草生产技术效率；西藏“一江两河”地区　　
犝狊犲狅犳狋犺犲狊狋狅犮犺犪狊狋犻犮犳狉狅狀狋犻犲狉狆狉狅犱狌犮狋犻狅狀犳狌狀犮狋犻狅狀犻狀犪狋犲犮犺狀犻犮犪犾犲犳犳犻犮犻犲狀犮狔犪狀犪犾狔狊犻狊狅犳
犵狉犪狊狊狆狉狅犱狌犮狋犻狅狀：犃狀犲狓犪犿狆犾犲犳狉狅犿狋犺犲“犗狀犲犚犻狏犲狉犪狀犱犜狑狅犜狉犻犫狌狋犪狉犻犲狊”狉犲犵犻狅狀狅犳
犜犻犫犲狋
ＱＵＹｕｎＨｅ，ＹＵＣｈｅｎｇＱｕｎ，ＳＵＮＷｅｉ，ＷＵＪｕｎＸｉ，ＬＩＳｈａｏＷｅｉ
犓犲狔犔犪犫狅狉犪狋狅狉狔狅犳犈犮狅狊狔狊狋犲犿犖犲狋狑狅狉犽犗犫狊犲狉狏犪狋犻狅狀犪狀犱犕狅犱犲犾犻狀犵，犐狀狊狋犻狋狌狋犲狅犳犌犲狅犵狉犪狆犺犻犮，犛犮犻犲狀犮犲狊犪狀犱犖犪狋狌狉犪犾犚犲狊狅狌狉犮犲狊犚犲
狊犲犪狉犮犺，犆犺犻狀犲狊犲犃犮犪犱犲犿狔狅犳犛犮犻犲狀犮犲狊，犅犲犻犼犻狀犵１００１０１，犆犺犻狀犪
犃犫狊狋狉犪犮狋：Ｂａｓｅｄｏｎｔｈｅａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｈｏｕｓｅｈｏｌｄｏｎｔｈｅｓｐｏｔｉｎｖｅｓｔｉｇａｔｉｏｎｄａｔａｃｏｌｅｃｔｅｄｉｎｔｈｅ“ＯｎｅＲｉｖｅｒａｎｄ
ＴｗｏＴｒｉｂｕｔａｒｉｅｓ”ＲｅｇｉｏｎｏｆＴｉｂｅｔ，ｗｅｅｓｔｉｍａｔｅｄｔｈｅｔｅｃｈｎｉｃａｌｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙｏｆｇｒａｓｓｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎｏｆａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ
ｈｏｕｓｅｈｏｌｄｓｕｓｉｎｇｔｈｅｓｔｏｃｈａｓｔｉｃｆｒｏｎｔｉｅｒｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎｆｕｎｃｔｉｏｎ．Ｔｈｉｓｍｅｔｈｏｄｅｓｔｉｍａｔｅｓｔｈｅｃｏｎｔｒｉｂｕｔｉｏｎｓｏｆｇｒａｓｓ
ｆａｍｉｌｙｄｉｆｆｅｒｅｎｃｅｓ，ｆａｒｍｓｉｚｅ，ａｎｄｒｅｇｉｏｎｄｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎｔｏｔｈｅｔｅｃｈｎｉｃａｌｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙｏｆｇｒａｓｓｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎ．Ｔｈｅｒｅｓｕｌｔｓ
ｉｎｄｉｃａｔｅｄｔｈａｔｔｈｅｒｅｉｓａｌｏｓｓｏｆｔｅｃｈｎｉｃａｌｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙｉｎｇｒａｓｓｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎｉｎｔｈｅ“ＯｎｅＲｉｖｅｒａｎｄＴｗｏＴｒｉｂｕｔａｒｉｅｓ”
ＲｅｇｉｏｎｏｆＴｉｂｅｔ．Ｔｈｅｙｉｅｌｄｐｅｒｍｕｃｏｕｌｄｉｎｃｒｅａｓｅｂｙａｐｐｒｏｘｉｍａｔｅｌｙ３０％ ｗｉｔｈｉｍｐｒｏｖｅｄｔｅｃｈｎｉｃａｌｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙ．
Ｔｈｅｏｕｔｐｕｔｅｌａｓｔｉｃｉｔｙｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔｓｗｉｔｈｒｅｓｐｅｃｔｔｏｉｎｐｕｔｆａｃｔｏｒｓｏｆｌａｂｏｒ，ｓｅｅｄｓ，ｆｕｅｌ，ｏｒｇａｎｉｃｆｅｒｔｉｌｉｚｅｒ，ｃｈｅｍｉｃａｌ
ｆｅｒｔｉｌｉｚｅｒ，ａｎｄｌａｎｄｗｅｒｅ０．１４２３，０．２１９７，０．１３０９，０．２６００，０．２２６５，ａｎｄ０．０２０６，ｒｅｓｐｅｃｔｉｖｅｌｙ．Ｇｒａｓｓｆａｍｉｌｙ
ｄｉｆｆｅｒｅｎｃｅｗａｓｉｄｅｎｔｉｆｉｅｄａｓｔｈｅｋｅｙｆａｃｔｏｒｉｎｉｍｐｒｏｖｉｎｇｔｅｃｈｎｉｃａｌｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙ．Ｆａｒｍｓｉｚｅａｎｄｌｉｑｕｉｄｉｔｙｓｔｒｏｎｇｌｙａｆ
第２４卷　第１０期
Ｖｏｌ．２４，Ｎｏ．１０
草　业　学　报
ＡＣＴＡＰＲＡＴＡＣＵＬＴＵＲＡＥＳＩＮＩＣＡ
２０１５年１０月
Ｏｃｔ，２０１５
收稿日期：２０１４０８２５；改回日期：２０１５０４２４
基金项目：国家科技支撑课题“藏北退化草地综合整治技术与示范”（２０１１ＢＡＣ０９Ｂ０３）和国家科技支撑课题“西北和青藏地区优质牧草丰产栽培
及草畜耦合技术集成与产业化示范”（２０１１ＢＡＤ１７Ｂ０５）资助。
作者简介：曲云鹤（１９７９），女，黑龙江佳木斯人，在站博士后。Ｅｍａｉｌ：ｑｕｙｈ＠ｉｇｓｎｒｒ．ａｃ．ｃｎ
通讯作者Ｃｏｒｒｅｓｐｏｎｄｉｎｇａｕｔｈｏｒ．Ｅｍａｉｌ：ｑｕｙｈ＠ｉｇｓｎｒｒ．ａｃ．ｃｎ
ｆｅｃｔｅｄｔｈｅｔｅｃｈｎｉｃａｌｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙｏｆｇｒａｓｓｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎｖｉａｔｈｅｉｒｅｆｆｅｃｔｓｏｎｏｔｈｅｒｉｎｐｕｔｆａｃｔｏｒｓｓｕｃｈａｓｌａｂｏｒａｎｄｃａｐ
ｉｔａｌ．Ｔｈｉｓｗａｓｂｅｃａｕｓｅｏｆｔｈｅｄｉｓａｄｖａｎｔａｇｅｏｕｓｐｏｓｉｔｉｏｎｏｆｒｅｓｏｕｒｃｅｕｓｅ，ｃｏｍｐａｒｅｄｗｉｔｈａｎｉｍａｌｈｕｓｂａｎｄｒｙａｎｄ
ｏｆｆｆａｒｍｉｎｄｕｓｔｒｉｅｓ．Ｈｕｍａｎｃａｐｉｔａｌａｎｄａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｃｏｍｐｒｅｈｅｎｓｉｖｅｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎｃａｐａｂｉｌｉｔｙｄｉｄｎｏｔａｆｆｅｃｔｔｈｅｔｅｃｈ
ｎｉｃａｌｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙｏｆｇｒａｓｓｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎ．Ｉｎｃｒｅａｓｉｎｇｔｈｅｇｒａｓｓｙｉｅｌｄｂｙｉｍｐｒｏｖｉｎｇｔｅｃｈｎｉｃａｌｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙｃａｎｉｎｃｌｕｄｅ
ｍｅａｓｕｒｅｓｓｕｃｈａｓｅｘｔｅｎｄｉｎｇｔｈｅｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙｔｏｌｅｇｕｍｅｆｏｒａｇｅｇｒａｓｓｅｓ，ｅｎｌａｒｇｉｎｇｇｒａｓｓｐｌａｎｔｉｎｇａｒｅａｓ，
ａｎｄｉｄｅｎｔｉｆｙｉｎｇｗｈｉｃｈｇｒａｓｓｆａｍｉｌｉｅｓａｒｅｂｅｓｔａｄａｐｔｅｄｆｏｒｇｒｏｗｔｈｉｎｄｉｆｆｅｒｅｎｔｒｅｇｉｏｎｓ，ｅｓｐｅｃｉａｌｙＬｈａｓａ．
犓犲狔狑狅狉犱狊：ｓｔｏｃｈａｓｔｉｃｆｒｏｎｔｉｅｒｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎｆｕｎｃｔｉｏｎ；ｔｅｃｈｎｉｃａｌｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙｏｆｇｒａｓｓｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎ；“ＯｎｅＲｉｖｅｒａｎｄ
ＴｗｏＴｒｉｂｕｔａｒｉｅｓ”ＲｅｇｉｏｎｉｎＴｉｂｅｔ
我国从２０世纪９０年代初开始发展粮食作物—经济作物—饲料作物三元种植结构，经过２０多年发展，２００５
年我国青饲料种植面积达最大值３３７．４万ｈｍ２，占总耕地面积的２．１７％，近年来面积有所降低，但仍保持在２００
万ｈｍ２ 以上［１］。我国饲料供需总体基本平衡，但结构差异较大，籽食性饲料供求平衡，丰年有余，但营养体饲草
料供应缺口逐年加大，尤其是优质饲草料（如紫花苜蓿）对外依存度逐年提高，缺口达６６．７％［１］。我国饲草供应
不足形势严峻。大力发展人工种植牧草是解决我国畜牧业生产瓶颈问题的必然方向［２］，也是解决草畜供应不平
衡矛盾的主要途径［３］。作为我国五大牧区之一的西藏，近年来地方政府加大科技、人才和资金投入力度，花大力
气扶持饲草业发展，为我国高原饲草业发展奠定良好基础。西藏“一江两河”地区（拉萨河、年楚河和雅鲁藏布江
河谷地区）是全区农牧业发展的核心地带，也是人口主要聚居区。近年来，随着地方政府引导和扶持力度加大，以
及退牧还草、草原生态保护补助奖励机制等国家政策措施持续推进，西藏畜牧业生产方式由依赖天然牧场靠天养
畜向舍饲和半舍饲方式转变步伐加快，畜牧业专业化、集约化、商品化程度显著提高，农牧民牲畜养殖对天然饲草
依赖度降低，对种植饲草需求逐年增加。再加上西藏灾害性天气爆发频繁，调节季节余缺和防抗灾储备饲草需求
也不断增加。从长远发展以及节省财政资金角度考虑，西藏政府把饲草供应的基点立足于区内自给，２０世纪７０
年代开始从区外引种适宜饲草［４］，以项目为依托开展人工种草，在“一江两河”地区构建三元种植结构，把工作重
点转到为农牧民提供优质草种、种植技术以及鼓励农牧民种植饲草上。《西藏统计年鉴》数据显示，１９９８年以来
青饲料年产量以１０％以上速度增长，２０１２年产量达到３１．６万ｔ。但全区饲草料仍供不应求，优质饲草料缺口达
５０％［５６］。目前，在政府引导下，西藏农牧民饲草种植意愿显著提高，但出于口粮需求考虑，农牧民不愿意把好地
用来种草。为确保地区粮食安全，避免与粮食作物争地，在资源硬约束条件下，发挥农牧民生产潜力，提高饲草生
产效率就成为挖掘西藏饲草增产潜力的可行途径。
国内外对饲草的研究多集中在饲草理化生长习性上［３，６７］，而从生产要素资源配置及生产效率角度的研究还
不多见。生产效率提高可通过技术进步和技术效率改进实现［８９］。从投入产出曲线来看，技术进步指整个生产前
沿（一定技术水平下能够实现的最大产出曲线）的外移，而技术效率则是指向生产前沿的逼近，越接近生产前沿，
说明技术效率越高［１０］。农户饲草生产技术会随地区社会经济发展而自然提高，技术进步具有全局性和不可逆
性，而技术效率往往受到农户个体生产能力、地区自然状况和政府扶持等因素影响，农户个体技术效率差异较大；
与提高技术进步相比，通过平衡农户技术效率差异提高饲草产量更易于实现。因此，在现有投入产出情况下，以
饲草生产技术效率高的农户为样板优化农户生产资源配置，以及找出效率影响因素，控制不利因素的发生是本文
重点关注和研究的内容。
生产技术效率测算的随机前沿生产函数理论最早由 Ｍｅｅｕｓｅｎ和Ｂｒｏｅｃｋ［１１］、Ｌｏｖｅｌ和Ｓｃｈｍｉｄｔ［１２］于１９７７年
分别提出。初期采用两步法来测算，由于很难确保技术无效率变量独立且同分布假定存在，被１９９３年Ｂａｔｔｅｓｅ和
Ｃｏｅｌｉ［１３］提出的一步法所替代。一步法就是同时估计随机前沿生产函数和技术效率影响因素的方法，从而避免
两步法可能出现的有偏估计。目前，这一理论已经相对成熟，被国内外学者广泛用于农业领域应用研究中。２０
世纪９０年代初，这一方法被应用于我国农业生产领域，特别是粮食作物生产技术效率测算，随后推广应用到经济
作物（如蔬菜、水果、茶叶、烟草等）以及畜禽养殖等领域，但在饲草料生产领域的研究还不多［１４１９］。学者们从时
空、地区发展、气候环境、品种、规模等维度，研究我国农业生产技术效率发展变化规律，探寻提高农产品生产技术
１７第１０期 曲云鹤　等：基于随机前沿生产函数法的饲草生产技术效率测算及影响因素分析———以西藏“一江两河”地区为例
效率的路径。从宏观层面来看，我国农业生产技术效率在１９７９至２００５年间先增加后降低［２０］；东部地区高、中西
部地区低［２１］；适宜作物生长的主产区比非主产区技术效率高［２２］；粮食作物、经济作物和畜产品生产都存在技术
效率损失［２３２６］。从微观层面来看，经营规模是农户生产技术效率的限定因素，园艺作物规模与技术效率呈“倒Ｕ
型”关系［２７］，油料作物规模与技术效率呈“Ｕ型”关系［２８］。本研究拟在国内外现有研究基础上，进一步探寻西藏
农户种植饲草的生产技术效率变化规律及影响因素，为促进饲草产量提高提供技术支持和指导。
１　材料与方法
１．１　数据来源说明
本文采用２０１１年中国科学院拉萨农业生态试验站西藏高原草业工程技术研究中心对西藏“一江两河”地区
覆盖拉萨、日喀则、山南１１个村镇农户农牧业生产和消费状况实地调研数据，样本覆盖了主要引种饲草品种的示
范推广地区。采用随机抽样的方法入户调研２９９户农民家庭，样本盖度平均为１６．７１％（在４．３７％到４９．０３％之
间），并从中抽调出年度种植饲草的１８５户为研究对象（表１）。样本农户种植的饲草品种涵盖了燕麦、紫花苜蓿、
箭薚豌豆和青饲玉米４种西藏重点引种的人工饲草品种，样本值分别为８５、５０、４９和１。由于青饲玉米种植户数
量较少缺乏代表性，本文剔除这一数据。
表１　样本分布地区和数量
犜犪犫犾犲１　犇犻狊狋狉犻犫狌狋犻狅狀狉犲犵犻狅狀狊犪狀犱狀狌犿犫犲狉狊狅犳狋犺犲狊犪犿狆犾犲狊
调研村镇
Ｉｎｖｅｓｔｉｇａｔｅｄｃｏｕｎｔｒｉｅｓ
总户数
Ｔｏｔａｌ
ｈｏｕｓｅｈｏｌｄ
ｎｕｍｂｅｒｓ
（户 Ｈｏｕｓｅｈｏｌｄ）
样本量Ｔｈｅｎｕｍｂｅｒ
ｏｆｓａｍｐｌｅｓ
户数
Ｈｏｕｓｅｈｏｌｄｎｕｍｂｅｒ
（户 Ｈｏｕｓｅｈｏｌｄ）
占比
Ｒａｔｉｏ
（％）
饲草种植户Ｇｒａｓｓｐｌａｎｔｉｎｇｈｏｕｓｅｈｏｌｄ
ｎｕｍｂｅｒ（户 Ｈｏｕｓｅｈｏｌｄ）
燕麦
犃狏犲狀犪
狊犪狋犻狏犪
豌豆
犞犻犮犻犪
狊犪狋犻狏犪
紫花苜蓿
犕犲犱犻犮犪犵狅
狊犪狋犻狏犪
青饲玉米
Ｆｏｒａｇｅ
ｍａｉｚｅ
合计
Ｔｏｔａｌ
日喀则江孜县江孜镇东郊村 ＤｏｎｇｊｉａｏＣｏｕｎ
ｔｒｙ，ＪｉａｎｇｚｉＴｏｗｎ，ＪｉａｎｇｚｉＣｏｕｎｔｙ，Ｓｈｉｇａｔｅｓ
２８９ ３２ １１．０７ １２ － － １ １３
日喀则萨迦县扯休乡乃村ＮａｉＣｏｕｎｔｒｙ，Ｃｈｅｘ
ｉｕＴｏｗｎ，ＳｈａｊｉａＣｏｕｎｔｙ，Ｓｈｉｇａｔｅｓ
１８２ ４２ ２３．０８ ２２ － － ２２
日喀则白朗县巴扎乡巴扎村ＢａｚｈａＣｏｕｎｔｒｙ，
ＢａｚｈａＴｏｗｎ，ＢａｉｌａｎｇＣｏｕｎｔｙ，Ｓｈｉｇａｔｅｓ
１１０ ３１ ２８．１８ ２１ ３ － ２４
日喀则白朗县洛江镇洛江村ＬｕｏｊｉａｎｇＣｏｕｎｔｒｙ，
ＬｕｏｊｉａｎｇＴｏｗｎ，ＢａｉｌａｎｇＣｏｕｎｔｙ，Ｓｈｉｇａｔｅｓ
１７２ ３０ １７．４４ ３０ － － ３０
山南贡嘎县岗堆镇岗堆村 ＧａｎｇｄｕｉＣｏｕｎｔｒｙ，
ＧａｎｇｄｕｉＴｏｗｎ，ＧａＣｏｕｎｔｙ，Ｓｈａｎｎａｎ
１０５ １９ １８．１０ － － １５ １５
山南乃东县结巴乡门仲村ＭｅｎｚｈｏｎｇＣｏｕｎｔｒｙ，
ＪｉｅｂａＴｏｗｎ，ＮａｉｄｏｎｇＣｏｕｎｔｙ，Ｓｈａｎｎａｎ
２１３ ３０ １４．０８ － ８ ２ １０
山南乃东县结巴乡多若村 ＤｕｏｒｕｏＣｏｕｎｔｒｙ，
ＪｉｅｂａＴｏｗｎ，ＮａｉｄｏｎｇＣｏｕｎｔｙ，Ｓｈａｎｎａｎ
２０６ ９ ４．３７ － － ５ ５
山南乃东县多颇章乡布麦村ＢｕｍａｉＣｏｕｎｔｒｙ，
ＤｕｏｐｏｚｈａｎｇＴｏｗｎ，ＮａｉｄｏｎｇＣｏｕｎｔｙ，Ｓｈａｎｎａｎ
２０２ ３０ １４．８５ － ９ １９ ２８
拉萨林周县卡孜乡白朗村 ＢａｉｌａｎｇＣｏｕｎｔｒｙ，
ＫａｚｉＴｏｗｎ，ＬｉｎｚｈｏｕＣｏｕｎｔｙ，Ｌｈａｓａ
１５５ ７６ ４９．０３ － ２９ ９ ３８
合计Ｔｏｔａｌ １６３４ ２９９ １８．３０ ８５ ４９ ５０ １ １８５
１．２　理论模型
本研究采用１９９３年Ｂａｔｔｅｓｅ和Ｃｏｅｌｉ［１３，２９］提出的基于随机前沿生产函数的生产技术效率测算方法，理论模
２７ 草　业　学　报 第２４卷
型表示如下：
犢犻狋＝犡犻狋β犻狋＋犞犻狋－犝犻狋　　犻＝１，…，犖，狋＝１，…，犜 （１）
式中，犢犻狋为产量，犡犻狋为投入要素，β犻狋为待估参数，犞犻狋为代表误差项的随机变量，与犝犻狋完全独立，满足正态分布犖
（０，σ狏２）。犝犻狋为用来解释生产中技术无效率的非负随机变量，相互独立且服从期望为狕犻狋δ犻狋、方差为σ狌２ 在０点截
取的半正态分布犖＋（狕犻狋δ犻狋，σ狌２）。狕犻狋为无效影响因素，δ犻狋为待估参数。
（１）式残差项不满足独立同分布假定，不适合用最小二乘法估计，Ｂａｔｔｅｓｅ和Ｃｏｅｌｉ［１３，２９］根据γ＝σ狌２／（σ狏２＋
σ狌２）中两个方差变化与技术无效率之间的关系建立了似然函数，采用最大似然法估计各参数，并根据技术效率
表达式（２），估计单位犻技术效率。
犜犈犻狋＝犈（犢犻狋︱犝犻狋，犡犻狋）／犈（犢犻狋︱犝犻＝０，犡犻狋） （２）
式中，犢犻狋为犻单位狋期的产量。犜犈犻狋取值范围为从０到１。（１）式采用对数形式时，犢犻狋为犈犡犘（犢犻狋），犜犈犻狋为
犈犡犘（－犝犻狋）。当犝犻狋的期望为０时，犻单位技术效率最大，即犜犈犻狋等于１。Ｂａｔｔｅｓｅ和Ｃｏｅｌｉ［１３，２９］把除投入要素以
外的所有因素放入犝 中，因此，估算出的结果是总技术效率损失（ｇｒｏｓｓｔｅｃｈｎｉｃａｌｉｎｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙ）［２９］。Ｋｕｍｂｈａｋａｒ
等［３０］在生产函数中直接加入生产技术效率影响变量，估算出的技术效率结果是净技术效率损失（ｎｅｔｔｅｃｈｎｉｃａｌ
ｉｎｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙ）。本文采用Ｂａｔｔｅｓｅ和Ｃｏｅｌｉ［１３，２９］的犝 设定方法，因此估计出的是总技术效率损失。
１．３　实证模型
１）随机前沿生产函数模型选择
农户层面随机前沿生产函数生产技术效率测算多采用柯布—道格拉斯生产函数（简称ＣＤ函数）和超对数生
产函数。后者的优点是放宽了技术中性和产出弹性固定的假设，缺点是易产生多重共线问题。本文采用似然比
检验确定函数形式，通过估算获得ＣＤ函数似然值Ｌ（βＲ）为－２１２．４５，超对数函数似然值Ｌ（βＵＲ）为－１９０．２３，似
然比为４４．８６（ＬＲ＝－２［Ｌ（βＲ）－Ｌ（βＵＲ）］）大于５％显著水平下的卡方临界值２５，所以拒绝原假设，接受超对数函
数形式。
２）超对数随机前沿生产函数模型设定及变量说明
本研究假定农户饲草生产规模报酬不变，根据饲草单位面积投入产出情况，建立超对数随机前沿生产函数估
算饲草生产技术效率，模型具体设定如下：
ｌｎ（犢犻）＝β０＋∑
５
犼＝１
β犼ｌｎ（犡犼犻）＋０．５∑
５
犼＝１
∑
５
犽＝１β犼犽
［ｌｎ（犡犼犻）×ｌｎ（犡犽犻）］＋犞犻－犝犻　　（犻＝１，……，１８４） （３）
式中，犢犻表示犻农户家庭生产饲草的单产（ｋｇ／ｈｍ２）。饲草生产投入要素包括劳动力（Ｘ１，ｄ／ｈｍ２）、种子（Ｘ２，ｋｇ／
ｈｍ２）、燃料（Ｘ３，元／ｈｍ２）、农家肥（Ｘ４，ｋｇ／ｈｍ２）和化肥（Ｘ５，ｋｇ／ｈｍ２）（表２）。把农家肥与化肥区分开，主要为比
较有机农业与化肥农业对产量的差异影响。
３）技术效率损失函数，即Ｕ的设定如下：
犝犻＝δ０＋∑
９
犿＝１
（δ犿犣犿犻）＋∑
６
狀＝１
θ狀犇狀犻＋μ犻　　（犻＝１，……，１８４） （４）
式中，δ犿（犿＝０，１，２，…，９）和θ狀（狀＝１，２，３，…，６）为待估参数，μ犻为残差项，生产技术效率影响因素（犣犿 和犇狀）主
要包括５个方面（表２）。
① 人力资本情况。主要考察人力资本的质量和数量状况，分别用家庭平均受教育年限（Ｚ１）、代表户主农业
生产经验的户主年龄（Ｚ２）、表示劳动力充裕程度的家庭人口规模（Ｚ３）和户主性别二元选择变量（Ｄ１，户主为男Ｄ１
＝１，否则为０）来表示。
② 品种差异。分别用燕麦、紫花苜蓿和箭薚豌豆３个农户二元种植变量（Ｄ４、Ｄ５ 和Ｄ６）衡量禾本科和豆科饲
草品种差异的影响（本文不涉及农户交叉种植情况）。
③ 农业规模。设定耕地面积（Ｚ６）和牲畜饲养量（Ｚ７）两个变量来分析农牧业生产规模对饲草生产率的影响。
农业规模对技术效率的影响是间接的［３１３３］，在规模效应不变的情况下，种植业和养殖业的规模化生产与饲草生产
将形成要素竞争。
３７第１０期 曲云鹤　等：基于随机前沿生产函数法的饲草生产技术效率测算及影响因素分析———以西藏“一江两河”地区为例
④ 农业综合生产能力。设定小麦粮单产（Ｚ５）、奶牛日均最大产奶量（Ｚ４）和以前是否种植过饲草二元选择变
量（Ｄ２）共３个变量来分析农户饲草生产技术率高低情况。
⑤ 流动资金限制。设定农户获得信贷与否二元变量（Ｄ３）、畜牧业收入和非农收入占家庭收入（Ｚ８，Ｚ９）比重
等３个变量，从不同收入来源分析它们对饲草生产资金投向的驱动差异。
此外，农户参加培训、参与合作社经营情况和受灾情况理论上都是生产效率的重要影响因素，但调研问卷中
这些指标数据缺失较多，所以没有纳入分析中。
４）投入要素产出弹性，如下所示：
ｌｎ犢／ｌｎ犡犼＝β犼＋２β犼犼ｌｎ（珡犡犼）＋∑
５
犼≠犽
β犼犽ｌｎ（珚Ｘｋ） （５）
式中，β为３式中β估计值，珡犡 为犡 的平均值。
２　结果与分析
本文采用Ｃｏｅｌｉ［３４］于１９９６年更新的Ｆｒｏｎｔｉｅｒ４．１软件综合测算饲草种植户的生产技术效率，估计结果见表２。
２．１　生产函数模型的估计结果及分析
首先，对模型进行检验。估计结果显示，大部分变量都通过了显著性检验。生产函数参数的确定结果为变差
率γ＝０．５５１８，且通过显著性检验。γ＝０．５５１８的结果说明在生产技术效率的影响中，技术效率损失项μ是大于
随机误差ε的，但是与１接近度相对较低，主要原因是研究存在缺失效率损失变量，如缺少农户专项培训和参加
合作社情况变量。在变差率γ＝０的零假设条件下，约束条件为１，显著性概率为１％的χ
２ 临界值是３０．５８，模型
（３）的单边似然比检验统计量ＬＲ＝６３．５２＞３０．５８，变差率的零假设被拒绝，即生产非效率项μ是存在的，所以农
户饲草生产存在效率损失情况。
其次，生产函数投入要素弹性分析。把估计结果显著变量带入式（５）获得劳动、种子、燃料、农家肥和化肥各
要素产出弹性分别为０．１４２３，０．２１９７，０．１３０９，０．２６００和０．２２６５。根据规模报酬不变的假定，推出土地产出弹性
为０．０２０６。在各要素年增长率变化相同情况下，农家肥和化肥对饲草增产贡献最大，种子其次，劳动和燃料贡献
第三，而土地最小，表明目前西藏饲草生产处于技术密集型发展阶段，而非劳动和土地密集型阶段，这与西藏以科
技带动饲草业发展的实际情况相符合。农家肥产出弹性大于化肥，农家肥投入每增加１％，饲草产出较等增化肥
投入多增０．０３３５％，表明在西藏大力发展有机饲草产业，发展生态农业大有潜力可挖。
２．２　技术效率损失函数的估计结果及影响因素分析
技术效率损失函数估计结果表明：第一，人力资本数量和质量状况不对饲草生产技术效率变化产生显著影
响。与预期不同的是，家庭人口受教育水平（Ｚ１）影响不显著，提高文化教育对饲草效率改善作用不明显；而户主
年龄变量（Ｚ２）显著，但与预期相反，户主农业生产经验丰富对饲草技术效率提高是不利的，因为年龄相对较大的
户主受传统思想影响较深，相对比较保守，对新技术和新产品接受度较低；户主性别变量（Ｄ１）不显著，表明男性
户主和女性户主在饲草生产决策力上不存在显著差异；家庭规模（Ｚ３）变量弱显著，劳动力资源丰富的家庭对技术
效率提高起到一定效果。第二，饲草类别差异是饲草技术效率重要影响因素。禾本科饲草品种（以燕麦为代表）
比豆科饲草品种（以紫花苜蓿和箭薚豌豆为代表）效率高（Ｄ４ 显著），前者较后者对单产贡献高２．３６％。豆科以
下细分品种差异，如紫花苜蓿和箭薚豌豆，对效率影响不显著（Ｄ５ 和Ｄ６ 都不显著）。第三，农业生产规模，尤其是
种植业规模是饲草技术效率重要影响因素。家庭耕地面积越小（Ｚ６ 显著），饲草技术效率越高，与理论预期相一
致，进一步验证这一理论在饲草生产领域也适用。但牲畜饲养规模对效率提高无作用（Ｚ７ 不显著）。第四，农户
农业综合生产能力不是饲草生产技术效率的影响因素。研究结果显示，有种草经验并没有对饲草生产效率提高
产生积极影响（Ｄ２ 不显著），粮食生产能力对饲草生产不起作用（Ｚ５ 不显著），牲畜饲养能力对饲草生产起到一定
作用（Ｚ４ 弱显著）。出现这样的结果，一方面表示饲草生产是一项技术密集型工作，农户需要接受专业指导；另一
方面表示农户对饲草生产重视程度不够。第五，农户资金状况是饲草生产技术效率的影响因素，但影响是负面
的。无论是非农收入增加（δ９＝２．８７７４，显著），还是牧业收入增加（δ８＝３．１５０９，显著），都会使饲草生产效率降
４７ 草　业　学　报 第２４卷
表２　模型估计结果
犜犪犫犾犲２　犕狅犱犲犾犲狊狋犻犿犪狋犻狅狀狉犲狊狌犾狋狊
变量名
Ｖａｒｉａｂｌｅｓ
系数
Ｐａｒａｍｅｔｅｒ
系数估计值
Ｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔ
犜值
犜ｒａｔｉｏ
生产投入变量估计结果Ｆｒｏｎｔｉｅｒｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎｅｑｕａｔｉｏｎ
常数项Ｃｏｎｓｔａｎｔ β０ ４．８４８６ ８．５７８４
ｌｎＸ１（Ｘ１，劳动Ｌａｂｏｒ） β１ ０．３９６１＋ １．６３８８
ｌｎＸ２（Ｘ２，种子Ｓｅｅｄ） β２ １．１８７１ ３．３７４９
ｌｎＸ３（Ｘ３，燃料Ｆｕｅｌ） β３ ０．１２１４ ０．６１８１
ｌｎＸ４（Ｘ４，农家肥Ｏｒｇａｎｉｃｆｅｒｔｉｌｉｚｅｒ） β４ －０．３３４９ －２．７９１８
ｌｎＸ５（Ｘ５，化肥Ｃｈｅｍｉｃａｌｆｅｒｔｉｌｉｚｅｒ） β５ ０．０５１２ ０．３１６６
（ｌｎＸ１）２ β１１ －０．１５９５ －０．７９８７
（ｌｎＸ２）２ β２２ －０．２７２３ －２．１５３６
（ｌｎＸ３）２ β３３ ０．２４７４ ３．１９７６
（ｌｎＸ４）２ β４４ ０．０７４０ ２．３４６９
（ｌｎＸ５）２ β５５ ０．０５７４ １．０１８４
ｌｎＸ１ｌｎＸ２ β１２ ０．０５９２ ０．６８８９
ｌｎＸ１ｌｎＸ３ β１３ －０．１２２０＋ －１．４４０８
ｌｎＸ１ｌｎＸ４ β１４ ０．０３５５ １．１３８３
ｌｎＸ１ｌｎＸ５ β１５ －０．０９８２ －１．２６１５
ｌｎＸ２ｌｎＸ３ β２３ －０．１０００＋ －１．５４７０
ｌｎＸ２ｌｎＸ４ β２４ ０．００６６ ０．３４３９
ｌｎＸ２ｌｎＸ５ β２５ －０．０３８０ －０．６６１５
ｌｎＸ３ｌｎＸ４ β３４ －０．０００２ －０．００７９
ｌｎＸ３ｌｎＸ５ β３５ ０．０１９８ ０．４６２９
ｌｎＸ４ｌｎＸ５ β４５ ０．０２６４＋ １．５６３８
技术效率影响因素估计结果Ｉｎｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙｅｑｕａｔｉｏｎ
常数项Ｃｏｎｓｔａｎｔ δ０ －３．１３３０ －１．８４２３
Ｚ１（家庭平均受教育年限Ａｖｅｒａｇｅｅｄｕｃａｔｉｏｎｌｅｖｅｌｏｆｆａｍｉｌｙｍｅｍｂｅｒ） δ１ ０．０７４６ １．１３８２
Ｚ２（户主年龄Ａｇｅｏｆｆａｍｉｌｙｈｅａｄ） δ２ ０．０２７５ ２．３３６０
Ｚ３（家庭人口数量Ｆａｍｉｌｙｓｉｚｅ） δ３ －０．１３４５＋ －１．６０１５
Ｚ４（奶牛日最大产奶量 Ｍａｘｉｍｕｍｍｉｌｋｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎｐｅｒｄａｙｆｏｒｐｅｒｄａｉｒｙ） δ４ －０．１２３５＋ －１．４１２４
Ｚ５（粮食单产Ｇｒａｉｎｙｉｅｌｄ，小麦 Ｗｈｅａｔ） δ５ －０．０００７ －１．２２１７
Ｚ６（耕地面积Ｃｕｌｔｉｖａｔｅｄｌａｎｄ） δ６ ０．０３０２ １．９００５
Ｚ７（牲畜数量Ｎｕｍｂｅｒｏｆｌｉｖｅｓｔｏｃｋｕｎｉｔｓ） δ７ ０．００５１ １．２０４７
Ｚ８（畜产品收入占家庭总收入比重Ｒａｔｉｏｏｆｌｉｖｅｓｔｏｃｋｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎｉｎｃｏｍｅｔｏｔｏｔａｌｆａｍｉｌｙｉｎｃｏｍｅ） δ８ ３．１５０９ １．８７１３
Ｚ９（非农收入占家庭总收入比重Ｒａｔｉｏｏｆｏｆｆｆａｒｍｉｎｃｏｍｅｔｏｔｈｅｔｏｔａｌｆａｍｉｌｙｉｎｃｏｍｅ） δ９ ２．８７７４ １．７８１８
Ｄ１（户主性别二元选择变量Ｂｉｎａｒｙｃｈｏｉｃｅｖａｒｉａｂｌｅｓｏｆｆａｒｍｈｏｕｓｅｈｏｌｄｈｅａｄｇｅｎｄｅｒ） θ１ －０．１０８９ －０．３７２７
Ｄ２（饲草种植与否二元选择变量Ｂｉｎａｒｙｃｈｏｉｃｅｖａｒｉａｂｌｅｓｏｆｗｈｅｔｈｅｒｐｌａｎｔｉｎｇｆｏｒａｇｅ） θ２ －０．２４２４ －０．９１７３
Ｄ３（家庭是否获得信贷二元选择变量Ｂｉｎａｒｙｃｈｏｉｃｅｖａｒｉａｂｌｅｓｏｆｗｈｅｔｈｅｒｈａｖｉｎｇｐｌａｎｔｉｎｇｆｏｒａｇｅ） θ３ －０．０３１２ －０．１１２４
Ｄ４（种植燕麦户二元选择变量Ｂｉｎａｒｙｃｈｏｉｃｅｖａｒｉａｂｌｅｓｏｆｔｈｅｏａｔｐｌａｎｔｉｎｇｆａｒｍｈｏｕｓｅｈｏｌｄ） θ４ －２．１９３５ －２．１５５１
Ｄ５（种植紫花苜蓿户二元选择变量Ｂｉｎａｒｙｃｈｏｉｃｅｖａｒｉａｂｌｅｓｏｆｔｈｅａｌｆａｌｆａｐｌａｎｔｉｎｇｈｏｕｓｅｈｏｌｄ） θ５ －０．８７９１ －１．２０２３
Ｄ６（种植箭薚豌豆户二元选择变量Ｂｉｎａｒｙｃｈｏｉｃｅｖａｒｉａｂｌｅｓｏｆｃｏｍｍｏｎｖｅｔｃｈｐｌａｎｔｉｎｇｈｏｕｓｅｈｏｌｄ） θ６ －０．０６０５ －０．０９１５
σ２ ０．５１３１ ４．７１２８
γ ０．５５１８ ５．６７２１
样本总量Ｓａｍｐｌｅｎｕｍｂｅｒｓ＝１８４
　注：，，和＋分别表示１％，５％，１０％和２０％的显著水平。
　Ｎｏｔｅｓ：，，ａｎｄ＋ｅｘｐｒｅｓｓｔｈｅｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｌｅｖｅｌｏｆｏｎｅｐｅｒｃｅｎｔ，ｆｉｖｅｐｅｒｃｅｎｔ，ｔｅｎｐｅｒｃｅｎｔａｎｄｔｗｅｎｔｙｐｅｒｃｅｎｔ．
５７第１０期 曲云鹤　等：基于随机前沿生产函数法的饲草生产技术效率测算及影响因素分析———以西藏“一江两河”地区为例
低，非农收入和牧业收入占家庭收入比重每提高１％，将使饲草单产分别降低３．０９％和３．３９％，表明饲草业与非
农业和牧业发展在劳动和资金投入上处于资源竞争劣势地位。另外，家庭能否获得贷款则与饲草生产效率无关
（Ｄ３ 不显著）。
２．３　生产技术效率测算值分析
样本农户饲草生产技术效率测算值从７．４４％到９３．８６％不等，平均为７２．７８％。如果保持现有技术和投入
水平，进一步消除技术无效率因素影响，饲草产出仍有２７．２２％的增长空间，因此，提高生产技术效率可以显著地
扩大饲草供给量，增加饲草自给率。
２．３．１　不同科类饲草生产技术效率分析　　根据技
图１　不同品种饲草生产技术效率分布
犉犻犵．１　犜犲犮犺狀犻犮犪犾犲犳犳犻犮犻犲狀犮狔犱犻狊狋狉犻犫狌狋犻狅狀狅犳
犱犻犳犳犲狉犲狀狋犳犪犿犻犾犻犲狊’犵狉犪狊狊犲狊
　
图２　农户农业种植规模与饲草生产技术效率变化趋势
犉犻犵．２　犜狉犲狀犱狊狅犳狋犲犮犺狀犻犮犪犾犲犳犳犻犮犻犲狀犮犻犲狊犪狀犱犳犪狉犿狊犻狕犲
术效率的样本分布，本文把技术效率分为５个区间：小
于３０％、大于等于３０％到６０％、大于等于６０％到
８０％、大于等于８０％到９０％、大于等于９０％。各区间
样本容量分别为１３、３０、５１、６４和３７。样本技术效率
分布较分散，表明饲草生产技术差异较大。绝大多数
禾本科饲草生产技术效率在８０％以上，禾本科饲草农
户生产技术相似度很高，但豆科饲草农户生产技术则
差异很大（效率值方差较大）（图１）。在这种情况下，
要提高豆科饲草生产技术效率的前提条件是进一步推
广豆科生产技术，提高农户饲草生产管理技能。
２．３．２　不同农业规模农户技术效率分析　　从图２
可以看出，从整体来看，农户农业规模（指种植业规模，
由耕地面积表示）与生产技术效率并不完全呈单调的
相反关系，准确地说应该呈似“Ｎ型”。对于种植面积
大户（２ｈｍ２ 以上，占１１．５６％）和小户（０．６７ｈｍ２ 以
下，占２５．１２％）来说，两者呈同向变动关系，而在
０．６６７～２．０００ｈｍ２ 区间段，两者呈反向变动关系。由
于多数农户（占６３．３％）处于中间段，所以回归结果显
示两者呈相反关系。如果放松规模报酬不变假定，饲
草种植规模与生产技术效率也呈似“Ｎ”型关系，拐点
为０．１３３和０．２６６ｈｍ２，可见，饲草规模与技术效率的
变动关系与种植业规模与技术效率变动相似。
调研农户饲草户均种植规模为０．０９３ｈｍ２，占家
庭农作物总播种面积的７．４３％；但农户间差异较大，种植大户接近０．６６７ｈｍ２，而种植小户不到０．０３３ｈｍ２。在
耕地面积小于０．６６７ｈｍ２、０．６６７～２．０００ｈｍ２ 和２．０００ｈｍ２ 以上３个区间段内，农户家庭饲草种植规模平均为
０．０６７，０．１１３和０．１３３ｈｍ２，户均技术效率分别为０．６９、０．６６和０．７０，户均单产分别为８８３．０，８３４．０和８９８．５ｋｇ。
如果以“Ｎ型”变动趋势相对照，可以发现：不同规模农户饲草种植面积不合理，多数低于理论值，小规模农户和中
等规模农户（８８．４２％的农户）在０．１３３ｈｍ２ 极值点内继续扩大面积，更有助于发挥土地规模效应，提高饲草生产
技术效率，释放单产潜力；种植大户可以继续扩大饲草种植规模，但种植规模扩大到０．１３３～０．２６６ｈｍ２ 区间，会
面临技术效率降低的风险。
另外，从大、中和小不同种植规模户均生产状况来看，小规模农户技术效率较高是由于施用农家肥和化肥在
３种规模农户中最高。大规模农户技术效率高是由于燃料费用投入多，即机械化水平最高。而中等规模农户的
相对低效率是由于相对农机和肥料更倾向于使用劳动，劳动时间投入较其他规模农户多６％，但农业现代科技水
平较低。
６７ 草　业　学　报 第２４卷
２．３．３　不同地区农户技术效率分析　　从各地区来
看，日喀则地区饲草生产效率在西藏各地区中最高，山
南地区次之，拉萨最低。日喀则处于首位的原因是选
种了适宜优良品种，９６．６％农户种植燕麦。近年来日
喀则地区结合项目开展，以培育和推广高产且便于管
理的禾本科燕麦为主，而山南和拉萨地区则以推广牲
畜适口性好但产量相对低的豆科紫花苜蓿和箭薚豌豆
为主（表３）。
山南生产效率高于拉萨，则由劳动和资金投入差
异造成。受农业规模和非农收入间接因素影响，拉萨
农户平均耕地面积是山南的２倍多，且拉萨非农收入
占家庭收入比重较山南高出５个百分点。拉萨相对便
利的交通环境，充足的非农就业机会，繁荣的农产品交
表３　２０１１年各地区农户饲草生产技术效率差异
犜犪犫犾犲３　犇犻犳犳犲狉犲狀狋狋犲犮犺狀犻犮犪犾犲犳犳犻犮犻犲狀犮犻犲狊狅犳犵狉犪狊狊
狆狉狅犱狌犮狋犻狅狀犻狀犱犻犳犳犲狉犲狀狋狉犲犵犻狅狀狊
项目
Ｉｔｅｍ
日喀则
Ｓｈｉｇａｔｓｅ
拉萨
Ｌｈａｓａ
山南
Ｓｈａｎｎａｎ
总体Ｔｏｔａｌ ０．８７４７ ０．４５５５ ０．６８３２
禾本科饲草（燕麦）Ｇｒａｍｉｎｅｏｕｓｆｏｒ
ａｇｅｇｒａｓｓ（犃狏犲狀犪狊犪狋犻狏犪）
０．８８７２ － －
豆科饲草Ｌｅｇｕｍｅｆｏｒａｇｅｇｒａｓｓ ０．５２３６ ０．４５５５ ０．６８３２
紫花苜蓿犕犲犱犻犮犪犵狅狊犪狋犻狏犪 － ０．６０５８ ０．７１０３
箭薚豌豆犞犻犮犻犪狊犪狋犻狏犪 ０．５２３６ ０．４０８８ ０．６１７９
　来源：根据估计结果整理。
　Ｓｏｕｒｃｅ：Ｂａｓｅｄｏｎｔｈｅｅｓｔｉｍａｔｉｏｎｒｅｓｕｌｔｓ．
易市场，使农户资金和劳动力资源的机会成本较其他地区高。对拉萨农户来说，非农就业、粮食种植和牧业生产
的资源投入动力要明显大于饲草生产，这就导致拉萨地区饲草生产劳动、资金投入严重不足，生产效率低下。
同品种不同地区饲草生产效率差异也主要由劳动和资金投入差异造成。燕麦生产日喀则农户技术效率全区
最高；箭薚豌豆和紫花苜蓿生产山南效率最高（表３）。需要指出的是，拉萨紫花苜蓿生产相对山南的低效率是由
于非农就业、粮食种植与饲草生产形成资源竞争而导致劳动力和资金投入不足造成的，而拉萨箭薚豌豆生产相对
日喀则的低效率则由于牧业生产、粮食种植与饲草生产形成资源竞争而劳动力和资金投入不足造成。与拉萨相
比，日喀则饲草种植户非农就业机会成本更高。
３　结论
本文采用随机前沿生产函数法，以２０１１年西藏“一江两河”地区农户调研数据为基础，测算了该区农户饲草
生产技术效率及估算出效率影响因素，并在饲草科类、农户规模和地区分布３个维度，探究饲草生产技术效率变
化规律，得到如下结论：
第一，农户饲草生产存在显著的效率损失，提高生产技术效率，单产还能提高近３０％。目前，饲草生产在西
藏处于技术密集型发展阶段，较劳动、资金和土地投入，肥料、种子等技术要素投入增产更显著。需要指出的是，
农家肥投入对饲草增产效果比化肥好，这对西藏开展有机农业和生态农业提供了良好的理论支持。农户禾本科
饲草种植技术相似度较高且处于较高水平，而豆科饲草技术效率分布分散，农户饲草生产技术差异很大。
第二，依靠改善人力资本状况和提高农户农业生产能力，对提高饲草生产技术效率作用不明显。饲草科类差
异会对饲草技术效率产生直接影响，禾本科饲草种植效率高于豆科饲草，前者会使单产较后者增加２．３６％；农户
资金状况和农业规模通过作用于劳动力、资金等投入要素对生产技术效率产生间接负向影响。另外，研究发现农
业规模与技术效率呈似“Ｎ”型关系，绝大多数农户（大于８８．４２％）饲草种植规模偏低，如果能在０．１３３ｈｍ２ 内扩
大种植规模，能更好地发挥规模效应。农户农业综合生产能力与饲草生产技术效率高低无关。
第三，西藏饲草生产效率地区差异显著，日喀则地区最高，山南地区次之，拉萨地区最低。地区效率差异的主
要原因是品种差异；而同品种不同地区的效率差异则是由劳动和资金要素投入差异引起。燕麦种植日喀则地区
技术效率最高，紫花苜蓿和箭薚豌豆种植山南地区技术效率最高。
４　政策建议
西藏饲草生产突破技术效率瓶颈的首要条件是破除资源约束，其次要因地制宜。政府部门要意识到农户饲
草生产的积极性不高，这需要政府从源头抓起，一靠市场引导，培育草产品市场，提高牧民饲草商品意识；二靠政
府合理的资金支持和技术指导。完善肥料、机械等生产资料购置补贴策略，使之更趋合理和实现常态化；拓宽农
７７第１０期 曲云鹤　等：基于随机前沿生产函数法的饲草生产技术效率测算及影响因素分析———以西藏“一江两河”地区为例
业贷款渠道，为饲草生产提供专项贷款；建立饲草生产培训机制，提高农民饲草（主要是豆科饲草）生产技术。所
谓的因地制宜就是指政府要根据各地区资源状况，在各地区推广宜种、效率高、性能好的饲草品种。在这方面，日
喀则和山南地区提供了较好的经验，但拉萨地区由于定位不清，饲草生产处于探索阶段，这需要政府在拉萨地区
加大科研投入，找出拉萨地区适宜种植的饲草品种。另外，由于农民饲草种植规模普遍偏低，可以在确保粮食安
全情况下，鼓励农民适当扩大播种面积，能更有效地发挥土地规模效应。
犚犲犳犲狉犲狀犮犲狊：
［１］　ＴｈｅＷｈｏｌｅＣｏｕｎｔｒｙＧｒａｓｓＰｒｏｄｕｃｔＱｕａｌｉｔｙＳｕｐｅｒｖｉｓｉｏｎａｎｄＩｎｓｐｅｃｔｉｏｎＣｅｎｔｅｒｏｆＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒｅＭｉｎｉｓｔｒｙ．Ｉｔ’ｓｔｉｍｅｔｏｐａｙａｔｔｅｎ
ｔｉｏｎｔｏｇｒａｓｓｉｎｄｕｓｔｒｙ［Ｎ］．Ｆａｒｍｅｒ’ｓＤａｉｌｙ，１０ｔｈ，Ａｕｇ，２０１１（ｅｉｇｈｔ）．
［２］　ＭａＱＺ．Ｐｒｏｔｅｃｔｇｒａｓｓｌａｎｄｅｃｏｌｏｇｙａｎｄｃｏｎｔｒｉｂｕｔｅｂｅａｕｔｉｆｕｌｐａｓｔｏｒａｌａｒｅａ．ＡｃｔａＰｒａｔａｃｕｌｔｕｒａｅＳｉｎｉｃａ，２０１４，２３（１）：１２．
［３］　ＺｈａｎｇＭＹ，ＸｕｅＳＭ，ＣｕｉＬＹ，犲狋犪犾．Ｅｆｆｅｃｔｏｆｈａｒｖｅｓｔｔｉｍｅａｎｄｈａｒｖｅｓｔｍｅｔｈｏｄｏｎｓｅｅｄｙｉｅｌｄａｎｄｑｕａｌｉｔｙｏｆ犅狉犪犮犺犻犪狉犻犪犱犲
犮狌犿犫犲狀狊‘ｂａｓｉｌｉｓｋ’．ＡｃｔａＰｒａｔａｃｕｌｔｕｒａｅＳｉｎｉｃａ，２０１４，２３（４）：３５１３５６．
［４］　ＸｉｎＳＰ，ＪｉａＹＤＰ．ＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｍｅａｓｕｒｅｓｏｆａｒｔｉｆｉｃｉａｌｇｒａｓｓｌａｎｄｏｆＴｉｂｅｔｒｉｖｅｒｖａｌｅｙｒｅｇｉｏｎ．ＣｈｉｎａＡｎｉｍａｌＨｕｓｂａｎｄｒｙ，
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