2014, Vol. 50
文章信息
- 徐秀英, 李兰英, 李晓格, 李朝柱
- Xu Xiuying, Li Lanying, Li Xiaoge, Li Chaozhu
- 林地细碎化对农户林业生产技术效率的影响——以浙江省龙游县竹林生产为例
- Effects of Forestland Fragmentation on Technical Efficiency of Farmers' Forestry Production: A Case Study on the Bamboo Production in Longyou, Zhejiang
- 林业科学, 2014, 50(10): 106-112
- Scientia Silvae Sinicae, 2014, 50(10): 106-112.
- DOI: 10.11707/j.1001-7488.20141015
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文章历史
- 收稿日期：2013-12-20
- 修回日期：2014-04-18
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作者相关文章
2. 浙江省农民发展研究中心(浙江省哲学社会科学重点研究基地) 临安 311300;
3. 浙江农林大学天目学院 诸暨 311800
2. Farmers Development Research Center of Zhejiang(Key Research Base of Philosophy and Social Science of Zhejiang) Lin'an 311300;
3. Tianmu College, Zhejiang A & F University Zhuji 311800
20世纪80年代林业“三定”以来，农户成为南方集体林区林业生产经营重要的经济主体，且林地细碎化逐步形成。2003年开始的新一轮集体林权制度改革的推进促进了产权主体的多元化，同时也进一步加快了林地的细碎化进程(孔凡斌等，2008)。林产品是关系我国国计民生的重要产品，如何通过合理配置资源和提高林业生产技术效率来增加林产品产量，具有重要的政策意义。而林地细碎化可能会造成林业生产技术效率的损失，因此，研究林地细碎化对农户林业生产技术效率的影响具有重要的现实意义。
近年来，国内外许多学者对土地细碎化进行了相关研究，主要集中于耕地细碎化，包括耕地细碎化测度(许庆等，2008)、耕地细碎化对农业投入产出的影响等方面(王秀清等，2002； 张尹君杰等，2008； 李寅秋等，2011)。此外部分学者基于随机前沿分析(stochastic frontier analysis，SFA)和数据包络分析(data envelopment analysis，DEA)方法考察了耕地细碎化对农业生产技术效率的可能影响，得出的结论是耕地细碎化不利于农业生产技术效率的提高(Wadud et al.，2000； 苏旭霞等，2002； 李鑫等，2012)。目前国内关于林地细碎化的研究较少，其中孔凡斌等(2012)采用S指数分析了林地细碎化与农户林地投入产出的关系。同时，随着林业经济的发展，林业生产效率日益受到国内学者的关注，大多数学者从宏观层面上考察中国林业产业或不同省域林业产业的生产效率情况(李春华等，2011； 宋长鸣等，2012； 赖作卿等，2008； 田淑英等，2012； 田杰等，2013； 米锋等，2013)，也有学者分析了集体林权改革后农户林业全要素生产率变动情况(苏时鹏等，2012)。总体来看，林业生产效率虽然得到学者们的关注，但是从微观层面来分析林地细碎化对林业生产技术效率的影响较为薄弱。鉴于此，本文试图在已有研究的基础上，以农户经营的毛竹(Phyllostachys edulis)林为例，采用随机前沿生产函数分析林地的细碎化程度对农户林业生产技术效率的影响。
1 研究地概况与数据来源 1.1 研究地概况龙游县位于浙江省中西部，辖6镇7乡2街道，人口约40.31万，县域总面积11.43万hm2，其中林业用地面积6.88万hm2，占土地总面积的60.2%。龙游是传统农业大县，土地资源充沛，森林覆盖率达56.8%。境内毛竹资源丰富，2012年有竹林面积近2.95万hm2，占有林地面积的53.4%，其中毛竹林面积2.92万hm2，毛竹蓄积量7 100多万株，年产竹材1 500万株，竹笋3.1万t，并先后建成溪口竹工业园及城南工业区竹加工区块。2012年实现国内生产总值159.8亿元，农民人均纯收入达11 306元，荣获“中国竹子之乡”、“浙江大竹海国家森林公园”等美誉，被称为“浙西竹库”，是浙江省重点竹产区之一。竹产业是龙游县的传统主导产业，竹林培育水平和加工利用等方面均位居浙江省前茅，在龙游县经济发展中发挥着重要作用。
1.2 数据来源研究所用数据来源于2013年9月对浙江省龙游县3乡镇5个行政村的农户调查。样本农户采用随机抽样的方法获取，调查采取与农户一对一访谈的方式进行，共调查农户119户，剔除信息不全或信息失真的农户，共获得有效问卷112份，有效问卷率达到94.12%。调查的内容主要分为3部分: 第1部分为农户家庭基本特征，包括户主年龄、户主受教育程度、家庭劳动力就业及收入状况等； 第2部分为农户家庭经营竹林资源状况，包括竹林面积、竹林地块数、竹林地距家的距离及距干道的距离、竹林地块立地质量等； 第3部分为农户家庭经营竹林地在2011—2012年的投入产出情况，包括竹林地劳动力投入、化肥农药等物质费用投入、竹材及竹笋产值情况等。
2 竹林地细碎化及投入产出状况 2.1 竹林地细碎化程度林地细碎化是指一个农户不得不经营1块以上的林地，而且这些林地中的多数地块面积较小且相互不连接(孔凡斌等，2012)。衡量土地细碎化的指标有很多，主要包括地块面积、地块数量、地块距离指数、S指数(Simpson’s Index)、J指数(Januszewski’s Index)、I指数(Igbozurike’s Index)等(吕晓等，2011)。本文采用农户经营竹林地块平均面积作为林地细碎化的指标。调查的112户农户共有401块竹林地块，平均每户农户有3.58块竹林地，且块均面积相对较小。块均面积在0.33 hm2(5亩)以下的有41户，占样本农户的36.61%； 块均面积在0.67 hm2(10亩)以下的有80户，占样本农户的75.43%； 块均面积在1 hm2(15亩)以下的有87户，占样本农户的81.68%； 而块均面积在3.33 hm2(50亩)以上的仅有7户，占样本农户的6.25%。样本农户平均块均面积为0.853 hm2，不足1 hm2； 块均最小面积仅为0.05 hm2(表 1)。可见，调查地区农户经营的竹林地块细碎化程度相对较高。
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从整体上看(表 2)，112户农户竹林经营的平均总产值达21 459.08元，单位面积的总产值为 10 759.71元·hm-2。从投入要素来看，农户的劳动力投入相对较高，农药化肥等物质费用的投入相对较少。户均劳动力投入量达64.95天，户均农药化肥等物质费用投入为2 443.40元； 单位面积劳动力投入量达47.44天·hm-2，单位面积农药化肥等物质费用投入为1 131.40元·hm-2。
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从不同竹林块均面积下农户的投入产出情况(表 2)可以看出，不同竹林块均面积下，生产要素的投入产出存在差异。随着地块平均面积的减少，单位面积的劳动力投入基本呈不断增加趋势，而物质费用投入先下降后上升。这表明在地块平均面积很小的情况下，农户主要依靠高密度的投入来提高竹林的产值。若按当地劳动力市场平均价格每天150元计算，随着块均面积的增加，投入产出比不断下降。当农户经营竹林的块均面积为0.067 hm2以下时，投入产出比为93.32%； 当块均面积为3.33 hm2以上时，投入产出比为36.22%。可见，随着农户经营竹林的块均面积不断增加，竹林的产出效益不断上升，因此林地的细碎化程度可能降低了竹林生产的效率。为了进一步说明林地细碎化对竹林生产效率的影响，下面采用计量经济模型进行实证分析。
3 林地细碎化对林业生产技术效率影响的实证分析 3.1 模型选择及变量说明 3.1.1 模型选择前沿生产函数被广泛应用于农业生产技术效率分析中，其基本思想是构建生产前沿面，然后计算农户生产的位置与生产前沿面的差距，此距离说明了在现有技术条件下生产技术效率的损失情况。效率前沿的估计可分为参数和非参数两大类: 非参数无需估计农户的生产函数，但是需要大量的农户数据作为支撑，对算法的要求较高； 而参数估计则可以估计生产函数中各变量对生产过程的影响以及影响技术效率的因素等。随机前沿生产函数最早是由Aigner等(1977)和Meeusen等(1977)分别独立提出的，是一种建立在传统Cobb-Douglas(简称C-D)生产函数基础上的含参数的估计方法。
传统的C-D生产函数暗含一个前提假设，即各种生产投入要素的替代弹性为0或1。由于农户在生产经营过程中并不确定各种生产投入要素之间的替代弹性，所以本文采用形式更为灵活的超越对数(Translog)的随机前沿生产函数，模型的基本设定如下:
| $ \begin{array}{l} \ln {Y_i} = {\alpha _0} + {\beta _1}\ln {X_1} + {\beta _2}\ln {X_2} + {\beta _3}\ln {X_3} + \\ {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} 1/2{\beta _4}{(\ln {X_1})^2} + {\kern 1pt} 1/2{\beta _5}{(\ln {X_2})^2} + \\ {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} 1/2{\beta _6}{(\ln {X_3})^2} + {\beta _7}\ln {X_1} \times \ln {X_2} + \\ {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\beta _8}\ln {X_1} \times \ln {X_3} + {\beta _9}\ln {X_2} \times \ln {X_3} + \\ {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {v_i} - {\mu _i}。 \end{array} $ | (1) |
由于竹林生产具有大小年之分，式中: Yi代表第i个农户经营的竹林在2011—2012年(1度)的平均年总产出，包括竹材和竹笋产值； X1，X2，X3分别表示影响产出的因素，其中X1表示2011—2012年农户竹林生产经营劳动力投入量的年平均值，包括管护、采伐和挖笋的自投入和雇工，按标准工日折算； X2表示资本投入，即2011—2012年农户竹林生产经营过程中投入的种苗费用、农药化肥费用、灌溉费用、竹笋覆盖物费用、运输费用及其他资本费用等总物质费用的年平均值； X3表示农户实际经营竹林地块的总面积；βi为待估参数； 误差项由υi和μi 2部分构成，υi表示随机误差项，且服从N(0，συ2)，μi服从独立同分布的截断正态分布N(mi，σμ2)，而且υi与μi之间相互独立。
技术效率函数表示为:
| $ \begin{array}{l} {\mu _i} = {\delta _0} + {\delta _1}{Z_1} + {\delta _2}{Z_2} + {\delta _3}{Z_3} + \\ {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\delta _4}{Z_4} + {\delta _5}{Z_5} + {\delta _6}{Z_6} + {\delta _7}{Z_7}; \end{array} $ | (2) |
| $ T{E_i} = \exp ( - {\mu _i})。 $ | (3) |
因此，技术效率中最常见的面向产出的测度方法是计算产出与相应的随机前沿面产出的比值:
| $ T{E_i} = \frac{{E({{\hat Y}_i}/{U_i},{X_i})}}{{({{\hat Y}_i}/{U_i} = 0,{X_i})}} = \exp ( - {\mu _i})。 $ | (4) |
根据经济学生产理论，选择影响农户竹林地产出的因素，利用统计学和计量经济学的统计检验分析，找到影响林业生产技术效率合适的因素。这样，可以保证选择的变量既符合经济学意义，又具有统计上的可靠性。
生产函数表明在一定的技术水平下，一定数量的投入与其对应的最大可能产出之间的数量关系。根据竹林生长周期特点，把农户经营竹林地2011—2012年(1度)总产值(包括竹材产值和竹笋产值)的年平均值作为被解释变量。本文的主要目的是分析林地细碎化对农户林业生产技术效率的影响，林地细碎化指标以每户经营竹林地块的块均面积作为主要解释变量。同时影响竹林产出的因素也有很多，如劳动力投入，农药、化肥及灌溉等物质费用投入，竹林地的经营面积等，另外竹林生产也要受到其他随机因素的影响，比如林地距家距离、户主的决策等。本文经过比较分析多个变量的试算结果，最终选择了表 3中的变量作为影响竹林生产效率函数的解释变量，各解释变量的说明和统计值如表 3所示。
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利用Frontier 4.1计量软件对随机前沿生产函数模型和技术效率模型进行极大似然估计，表 4是超越对数的随机前沿生产函数模型的参数估计结果。从表 4可以看出，模型总体上估计良好，γ=0.99，说明随机前沿生产函数模型的误差主要由技术效率损失所引起，即没有达到生产前沿面的99%是由技术非效率引起的，而随机因素引起的误差仅为1%，这说明模型采用的随机生产函数是有效的。而且对模型进行极大似然比检验，LR检验值为17.44，大于临界值χ0.0528=15.50，在统计上比较显著。
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从模型估计结果来看，劳动力投入量、资本投入的平方、竹林经营面积平方对竹林产出都有正向影响，且分别在5%，1%，10%水平上显著。资本投入和竹林经营面积的交互项对竹林产出有负向影响，且达到10%的显著水平。
对超越对数生产函数进行求导可以分别计算出各种投入要素的产出弹性。 劳动力要素的产出弹性为:
| $ {\eta _1} = {\beta _1} + {\beta _4}\ln {X_1} + {\beta _7}\ln {X_2} + {\beta _8}\ln {X_3}; $ | (5) |
资本要素的产出弹性为:
| $ {\eta _2} = {\beta _2} + {\beta _5}\ln {X_2} + {\beta _7}\ln {X_1} + {\beta _9}\ln {X_3}; $ | (6) |
竹林面积的产出弹性为:
| $ {\eta _3} = {\beta _3} + {\beta _6}\ln {X_3} + {\beta _8}\ln {X_1} + {\beta _9}\ln {X_2}。 $ | (7) |
通过计算得出竹林生产过程中劳动力要素、资本要素、竹林面积要素的产出弹性分别为: 0.204 75，0.271 36，0.119 37。这说明单位面积劳动力投入、农药化肥等物质投入增加均能提高竹林的产出，当劳动力投入和资本投入分别增加1%时，对应的竹林产出分别增加20.48%和27.14%，表明在现有技术水平条件下，可以通过加大劳动力及物质费用的投入提高竹林的产出水平，这与宋长鸣等(2012)的研究结果相似。但是，在调查中发现，目前调研地区劳动力市场供不应求，劳动力价格过高，如果增加农户竹林生产的劳动力投工量，可能会提高竹林生产的投入产出比，从而影响竹林的生产效率，而增加农药化肥等物质费用的投入将会对山林生态环境造成破坏。同时，竹林经营面积的产出弹性大于0，这说明竹林经营面积的边际产出大于0，可以通过扩大竹林经营面积来增加竹林产出。
3.2.2 技术效率模型估计结果分析农户生产技术效率反映的是农户能够在多大程度上运用现有前沿技术达到最大产出的能力，综合反映现有前沿技术的普及和应用程度。本文直接采用“一步法”参数估计，利用Frontier 4.1得出的结果是有效和无偏的(李谷成等，2009)。表 5是影响农户竹林生产技术效率的因素对竹林生产技术效率影响的估计结果，系数的正号表示该变量对技术效率有负向影响，负号表示有正向影响。从模型的估计结果可见:
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1)农户竹林生产技术效率较低。调查区域农户竹林生产技术效率相对较低，只达到了37.04%的水平，如果要消除技术效率的损失，农户的竹林生产技术效率还有62.96%的提升空间。
2)块均面积的大小对竹林生产技术效率影响不显著。在控制其他因素不变的情况下，农户经营竹林块均面积对竹林生产技术效率没有显著影响。这与多数学者研究得出的耕地细碎化不利于农业生产技术效率的结论(Wadud et al.，2000； 苏旭霞等，2002； 李鑫等，2012)不同。可能的原因是调研地区人多地少，农户实际经营的竹林面积相对较小，同时近年来竹产品的价格不断提高，且竹林的生产经营管理不同于耕地，投入发生间断对竹林产出不易发生重大影响，其投入具有长期性和间断性的特点，因此，农户竹林生产经营的积极性并不会由于林地的细碎化而受到影响。从前面的描述性统计可见，在块均面积较小的情况下，农户以高投入获得高产出。
3)竹林地平均立地质量对竹林生产技术效率有负向影响，农户家庭是否有人参与竹林生产技术培训对竹林生产技术效率有正向影响。从模型估计结果可见，竹林地立地质量对竹林生产技术效率有负向影响，且在1%水平上显著，说明竹林立地质量越好，竹林生产技术效率越高。此外农户家庭是否有人参与竹林生产技术培训对竹林生产技术效率有正向影响，且在10%水平上显著，说明若农户家庭有人参与竹林生产技术培训，则竹林生产技术效率提高。
4 结论与建议本文采用超越对数的随机前沿生产函数模型分析农户竹林生产的技术效率，并对影响竹林生产技术效率的外生因素进行了实证分析，重点考察林地细碎化程度对竹林生产技术效率的影响。根据实证结果得出如下结论:
1)随机前沿生产函数的误差99%是由技术非效率引起的，而随机因素引起的误差仅为1%；劳动力、资本、竹林地面积的产出弹性分别为0.204 75，0.271 36，0.119 37。
2)目前龙游县农户竹林生产技术效率较低，仅为37.04%，实际产出距离生产前沿面的距离还有62.96%，技术效率还有很大的提升空间。
3)竹林地细碎化对竹林生产技术效率的影响不显著。竹林地立地质量是影响竹林生产技术效率的关键因素，立地质量越好，技术效率相对越高。农户家庭成员是否参与竹林生产技术培训对竹林生产技术效率有正向影响，说明若农户家庭成员参与竹林生产技术培训，竹林生产技术效率提高。
在上述研究结论的基础上，提出如下建议:
1)加强劳务的输入及资本投入。政府应加强与周边地区的联系，开展有组织的劳务输入，解决雇工困难。为了有组织地开展这项活动，应成立劳务交流协调小组，具体负责与周边地区劳务合作的规划、组织、协调工作，加强对劳务合作交流的组织领导，提升竹林生产的机械化水平，增加资本投入量。
2)不断改善竹林地立地质量。积极采用有利于立地质量改善的生产经营措施，在保护竹林地生态效益的基础上，增施有机肥，积极开展竹林的生态经营，改善土壤质量； 增加林区基础设施的投入，不断提高竹林地的立地质量条件。
3)加强对农户竹林生产的技术培训。引进先进的生产经营管理技术，加大对农户竹林生产的技术培训力度，为农户提供更好的专业化服务和指导，提高劳动力投入的质量，从而提高林业生产的技术效率。
| [1] |
孔凡斌,杜 丽.2008.集体林权制度改革中的林权流转及规范问题研究.林业经济问题, 28(10): 377-384.( 1)
|
| [2] |
孔凡斌,廖文梅.2012.集体林分权条件下的林地细碎化程度及与农户林地投入产出的关系——基于江西省8县602户农户调查数据的分析.林业科学,48(4): 119-126.(2)
|
| [3] |
赖作卿,张忠海.2008.基于DEA方法的广东林业投入产出效率分析.林业经济问题,28(4): 323-326.(1)
|
| [4] |
李寅秋,陈 超.2011.细碎化、规模效应与稻农投入产出效率.华南农业大学学报: 社会科学版,10(3): 72-78.(1)
|
| [5] |
李春华,李 宁,骆华莹,等.2011.基于DEA方法的中国林业生产效率分析及优化路径.中国农学通报,(19): 55-59.(1)
|
| [6] |
李谷成,冯中朝,范丽霞.2009.小农户真的更加具有效率吗?——来自湖北省的经验证据.经济学(季刊),9(1): 95-123.(1)
|
| [7] |
李 鑫,欧名豪,肖长江,等.2012.基于景观指数的细碎化对耕地生产效率影响研究.长江流域资源与环境,(6): 707-713.(2)
|
| [8] |
吕 晓,黄贤金,钟太洋,等.2011.中国农地细碎化问题研究进展.自然资源学报,26(3): 530-540.(1)
|
| [9] |
米 锋,刘智丹,李卓蔚,等.2013.甘肃省林业投入产出效率及其各指标影响力分析——基于DEA模型的实证研究.林业经济,(12): 100-104.(1)
|
| [10] |
宋长鸣,向玉林.2012.林业技术效率及其影响因素研究——基于随机前沿生产函数.林业经济,(2): 66-70.(2)
|
| [11] |
苏时鹏,马梅芸,林 群.2012.集体林权制度改革后农户林业全要素生产率的变动——基于福建农户的跟踪调查.林业科学,48(6): 127-135.(1)
|
| [12] |
苏旭霞,王秀清.2002.农用地细碎化与农户粮食生产——以山东省莱西市为例的分析.中国农村经济,(4): 22-28.(2)
|
| [13] |
田 杰,姚顺波.2013.中国林业生产的技术效率测算与分析.中国人口·资源与环境, 23(11): 66-72.(1)
|
| [14] |
田淑英,许文立.2012.基于DEA模型的中国林业投入产出效率评价.资源科学,(10): 1944-1950.(1)
|
| [15] |
王秀清,苏旭霞.2002.农用地细碎化对农业生产的影响——以山东省莱西市为例.农业技术经济,(2): 2-7.(1)
|
| [16] |
许 庆,田士超,徐志刚,等.2008.农地制度-土地细碎化与农民收入不平等.经济研究,(2): 83-92.(1)
|
| [17] |
张尹君杰,卓建伟.2008.土地细碎化的正面与负面效应的双重论证——基于河北省农户固定观察点资料的实证研究.江西农业大学学报: 社会科学版,7(4): 25-29.(1)
|
| [18] |
Aigner D,Lovell C,Schmidt P.1977.Formulation and estimation of stochastic frontier production function models.Journal of Econometrics,6(1): 21-37.(1)
|
| [19] |
Battese G E, Corra G S.1977.Estimation of a production frontier model: With application to the pastoral zone of eastern Australia.Australian Journal of Agricultural Economics,(21): 169-179.(1)
|
| [20] |
Battese G E, Coelli T J. 1995.A model for technical inefficiency effects in a stochastic frontier production function for panel data.Empirical Economics,(20): 325 -332.(1)
|
| [21] |
Meeusen W, Van den Broeck J.1977. Efficiency estimation from Cobb-Douglas production functions with composed error. International Economics Review,(18): 413-430(1)
|
| [22] |
Wadud M,White B.2000.Farm household efficiency in Bangladesh: A comparison of stochastic frontier and DEA methods.Applied Economics,32(13): 1665-1673.(2)
|