faculty of economics –- cmu · faculty of economics –- cmu. keywords: production efficiency,...
TRANSCRIPT
FACULTY OF ECONOMICS –- CMU
วธวดประสทธภาพทางเทคนคของผผลตผลตผลทางการเกษตร
ดวยตวแบบการวเคราะหขอบเขตผลผลตเชงสม
Technical Efficiency Approach of Agricultural Producers
by Stochastic Frontier Analysis
ปยะวทย ทพรส9
1
Piyavit Thipbharos
บทความนมจดประสงคเพอนาเสนอความสาคญและวธ
ศกษาการวดประสทธภาพทางเทคนคการผลตผลตผล
ทางการเกษตรแบบมงเนนการใชปจจยการผลตดวยตว
แบบการว เคราะหขอบเขตผลผลต เชงส ม (SFA)
ประสทธภาพทางเทคนคมความสาคยสาคญทจะทาให
เกดการผนกกาลงกนของนกวจยและ/หรอนกขบเคลอนนโยบายทวโลก โดยเฉพาะ
ประเทศกาลงพฒนาและประเทศพฒนาแลว นยมใชระดบประสทธภาพทางเทคนค
เปนตวชวดประสทธภาพการผลตทางการเกษตรโดยเฉพาะการผลตขาวหรอผลตผล
อนๆ เนองจากมผลตอการเตบโตทางดานผลตภาพการผลตขาวของประเทศ
ประสทธภาพการผลตถกนาเสนอตามแนวคดของ Farell (1957) ทงน ในสวนของ
ประสทธภาพทางเทคนคแบบมงเนนการใชปจจยการผลต Farell อธบายวาเปน
ความสามารถของผผลตในการใชปจจยการผลตหรอเทคโนโลยการผลตทมอยใหนอย
ทสดเพอผลตผลผลตใหไดสงสดทเปนไปได หรอกลาวอกนยหนง คอ สามารถใชปจจย
การผลตนอยแตไดผลผลตมาก จากแนวคดของ Farell นาไปสการทานายคาระดบ
ประสทธภาพทางเทคนค 2 แบบ คอ (1) แบบพาราเมทรก ซงเปนเทคนคทางเศรษฐ
มตทใชการประมาณคาขอบเขตผลผลตเชงสมดวยตวแบบ SFA รวมกบตวแบบ
อทธพลความไมมประสทธภาพ (IEM) (2) แบบนอนพาราเมทรก ซงเปนเทคนคการ
วดดวยโปรแกรมเชงเสนตรงดวยตวแบบ DEA สาหรบเครองมอวดระดบประสทธภาพ
ทางเทคนคของผผลตผลตผลทางการเกษตรในระดบสากล ตวแบบ SFA จะไดรบ
1 ผชวยศาสตราจารยประจากลมวชาการประกอบอาหารเพอสขภาพ วทยาลยการแพทยบรณาการ
มหาวทยาลยธรกจบณฑตย
Assistant Professor, Major of Science Program in Culinary for Health, College of Integrative
Medicine, Dhurakij Pundit University
บทคดยอ
-93-
JOURNAL OF ECONOMICS CHIANG MAI UNIVERSITY – 20/2
ความนยมมากทสด เนองจากสามารถวดประสทธภาพทางเทคนคและความไมม
ประสทธภาพทางเทคนคทเกดจากความคลาดเคลอนทผผลตไมสามารถควบคมได
ในชวงการผลต ไมวาจะเปนความคลาดเคลอนจากตวผผลตหรอความคลาดเคลอน
จากภายนอกทผผลตไมสามารถควบคมได ซงความคลาดเคลอนเหลานลวนมอทธพล
ตอขอบเขตผลผลตทงสน
คาสาคญ: ประสทธภาพการผลต ระดบประสทธภาพทางเทคนค ผลตผลทาง
การเกษตร ฟงกชนขอบเขตผลผลต การวเคราะหขอบเขตผลผลตเชงสม
ตวแบบอทธพลความไมมประสทธภาพ
The purpose of this article is to present the cucial
role and studying approach of agricultural
produce input-saving oriented technical efficiency
measurement by stochastic frontier analysis ;
SFA . They have been widely collaborated by
both researchers and policy makers around the globe. Measurement of technical
efficiency ( TE ) score in agricultural produce namely rice and others have
received particular attention in developing and developed countries because of
the importance of productivity growth in country rice production . The concept of
production efficiency as proposed by Farrell (1 9 5 7 ) describes a measure of
input-saving oriented technical efficiency. In addition, Farrell defined TE as the
producer’s ability to produce maximum output given a set of input bundles and
technology. Farrell’s definition illustrated above led to the development of
methods for estimating the TE score of producer.
Two quantitative approaches are developed to conceptualize Farrell’s definition
of efficiency measurement of unobservable frontier that is parametric based on
the econometric estimation of the production frontier ( one step simultaneously
stochastic frontier analysis incorporated with inefficiency effect model ; IEM) and
non-parametric based on the linear programming techniques (Data envelopment
analysis (DEA) model). Most of the cited studies employed SFA by the fact that
the technique is capable of capturing technical inefficiency
( TI ) in the production process, measurement error as well as other statistical
noise effecting the shape and position of the producer,s frontier production.
Abstract
-94-
FACULTY OF ECONOMICS –- CMU
Keywords: Production efficiency, Technical efficiency score, Agricultural
produce, Frontier production function, Stochastic frontier analysis
(SFA, Inefficiency effect model (IEM)
ก า ร วด ป ร ะ สท ธภ า พ ก า ร ผ ลต ( Production
efficiency measurement) ข อ ง ผ ผ ล ต ใ น ภ า ค
การเกษตรไมใชองคความรใหม แตมความสาคญ
และไดรบการยอมรบอยางกวางขวางในระดบสากล
มผลการวจยเชงประจกษมากมายทเกดจากความ
รวมมอกนระหว างนกวจยและนกขบเคลอน
นโยบายของแตละประเทศ โดยเฉพาะประเทศทกาลงพฒนาและประเทศทพฒนาแลว
นยมนาระดบประสทธภาพการผลต (Production efficiency score) เปนมาตรวด
ความสามารถของผผลตในดานการลดตนทนและการเพมขนของผลผลตไดอยางม
ประสทธภาพหรอไม (Ogundari et al., 2010; Rhaman & Barmon, 2015)
การวดประสทธภาพการผลตถกนาเสนอโดย Farrell (1957) ซงไดให
แนวคดเกยวกบการวดประสทธภาพการผลตของผผลต ทงนในทางเศรษฐศาสตร คา
วา”ผผลต” จะเรยกวา“หนวยผลตหรอหนวยตดสนใจ” (Decision making units;
DMUs) ทดาเนนการผลตภายใตขอสมมตทางสถตของฟงกชนผลผลตทมลกษณะให
ผลตอบแทนตอการขยายขนาดการผลตคงท (Constant return to scale) หรอ CRS
และขอสมมตการทดแทนกนของปจจยการผลตได (Battest, 1992; Ogundari et al.,
2010) ทงนการวดประสทธภาพการผลตประกอบดวย 3 ประสทธภาพ ดงน
(1) ประสทธภาพทางเทคนค (Technical efficiency) หรอคา TE หมายถง
ประสทธภาพแสดงความสามารถของผผลตในการเพมผลผลตใหไดมากทสดภายใต
ความเปนไปไดของระดบปจจยการผลตทม (Output-increasing oriented technical
efficiency) หรอการวดความสามารถของผผลตในการใชปจจยการผลตทมอยใหนอย
ทสดสาหรบการผลตระดบผลผลตจานวนคงททกาหนด (Input-saving oriented
tecchnical efficiency) (Farrell, 1957; Tzouvelekas et al., 2002; Coelli et al., 2005;
Backman et al., 2012; Rhaman, 2013) ทงน เราจะทราบวาผผลตมคา TE แบบ
มงเนนการใชปจจยการผลตทมระดบนอยทสดหรอมงเนนผลผลตระดบสงสดทเปนไป
ไดนน Farrell (1957) เสนอแนะวาสามารถทานายไดจากการวเคราะหผลตอบแทนตอ
1
บทนา
-95-
JOURNAL OF ECONOMICS CHIANG MAI UNIVERSITY – 20/2
การขยายขนาดการผลต (Return to scale) หรอ คา RTS (Ogundari et al., 2010;
Rhaman & Barmon, 2015)
(2) ประสทธภาพทางจดสรรปจจยการผลตหรอประสทธภาพดาน
ราคาปจจยการผลต (Allocative efficiency) หรอคา AE หมายถง ประสทธภาพท
แสดงความสามารถของผผลตในการใชปจจยการผลตแตละชนดในสดสวนทเหมาะ
ทสดภายใตราคาของปจจยการผลตและผลผลตทผผลตกาลงเผชญ (Farrell, 1957;
Kumbhakar & Lovell, 2000; Tzouvelekas et al., 2002; Coelli et al., 2005; Rhaman,
2013)
(3) ประสทธภาพทางเศรษฐกจ (Economic efficiency) หรอคา EE
หมายถง ประสทธภาพทแสดงความสามารถของผผลตในการเลอกใชปจจยการผลต
จานวนนอยทสดและทาใหเกดตนทนการผลตตาสดจากผลผลตทกาหนดใหจานวน
คงทคาหนง (Farrell, 1957; Kumbhakar & Lovell, 2000; Tzouvelekas et al., 2002;
Coelli et al., 2005; Rhaman, 2013)
สาหรบบทความนจะนาเสนอเทคนคการวดระดบประสทธภาพทางเทคนค
หรอคา TE score ของผผลตผลตผลทางการเกษตร โดยเฉพาะการผลตขาว ซงจะ
เรมจากการอธบายแนวคดการวดประสทธภาพการผลตรวม วธวดระดบประสทธภาพ
ทางเทคนค ตวแบบการวเคราะหขอบเขตผลผลตเชงสม (Stochastic frontier
analysis; SFA) ตวแบบอทธพลความไมมประสทธภาพ (Inefficiency effect model;
IEM) ในชวงทายจะเปนขอสรปและเสนอแนะแนวทางทเปนประโยชนสามารถนาไป
ประยกตและ/หรอศกษาชองวางการวจยเพอใชเปนแนวทางกาหนดนโยบาย สาหรบ
การเพมระดบประสทธภาพทางเทคนคใหแกผผลตผลตผลในภาคการเกษตรของไทย
ซงเปนตวชวดหนงของความมนคงดานอาหาร (Food security) (Majumder et al.,
2016)
ดงทไดกลาวขางตนวา Farrell (1957) เปนผนาเสนอ
แนวคดการวดประสทธภาพการผลตของผผลตแบบ
มงเนนการใชปจจยการผลต (Input-saving oriented
tecchnical efficiency) แสดงดง ภาพท 1 โดยสมมต
วาผผลตมการใชปจจยการผลตทมอยจานวน 2 ชนด
( )1 2,X X เพอผลตผลผลต ( )Y จานวนคงทท
กาหนด โดยใหเสนผลผลตเทากนจานวนหนงหนวย (Unit isoquant) ( SS ′ ) เสนนจะ
แสดงความเปนไปไดสาหรบวดคา TE ตลอดทงเสน ทกจดบนเสนผลผลตเทากน
2
แนวคดการวด
ประสทธภาพการ
ผลต
-96-
FACULTY OF ECONOMICS –- CMU
ผผลตจะทาการผลตภายใตคาTE score เทากน หมายถง ทกจดบนเสนนผผลตจะใช
ปจจยการผลตในระดบตาทสดทเปนไปไดสาหรบการผลตผลผลตจานวนหนงหนวย
หรอกลาวอกนยหนง คอ ณ ระดบปจจย 1X ทกาหนดใหในการผลตผลผลตจานวน 1
หนวยจะมการใช 2X เปนจานวนนอยทสด หรอในทางกลบกน ณ ระดบ 2X ท
กาหนดใหในการผลตผลผลตจานวน 1 หนวยจะมการใช 1X เปนจานวนนอยทสด
เชนเดยวกน
เสน AA′ คอ เสนคาใชจายรวม (Isocost) ในการผลตผลผลต 1 หนวย โดยม
ความชน (Slope) เทากบอตราสวนของราคาปจจยการผลตทงสองชนด สวนจด Qและจด P หมายถง คาใชจายในการผลตผลผลตจานวน 1 หนวยทสงขนตามลาดบ
จด Q คอ จดทมคาTE จดหนง เนองจากอยบนเสน SS ′ ซงจด Q นเพอใหไดผลผลต
จานวน 1 หนวย ผผลตจะตองใชปจจยการผลตจานวน 1OX และ 2OX หนวย ขณะท
จด P คอ จดทไมมคา TE (หรอมคา 1 TE− ) เนองจากจดนอยนอกเสน SS ′ ดงนน การผลตทจด P เพอใหไดผลผลตจานวน 1 หนวยผผลตจะตองใชปจจยการ
ผลตจานวน 1OX และ 2OX ทเพมขนเพอผลตใหไดผลผลตจานวน 1 หนวย
นอกจากนจาก ภาพ 1 จะเหนอกวา การวดคา TE ทจด Q จะวดดวยอตราสวน
OQ OP แสดงดงสมการท (1)
( ) ( )1TE OQ OP QP OP= − (0 ≤TE ≤1) (1)
ซงคา TE ทไดจะอยระหวาง 0 และ 1.0 เชน ผผลตรายหนงมคา TE score
0.88 หมายถง ผผลตรายนมคา TE รอยละ 88 ซงสามารถเพมคา TE ไดอกรอยละ
22 หรอกลาวอกนยหนงผผลตมระดบความไมมประสทธภาพทางเทคนค (Technical
inefficiency score) หรอ คา TI รอยละ 22 ถาคา TE score เทากบ 1.0 หมายถง
ผผลตรายนมระดบประสทธภาพทางเทคนคสงสดทเปนไปได (Full TE score) ซง
จาก ภาพ 1 หมายถงทจด Q นนคอ สอดคลองกบการอธบายของ Farrell (1957) ท
กลาววา ถาสมมตนาจด P มาทบจดQ ทอยบนเสน SS ′ จะไดอตราสวนน เทากบ 1.0
หมายความวา ผผลตรายนมคาTE score รอยละ 100 แสดงวาผผลตมคา TE สงสด
ทเปนไปได หรอกลาวอกนยหนง คอ ผผลตรายนมคะแนนประสทธภาพ เทากบ 1.0
ซงในทางปฏบตเปนไปไดยากหรอแทบเปนไปไมไดเลย
-97-
JOURNAL OF ECONOMICS CHIANG MAI UNIVERSITY – 20/2
ภาพ 1 Technical and allocative efficiency
ทมา: Farrell (1957); Coelli et al. (2005)
จากภาพ 1 ขางตนจะพบอกวา ถาจด P อยหางไกลออกไปจากเสน SS ′มากเทาใดอตราสวนนจะเขาใกลศนยมากขน หมายความวาผผลตอาจมมคา TE
ลดลงมากขนเนองจากอาจเปนไดวา ณ จดนมการใชปจจยการผลตในสดสวนทไม
เหมาะสม ขณะทจด Q เปนจดทผผลตมคา TE แตไมใชจดทมการใชปจจยการ
ผลตในสดสวนทเหมาะสมทางเศรษฐศาสตร นนคอ ระหวางจด Q และ Q′ ตางอย
บนเสน SS ′ ซงแสดงถงจดทผผลตมคา TE ดวยกนทงค แตจด Q′ เปนจดทสมผสกบ
เสนคาใชจายรวมทตากวาการผลตสาหรบผลผลตจานวน 1 หนวย โดยใชปจจยการ
ผลต ทจด Q′ จงทาใหผผลตเสยตนทนการผลตตากวาจด Q และเปนจดเสยตนทน
การผลตทตาทสดดวย เนองจากเปนจดทสมผสกบเสนคาใชจายเสนทตาทสด ดงนน
การผลตทจด Q′ จงเปนจดทผผลตมทงประสทธภาพทางเทคนคและประสทธภาพการ
จดสรรปจจยการผลต
Farrell (1957) ยงอธบายว าการวดคา AE ทจด Q ซงหาไดโดยใช
อตราสวนของ OR OQ แสดงดงสมการท (2) ซงมคาตากวา 1.0 สวนทจดQ′มคา
AE เทากบ OQ OP′ ซงเทากบ 1.0 แสดงวาผผลตมคา AE สงสดทเปนไปได
สามารถอธบายไดวาถาอตราสวนราคาของปจจยการผลตทงสองสามารถแสดงโดย
ความชนของเสนตนทนเทากบ AA′ (Isocost) ดงนน การวดคา AE แบบมงเนนปจจย
การผลต (Input-oriented allocative efficiency) สามารถวดไดจากการคานวณ
อตราสวนแสดงดงสมการท (2)
( )AE OR OQ= (2)
X2/Y
X1/Y
-98-
FACULTY OF ECONOMICS –- CMU
สาหรบมาตรวดคา EE ของผผลตเราสามารถหาไดจากผลคณของคาTEกบคา AE แสดงดงสมการท(3) ดงนนผผลตทมคา EE ทจด P จะมคาเทากบ
( ) ( )OQ OP OR OQ× จะไดสมการ OR OP แสดงดงสมการท (4) ทงน การวด
คา EE ของผผลตแบบมงเนนปจจยการผลตสามารถวดไดจากการคานวณอตราสวน
ดงสมการท (3) ถงสมการ (4) (Farrell, 1957; Kumbhakar & Lovell, 2000; Coelli et
al.,2005; Ogundari et al., 2010 ; Rhaman , 2013 ) ดงน
( ) ( )EE TE AE OQ OP OR OQ= × = × (3)
( )EE OR OP= (4)
ตอมา Battest (1992) ไดสนบสนนแนวคดของ Farrell (1957) โดยได
อธบายวา ทจด P , Q หรอ Q′ แสดงดง ภาพ 1 ขางตนนน Battest (1992)
หมายถง จดทแสดงถงอตราสวนของปจจยการผลตตอผลผลตจานวน 1 หนวย หรอ
เรยกวา Input-per-unit-of-output ( )1 2,X Y X Y เหนอเสน II ′ของผผลต A
แสดงดง ภาพ 2 จะเหนวาคา TE ของผผลตจะเทากบ OB OA ทจด A แตเสน
II ′ มลกษณะ Convex function ทอย ใตคา Input-per-unit-of-output ratios ทงน
Farrell (1957) อธบายวาในทางปฏบตแลวไมสามารถทาได แตจะสามารถประมาณคา
เสนผลผลตเทากนในรป Piecewise linear convex isoquant โดยผานตวแบบนอน
พาราเมทรก (Non-parametric) เชน การใชตวแบบการวเคราะหโอบลอมขอมล (Data
envelopment analysis ; DEA) ซ ง เ ปน เทคนคโปรแกรมเชง เสนตรง (Linear
programming techniques) จะไมนาเสนอในบทความน ทงน คาสงเกตหรอคา
Observed input-output ratios นนจะตองอยบนเสนหรอเหนอเสนนข นไป แสดงดง
ภาพ 3
ภาพ 2 Technical efficiency of firms in relative input space.
ทมา: Battese (1992)
X2/Y
X1/Y
-99-
JOURNAL OF ECONOMICS CHIANG MAI UNIVERSITY – 20/2
ภาพ 3 เสนผลผลตเทากนในรปแบบ piecewise linear convex isoquant
ทมา: Farrell (1957) และ Songsrirote & Singhapreecha (2007)
อกแนวทางหนงท Farrell (1957) แนะนา คอ สามารถประมาณคาฟงกชน
ผลผลตหรอฟงกชนขอบเขตผลผลต ดวยการสรางเสนขอบเขตผลผลตผานตวแบบ
พาราเมทรก (Parametric frontier production function) ทเหมาะสมภายใตขอสมมต
ของผลตอบแทนตอการขยายขนาดการผลตคงทหรอคา CRTS และตวแบบนตอง
สามารถอธบายตวแปรผลผลต (Response function) ไดดวย แสดงดง ภาพ 4 จะ
เหนวาแกนนอนเปนปจจยการผลต ( )X ทเกยวของกบการผลตผลผลต ( )Y คา
Observed input-output values จะอยใตเสนขอบเขตผลผลตทกจด แสดงวาผผลต A
ไมสามารถใชปจจยการผลตเพอผลตผลผลตทเปนไปไดสงสด (Maximum output
possible) ภายใตเทคโนโลยการผลตทมอย แตผผลต A สามารถวดคา TE ไดจาก
สมการ TE Y Y ∗= เมอ Y คอ ผลผลตทผลตไดจรง (Produces or observed
outputs) ภายใตระดบปจจยการผลตทมอย แสดงดวยจด A ขณะท Y ∗ คอ ผลผลต
ทอยบนเสนหรอใกลเสนขอบเขตผลผลต (Frontier output) ภายใตเงอนไขระดบปจจย
การผลตทมอยซงแสดงดวยจด B
X2/Y
X1/Y
-100-
FACULTY OF ECONOMICS –- CMU
ภาพ 4 Technical efficiency of firms in input-output space.
ทมา: Battese (1992)
การวดระดบประสทธภาพทางเทคนค หรอการวด
คาTE score เปนวธวดทไดร บความนยมอยาง
กวางขวางสาหรบวดประสทธภาพการผลตของ
ผผลตผลตผลทางการเกษตรในระดบสากล
ปจจบนวธวดระดบประสทธภาพทางเทคนคม 2
แบบ ดงน
(1) แบบนอนพาราเมทรก (Non-parametric
approach) เปนวธวดทไมมการกาหนดรปแบบ
ฟงกชนขอบเขตผลผลตและรปแบบการกระจาย
ของความคลาดเคลอนองคประกอบ (Composed error) หรอคาε ตวแบบทใชวด เชน
เทคนควเคราะหการโอบลอมขอมล (Data envelopment analysis ; DEA) การ
ประมาณคาขอบเขตผลผลต (Frontier production) จะสรางจากขอมลของตวอยางท
เกบมาเรยกวา Piecewise linear frontier production แสดงดง ภาพ 3 ขางตน วธน
สามารถวเคราะหปจจยการผลตและผลผลตไดมากกวา 1 ชนด ซงถอไดวาเปนจดเดน
ของวธน แตวธ DEA จะไมไดนาคาความคลาดเคลอนทางสถตมาพจารณาและไมตอง
กาหนดขอสมมตทางสถต จงทาใหตวแบบนมความออนไหว (Sensitivity) หรอไวตอ
ความคลาดเคลอนจากการวดทอาจเกดขนมาในชวงการผลต (Charnes et al., 1978;
Coelli et al., 2005; Takara et al., 2010)
3 ตวแบบวดระดบ
ประสทธภาพทาง
เทคนคและความไม
มประสทธภาพทาง
เทคนค
-101-
JOURNAL OF ECONOMICS CHIANG MAI UNIVERSITY – 20/2
(2) แบบพาราเมทรก (Parametric approach) เปนวธวดดวยตวแบบทาง
เศรษฐมตทตองกาหนดรปแบบฟงกชนขอบเขตผลผลตและกาหนดรปแบบการ
กระจายของความคลาดเคลอนองคประกอบ วธนไดรบความนยมและใชกนอยาง
กวางขวางมากทสดในสากล ดงแสดงในตาราง 1 ตวแบบทนยมใชมากทสด เชน
การวเคราะหขอบเขตผลผลตเชงสม (Stochastic frontier analysis ; SFA) โดยวธนจะ
พจารณาความคลาดเคลอนทางสถต (Statistical (noise) errors) หรอคา ν และ
ความคลาดเคลอนจากความไมมประสทธภาพของผผลต (Inefficiency errors) หรอคา
µ ซงเปนสาเหตทตองกาหนดรปแบบฟงกชนผลผลตและขอสมมตการกระจาย
(Distribution assumption) ของความไมมประสทธภาพของผผลต แตวธนจาเปนตอง
กาหนดฟงกชนผลผลตใหถกตองและเหมาะสม (Farrell, 1957; Meeusen & Van den
Broeck, 1977; Aigner, Lovell, & Schmidt,1977; Coelli, 1996; Kumbhakar & Lovell,
2000; Coelli et al., 2005; Songsrirote & Singhapreecha, 2007) ซงฟงกชนผลผลต
ทนยมกาหนดใหกบตวแบบ SFA สาหรบการวดระดบประสทธภาพทางเทคนคไดแก
Cobb-Douglas production function และ Translogs production function (Ogundari
et al., 2010; Rhaman, 2013; Rhaman & Barmon, 2015)
สาหรบบทความน จะอธบายแนวคด ความสาคญและวธวดระดบ
ประสทธภาพทางเทคนค และความไมมประสทธภาพทางเทคนคสาหรบการผลต
ผลตผลทางการเกษตรดวยตวแบบ SFA รวมกบตวแบบ IEM เทานน
ตวแบบ SFA ไดรบความนยมอยางกวางขวางใน
ระดบสากลทงประเทศกาลงประเทศและประเทศ
พฒนาแลว สาหรบใชเ ปนเคร องมอวดระดบ
ประสทธภาพทางเทคนคดานการเกษตร เนองจาก
สามารถทานาย (Predict) คา TE score ของผผลต
หรอเกษตรกรไดวามประสทธภาพการผลตมากนอย
เพยงใด (Kumbhakar & Lovell, 2000; Coelli et al.,
2005)
SFA เปนตวแบบทางเศรษฐมต (Econometric model) ซงพฒนาโดย 3
ผลงานวจยในป ค.ศ. 1997 ไดแก Meeusen, & Van den Broeck (1977); Aigner et
al. (1977) และ Battese & Corra (1977) ทง 3 ผลงาน อธบายวา ตวแบบ SFA ท
แสดงดงสมการ (7) คลายกบตวแบบ Deterministic frontier analysis (DFA) แสดงดง
สมการ (6) กอนหนานตวแบบ DFA ซงพฒนาโดย Aigner & Chu (1968) ใชสมการ
4 SFA: ตวแบบวด
ระดบประสทธภาพ
ทางเทคนค
-102-
FACULTY OF ECONOMICS –- CMU
ของ Cobb-Douglas เปนฟงกชนผลผลต แสดงดงสมการ(5) เรยกวา Cobb-Douglas
frontier production function ยกเวน จะมคาความคลาดเคลอนเชงสมสมมาตร
(Symmetric random (noise) error; ν ) เพมเขามาในตวแบบ (Coelli et al., 2005;
Orgaundari et al., 2010; Backman et al., 2012; Rhaman, 2013; Rhaman &
Barmon, 2013) นอกจากน ทง 3 ผลงานวจยยงไดพจารณาความคลาดเคลอนท
เกดขน 2 องคประกอบทเปนอสระจากกนเสมอ คอ คา ν และ µ ทงนแตละผลงาน
ยงไดพฒนาเสนขอบเขตผลผลต (Frontier production) และกาหนดขอสมมตการ
กระจายของคา ν , µ ในตวแบบ SFA ดวย (Kumbhakar & Lovell, 2000; Majumder
et al., 2016)
ตวแบบทวไปของ Cobb-Douglas 10 1
I
i iiq xββ
== Π (5)
ตวแบบ DFA ( );i i iq f x β µ= − (6)
ตวแบบ SFA ( );i i iq f x β ε= + (7)
เมอ i i iε ν µ= − ; 1,2,3,...,i n=
สามารถเปลยนสมการ (6) และ (7) ซงเปนสมการเสนตรง โดยใส Natural logarithm
(ฐาน e ) จะไดสมการ (8) และ (9) ตามลาดบ
ln lni iq xβ µ= − (8)
ln lni i iq xβ ε= + (9)
เมอ iq คอ ระดบผลผลต (Output level) ของผผลตท i
ix คอ ปรมาณปจจยการผลต (หนวย: ปรมาณ) ของผผลตท
i ( );if x β คอ ฟงกชนขอบเขตผลผลต (เชน ฟงกชนผลผลต
ของ Cobb-Douglass หรอ Translog)
iν คอ ความคลาดเคลอนสม (random error) ภายนอกของ
ผผลตท i ทพจารณาถงความคลาดเคลอนจากการวด
ปจจยเชงสม อนๆ (measurement errors) ความคลาด
เ คล อ น ทา งสถต (Statistical ( noise) error) หรอ
ความคลาดเคลอนจากการรบกวนแบบฉบพลน
(random shock) ซงอยนอกเหนอการควบคมของ
ผผลต
-103-
JOURNAL OF ECONOMICS CHIANG MAI UNIVERSITY – 20/2
iµ คอ ความคลาดเคลอนสมภายในของผผลตท i จากความ
ไมมประสทธภาพ (Random (inefficiency) error) เปน
ตวแปรสมทมคาไมตดลบ (Non-negative random
variable) ( 0≥µ )
β คอ พารามเตอรทไมทราบทตองการประมาณคา
ln คอ natural logarithm (ฐาน e )
จะเหนวาในสมการท (7) ขางตน จะมคาความคลาดเคลอนทเกดขน 2
องคประกอบ ( ,ν µ ) และเปนอสระจากกน ซงสามารถอธบายไดดงน
(1) องคประกอบแรก คอ ความคลาดเคลอนสม (ν ) ซงคานจะสะทอนถง
ความคลาดเคลอนสมทมลกษณะเปนตวรบกวนแบบสมมาตรทเบยงเบนรอบๆ
ขอบเขตผลผลต ( );f x β ของผผลตทง 2 ดาน (Symmetric two-sided error) คอ
เมอคา 0ν ≥ (คาบวก) หรอเมอคา 0ν < (คาลบ) จะสะทอนถงความคลาดเคลอนท
เกดจากการวด หรอความคลาดเคลอนทางสถต หรอความคลาดเคลอนจากการบกวน
แบบฉบพลน ซงอยนอกเหนอการควบคมของผผลต ไดแก โรคระบาด สภาพ
ภมอากาศแปรปรวน ภยธรรมชาต การประทวงรฐบาล การขนลงของราคานามนใน
ตลาดโลก ฯลฯ ลวนเปนสาเหตททาใหเกดคลาดเคลอนทสามารถเบยงเบนไปจาก
ขอบเขตผลผลตทงสน ในทางเศรษฐมตจงกาหนดใหขอสมมตการกระจายของคา ν
มลกษณะ iid (Identically and independently distributed) คอ มการกระจายแบบ
ปรกต (Normal distribution) มคาเฉลยเทากบศนย และมความแปรปรวนคงท 2vσ
ตามขอสมมตดงน 2(0, )viid Nν σ และคา ν กระจายอยางอสระกบคา µ เสมอ
( Coelli & Battese, 1997; Kumbhakar & Lovell, 2000; Coelli et al., 2005;
Orgaundari et al., 2010; Backman et al., 2012; Rhaman, 2013; Rhaman &
Barmon, 2015; Majumder et al., 2016)
(2) องคประกอบทสอง คอ ตวแปรสม (Random variable) ( µ ) ซงจะ
สะทอนถงคา TI score ทเกดจากความคลาดเคลอนของความไมมประสทธภาพของ
ผผลต (Random (inefficiency) error) และคานมคาไมตดลบ ( 0µ ≥ ) หมายความวา
ถาคา 0µ > จะมความคลาดเคลอนเบยงเบนออกไปจากขอบเขตผลผลต ซงชใหเหน
ถงความไมมประสทธภาพทางเทคนค ในทางกลบกนถาคา 0µ = แสดงวาผผลตม
ประสทธภาพทางเทคนคสงสดทเปนไปได (Full TE ) ดงนน ผผลตควรผลตใหอยบน
เสนหรอใตเสนขอบเขตผลผลตทแสดงถงการมประสทธภาพทางเทคนค (Kumbhakar
& Lovell, 2000; Coelli et al., 2005; Ogundari et al.,2010; Rhaman, 2013;
-104-
FACULTY OF ECONOMICS –- CMU
Majumder et al., 2016) ทงน ในทางเศรษฐมตจงกาหนดใหคา µ มขอสมมต 2(0, )iidN µµ σ+
แ ล ะ ม ก า ร ก ร ะ จ า ย แ บ บ Non-negative half - normal
distributions ( Coelli & Battese, 1997; Kumbhakar & Lovell, 2000; Coelli et al.,
2005; Majumder et al., 2016) โ ด ย ท Meeusen & van den Broeck ( 1977)
กาหนดการกระจายของความคลาดเคลอน µ เปนแบบ Exponential normal
distributions ( Coelli & Battese, 1997; Kumbhakar & Lovell ,2000) แ ส ด ง ด ง
ภาพ 5
ภาพ 5 การกระจายแบบ exponential normal สาหรบคา µ
ทมา: Kumbhakar & Lovell (2000)
สวน Battese & Corra (1977) ไดกาหนดการกระจายสาหรบคา µ เปน
แบบกงเสนโคงปรกต (Half - normal distribution) แสดงดง ภาพ 6 ขณะท Aigner et
al. (1977) นาคาการกระจายของ µ และคา ν มาพจารณารวมกน แสดงดง ภาพ 7
(Coelli & Battese, 1997; Kumbhakar & Lovell, 2000; Coelli et al., 2005)
-105-
JOURNAL OF ECONOMICS CHIANG MAI UNIVERSITY – 20/2
ภาพ 6 การกระจายแบบ Half - normal สาหรบคาµ
ทมา: Kumbhakar & Lovell (2000) ; Coelli et al. (2005)
ภาพ 7 การกระจายแบบ normal-half normal สาหรบคาµ และคา ν
ทมา: Kumbhakar & Lovell (2000)
นอกจากน Stevenson (1980) ไดกาหนดการกระจายความคลาดเคลอน
สาหรบคาµ เปนแบบ Truncated (at zero) - normal distribution (Coelli & Battese,
1997; Kumbhakar & Lovell, 2000; Coelli et al., 2005) แสดงดง ภาพ 8
-106-
FACULTY OF ECONOMICS –- CMU
ไมวาขอสมมตการกระจายของคา µ จะเปนแบบใด Kumbhakar & Lovell
(2000) อธบายวา คา µ นจะแสดงถงความคลาดเคลอนซงมความเบ (Skewness)
หรอการกระจายไมเปนเสนโคงปกต (Non-normal distribution)
ภาพ 8 การกระจายแบบ truncated (at zero) normal สาหรบคาµ
ทมา: Kumbhakar & Lovell (2000)
นอกจากน Coelli et al.(2005) อธบายการใชตวแบบ Cobb-Douglas เปน
ฟงกชนผลผลตเพอทานาย (predict) ขอบเขตผลผลตใหเขาใจมากขน โดยเรมดวยตว
แบบ SFA แสดงดงสมการ (10) ดงน
ตวแบบ SFA ( );q f x β ε= + (10)
โดยทองคประกอบความคลาดเคลอน ε ν µ= −
สามารถเปลยนสมการ (10) ใหอยในรปฟงกชนเชงเสนตรง โดยใส natural logarithm
(ฐาน e ) แสดงดงสมการ (11) ถง (13) ดงน
( )0 1ln lniq xβ β ν µ= + + − (11)
หรอ 0 1exp( lnq xβ β ν µ= + + − (12)
หรอ ( ) ( ) ( )0 1exp ln exp expq xβ β ν µ= + × × − (13)
deterministic noise inefficiency
component error error
-107-
JOURNAL OF ECONOMICS CHIANG MAI UNIVERSITY – 20/2
ตวแบบในสมการ (10) ถง (13) ขางตนนน Coelli et al. (2005) ไดอธบาย
ถงขอบเขตผลผลตเชงสม ซงแสดงดง ภาพ 9 โดยท Coelli et al. (2005) ไดสราง
กราฟแสดงถง 2 ผผลต (สมมตผผลต A และ B) มการใชปจจยการผลต ( )x เพอให
ไดผลผลต ( )q จะเหนวา สมการของ Deterministic component นนสะทอนถงการ
ลดนอยถอยลงของการขยายขนาดการผลต (Diminishing return to scale ; DRTS)
ทงน คา x และ q จะถกวดในแนวแกนนอนและแกนตง ตามลาดบ โดยทผผลต A จะ
ใชระดบ x เพอผลตผลผลต Aq ขณะทผผลต B ผลตผลผลต Bq (จะเหน
เครองหมายคาสงเกต × ) ทงน จะเหนวาถาผผลต A และ B ไมมความไมม
ประสทธภาพทางเทคนค หมายความวา ทงผผลต A และ B มคาความคลาดเคลอน
เชงสมในลกษณะ 0Aµ = และ 0Bµ = ตามลาดบ ดงนนเราสามารถกาหนด
“Frontier production output” ข อ ง ผ ผ ล ต A แ ล ะ B ด ง ต ว แ บ บ*
0 1exp( ln )A A Aq xβ β ν= + + และ *0 1exp( ln )B B Bq xβ β ν= + + ตามลาดบ จะ
เหนวาทขอบเขตผลผลตจะแสดงดวยเครองหมาย ⊗ ซงแสดงดง ภาพ 9 จะเหนวา
“Frontier production output” สาหรบผผลต A จะสงกวาเสน Deterministic frontier
production: ( )0 1exp lni iq xβ β= + เนองจากผผลต A เกดความคลาดเคลอนแบบ
Statistical noise effect ซงมอทธพลเชงบวก ( 0Aν > ) ขณะทผผลต B นนจะตากวา
เสน Deterministic frontier production เนองจากผผลต B เกดความคลาดเคลอนแบบ
Statistical noise effect ซงมอทธพลเชงลบ ( 0Bν < ) จะสงเกตวาคา “Observed
output” ของผผลต A อยตากวาเสน Deterministic frontier production เนองจากเกด
อทธพลรวมระหวาง Statistical noise effect และ Technical inefficiency effect และม
คาเปนลบ ( 0A Aν µ− < )
ภาพ 9 การวเคราะหขอบเขตผลผลตเชงสมของผผลต Aและ B
ทมา: Coelli et al. (2005) -108-
FACULTY OF ECONOMICS –- CMU
นอกจากน Coelli et al. (2005) อธบายตวแบบ SFA เพมเตมวา วธน
สามารถนามาประยกตเพอวดคา TE score และ TI score ของผผลตสาหรบการ
ผลตทมปจจยการผลตหลายชนด (Multiple inputs) ทจะใชผลตผลผลต 1 ชนด (Single
output) ได ทงประเภทขอมล Cross sectional data หรอ Panel data (Kebede, 2001)
เพราะตวแบบ SFA สามารถทานายคาไดถกตองมากยงขน เนองจากไดตดความ
แปรปรวน (Variance) ของคาε ทไมเกยวของออกไป (Meeusen & van den Broeck,
1977; Aigner et al., 1977; Battese & Corra, 1977; Coelli & Battese, 1997)
Coelli et al. (2005) อธบายเพมเตมวา คา “Unobserved frontier outputs”
มแนวโนมการกระจายอยสงและต ากวา เสน Deterministic frontier ในขณะท
“Observed outputs” มแนวโนมการกระจายอยต ากวาเสน Deterministic frontier
เสมอ เนองจากอทธพลของความคลาดเคลอน Statistical noise effect มอทธพลเชง
บวกและมขนาดใหญกวาความคลาดเคลอนจาก Technical inefficiency effect
( ( )* exp ;q x β> ′ if 0ε ν µ= − > ) ดงนน ตวแบบ SFA ตงแตสมการท (10) ถง
สมการ (13) ขางตน สามารถวดคา TE score และ TI score ของผผลตรวม
(Total TE) หรอวดแตละราย (Individual TE ) ไดโดยตรง โดยท TE score สามารถ
วดจากการเปรยบเทยบระหวางระดบผลผลตสามารถผลตไดจรง (Observed output;
q ) เทยบกบระดบผลผลตทสามารถผลตไดสงสดทเปนไปไดตามเสนขอบเขตผลผลต
(Stochastic frontier output; 0 1exp( ln xβ β ν+ + ) หาไดจากการทานายดวยตว
แบบ SFA
ในทางคณตศาสตรการศกษาระดบประสทธภาพทางเทคนค สามารถ
กาหนดใหมลกษณะเปนเสนขอบเขตผลผลตไดตามแนวคดของ Farrell (1957)
เกยวกบประสทธภาพทางเทคนคแบบมงเนนการใชปจจยการผลต (Input-saving
oriented TE ) หมายถงอตราสวนทเกดจากการทผผลตสามารถผลตผลผลตไดจรง
เทยบกบผลผลตสงสดทเปนไปไดตามขอบเขตผลผลตเนองจากอทธพลของ ( )exp ν
นนเอง (Ogundari et al., 2010) ซงแสดงดงสมการท (14) และ (15)
( )exp ; .q x TEβ ν= + (14)
เมอ q คอ ผลผลตทผลตไดจรง (Observed output)
-109-
JOURNAL OF ECONOMICS CHIANG MAI UNIVERSITY – 20/2
( )exp ;x β ν+ คอ ฟ งกชน ขอบ เขตผลผลต เ ชง ส ม ซ ง ป ร ะกอบด วย
สวนของdeterministic effect; ( )β;exp x และสวนของ
noise effect; ( )νexp
จะได ( )
( )( ) ( )exp ;
expexp ; exp ;
xqTEx x
β ν µµ
β ν β ν+ −
= = = −+ +
(15)
เมอ ν คอ ความคลาดเคลอนสม (Random error) มลกษณะการ
ก ร ะ จ า ย แ บ บ iid ( Identically and independently
distributed) ภายใตขอสมมตการกระจายแบบปกต(Normal
distribution) มคาเฉลยเทากบศนยและมความแปรปรวน
คงท 2νσ ดงน 2(0, )iid N
νν σ และคา ν กระจาย
อยางอสระกบคา µ เสมอ
µ คอ ตวแปรสม (Random variables) ทมคาไมตดลบ หรอ Non-
negative random (inefficiency error ภายใตขอสมมต2(0, )iid Nµ
µ σ+ และคา µ มการกระจายแบบ Non-
negative half - normal distributions
จากสมการท (15) ขางตนเปนตวแบบสามารถทานายเสนขอบเขตผลผลต
ซงสมมตใหผผลตสามารถวดประสทธภาพทางเทคนคการใชปจจยการผลตทมอยให
น อยทส ด เพ อผลตผลผลตจ านวนคงททก าหนด ( Input-oriented TE ) คอ
วดประสทธภาพการใชปจจยการผลตมากกวา 1 ชนดทจะผลตผลผลต 1 ชนด
(Ogundari et al., 2010) นอกจากน Coelli et al. (2005) เสนอแนะวาคา TE score
เปนตวแปรสมทไมใชคาพารามเตอร ดงนน ควรใชคาวา “การทานาย” (Predict) คา
TE score แทน “การประมาณคา” (Estimate) TE score
Battese & Coelli (1995) ไดศกษาเพมเตมโดยนา
ตว แ บ บ SFA ข อ ง Aigner et al. ( 1 9 7 7 ) แล ะ
Meeusen & van den Broeck ( 1977) ม า ศกษ า
เพมเตมจนไดตวแบบทเรยกวา ตวแบบอทธพล
ความไมมประสทธภาพ (Inefficiency Effect Model)
หรอ ตวแบบ “Battese & Coelli (1995) Model”
5 IEM: ตวแบบ
อทธพลความไมม
ประสทธภาพ -110-
FACULTY OF ECONOMICS –- CMU
แสดงดงสมการท (16) ผสนใจสามารถศกษารายละเอยดเพมเตมใน Kumbhakar &
Lovell (2000) ซงตวแบบ Inefficiency Effect Model นไมเพยงทานายคา TE score
เทานน แตยงสามารถกระจายคา µ เฉลยของตวแปรปจจยกาหนด (Determinants)
ระดบความไมมประสทธภาพการผลตของผผลต หรอเรยกวา ตวแปร “Farmer,s-
Specific Factor mean inefficiency” ตวแบบ IEM จะสามารถศกษาระดบประสทธภาพ
ทางเทคนคและความไมมประสทธภาพทางเทคนคไปพรอมกนในขนตอนเดยว
( Ogundari et al., 2010; Rhaman & Barmond, 2015; Majumder et al., 2016)
เ รย กว า ตว แบบ “One-Step Estimation of The Stochastic Frontier Production
Model” แสดงดงสมการ (16) ถง (18)
Wµ δ= Ζ + หรอ 0µ δ δ= + Ζ (16)
เมอ µ คอ Farmer,s-Specific Factor mean inefficiency : non-negative
random variables (one-sided error) ภายใตขอสมมตµ ∼ 2( , )uiid Nµ µ σ+
สมมตให µ กระจายแบบ Truncated
(at zero)-normal distribution
δ คอ สมประสทธของตวแปรปจจย Farmer,s - Specific Factors
ทใชอธบายความไมมประสทธภาพทางเทคนค
Ζ คอ ตวแปรปจจย Farmer,s - Specific Factors ทใชอธบายความ
ไมมประสทธภาพทางเทคนคของผผลตแตละรายและตวแปร
นอาจไมขนกบปรมาณผลตผลต ( )Υ กได
W คอ ตวแปรสม (random variable) ทมคาตดลบ สมมตใหมการ
กระจายแบบ truncated (at zero)-normal distribution คอ
( )2,W N δ σΖ โ ด ย ท iW δ≥ −Ζ เ ม อ 0δΖ >
( δ−Ζ ค อ Point of truncatation) ( Battese and Coelli,
1993, 1995)
ดงนน ตวแบบ One-Step Estimation of The Stochastic Frontier Production
Model สามารถแสดงดงน
โดยแทนคา 0µ δ δ= + Ζ ลงในสมการ ( )expTE µ= −
จะไดคา ( )0expTE δ δ= − − Ζ (17)
ขณะท ( )01 expTI δ δ = − − − Ζ หรอ 1TI TE= − (18)
-111-
JOURNAL OF ECONOMICS CHIANG MAI UNIVERSITY – 20/2
คา TE score มคาอยระหวาง 0 และ 1.0 ซงเทยบเทาระหวาง 0% และ 100%
ตามลาดบ
ดงนน วธวดระดบประสทธภาพทางเทคนคดวยตวแบบ SFA รวมกบ IEM
จาเปนตองผานการกาหนดฟงกชนขอบเขตผลผลต Cobb-Douglas และ Translog
และวธนสวนใหญจะไดรบความนยมอยางกวางขวางในระดบสากล แตละประเทศจะ
นยมศกษาคา TE score หรอคา TI score ของผผลตผลตผลทางการเกษตร
(Orgaundari et al., 2010; Backman et al.,2012; Rhaman, 2013; Marjumder et al.,
2016) ทเปนพชเศรษฐกจสาคญของโลก ไดแก ขาว ธญพชทวไป ถว มนฝรง มน
สาปะหลง ทเรยน มะเขอเทศ ฯลฯ โดยขาวเปนผลตผลทางการเกษตรทไดรบความ
นยมศกษาประสทธภาพทางเทคนคมากทสด จะเหนไดจากในรอบหลายปทผานมา
จนถงปจจบน (ป 1992 - 2016) ดงแสดงในตาราง 1 ดงนน บทความนจะเนนการ
อธบายและยกตวอยางผลการศกษาประสทธภาพทางเทคนคสาหรบการผลตขาวท
เพาะปลกแบบเกษตรเคมเทานน สวนใหญการศกษานจะใชขอมล 2 ประเภท คอ
Cross-sectional data และ Panel data และจากการทบทวนวรรณกรรมพบวาผลงาน
ทศกษาจะกาหนดฟงกชนขอบเขตผลผลตประมาณ 4 ตวแบบ ดงน
(1) Stochastic Translog Frontier Production Function สาหรบตว
แบบนมหลายผลงานวจยทรายงานวาเกษตรกรผปลกขาวมระดบ TE เฉลยตงแต
80% ขนไป ไดแก ผลงานของ Tijani (2006) Taraka (2011) Donkoh et al. (2013)
และ Mailena et al. (2014) พรอมกบรายงานวามปจจยการผลตหลกทกปจจย ไดแก
ขนาดพนท ป ยเคม/สารเคม แรงงานคน (แรงงานจาง แรงงานครอบครว) และ
เมลดพนธ มอทธพลทาใหเกษตรกรม TE มากนอยแตกตางกนในแตพนท และ/หรอ
แตละประเทศ เชน เกษตกรประเทศปากสถานมระดบคา TE เฉลยสงสด (89%)
(Abedullah et al., 2010) ขณะทเกษตรกรผปลกขาวประเทศกานาตาสด (53%)
(Seidu Al-hassan, 2008) และเมอวเคราะหดวยตวแบบ Inefficiency Effect Model
พบวา มหลายผลงานวจยซงรายงานวา ระดบการศกษาและ ประสบการณการปลก
ขาว เปนปจจยกาหนด (Determinants) ทมอทธพลตอคา TE ของเกษตรกรใน
ประเทศของตนเอง รองลงมาเปน อาย เพศ การฝกอบรม การสงเสรมความรจาก
ภาครฐทนาสนใจ คอ Taraka (2010) เกบขอมลเกษตรกรผปลกขาวในประเทศไทย
รายงานวา นามนเชอเพลง เมลดพนธขาวเทานนทมอทธพลตอการเพม TE ของ
เกษตรกร และเมอวเคราะหความไมมประสทธภาพดวยตวแบบ Inefficiency Effect
Model นอกจากปจจย ระดบการศกษา และ ประสบการณการปลกขาว นอกจากนยง
มปจจย GAP ทมอทธพลตอการเพมคา TE ของเกษตรกรดวย
-112-
FACULTY OF ECONOMICS –- CMU
(2) Stochastic Cobb-Douglas Frontier Production Function ตวแบบ
นมผลงานวจยปรากฏมากทสดประมาณ 42 ผลงานทผเขยนรวบรวมได คอ ตงแตป
1992 ถงป 2016 ทงน มประมาณ 16 ผลงานทรายงานวาเกษตรกรผปลกขาวมระดบ
TE เฉลยตงแต 80% ขนไป และยงรายงานวาเกษตรกรผปลกขาวของประเทศจน
และพมามคา TE มากทสด (90% ขนไป) (Xu & Jeffrey, 1998; Kyi & Oppen,
1999) และมหลายงานวจยทใหผลตรงกนวานอกจาก 4 ปจจยหลก (เมลดพนธ
ป ยเคม/สารเคม แรงงาน และทดน) แลวยงมปจจยดานการจดการระบบนา หรอ ระบบ
ชลประทานทสามารถชวยเพมคา TE ของเกษตรกรอกดวย (Kyi & Oppen, 1999;
Kouser & Mashtaq, 2007; Khan et al., 2010; Backman et al., 2011; Khai & Yabe,
2011; Goldman, 2013) นอกจากน มประมาณ 2 ผลงานทวดประสทธภาพการผลต
ขาวทง 3 มาตรวด คอ TE , AE และ EE ไปพรอมกนดวยตวแบบน ไดแก ผลงาน
ของ Xu & Jeffrey (1998) และ Wadud (2003) ขณะทเมอวดความไมมประสทธภาพ
ดวยตวแบบ Inefficiency Effect Model พบวา ประสบการณการทานาและระดบ
การศกษามอทธพลในการเพมประสทธภาพการผลตขาวอยางมาก นอกจากน ม
หลายผลงานทรายงานวานอกจากประสบการณ และระดบการศกษาแลว ยงมปจจย
การฝกอบรมหาความรเพมเตม การสงเสรมความร การดแลจากภาครฐมผลตอการ
เพมประสทธภาพการผลตใหแกเกษตรกรผปลกขาว
(3 ) Stochastic Translog Frontier Production Function ตว อย า ง
ผลงานสาหรบการใชตวแบบน เชน ผลงานของ Vaillano & Fleming (2004)
(ฟลปปนส) และ Magreta et al. (2013) (ตนเซย) ใหผลการศกษาทแตกตางกนมาก
งานวจยชนแรก พบวา แรงงาน ขนาดพนท ป ยเคม มผลตอการเพม TE แกเกษตรกร
ผปลกขาว คอ มคา TE เฉลยเทากบ 79% ทระดบนยสาคญ 5% ขณะทงานวจยชน
ทสอง พบวา เมลดพนธ และแรงงานคนเทานนทมอทธพลตอการเพมประสทธภาพ
ทางเทคนค คอ มระดบคา TE เฉลยเทากบ 65% ทระดบนยสาคญ 1% และเมอ
ทดสอบความไมมประสทธภาพดวยตวแบบ Inefficiency Effect Model พบวา ขนาด
ครวเรอน ระดบการศกษา ประสบการณเปนตวแปรทชวยเพมคา TE ของเกษตรกร
ผผลตขาวทง 2 ประเทศ คอ ฟลปปนส และตนเซย ตามลาดบ
( 4 ) Stochastic Cobb-Douglas Frontier Production Function ม
ผลงานวจยทปรากฏประมาณ 8 ผลงาน คอ ตงแตป 1992 ถง 2014 สวนใหญมระดบ
คา TE เฉลยของเกษตกรผปลกขาวสง (ตงแต 80% ขนไป) ไดแก ผลงานของ
Battese & Coelli (1992)(อนเดย) Selim (2009)(บงคลาเทศ) Ogundele & Okoruwa
(2014)(ไนจเรย) และมประมาณอก 7 ผลงาน รายงานวา ป ยเคม/สารเคม มอทธพล
-113-
JOURNAL OF ECONOMICS CHIANG MAI UNIVERSITY – 20/2
ตอการเพมคา TE ของเกษตรกรผปลกขาว คอ Battese & Coelli (1992)(อนเดย)
Rola et al. (1993), Sherlund et al. (2002), Selim (2009)(บงคลาเทศ) Srisompu &
Isvilanonda (2012)(ไทย) Baten & Hossain (2014)(บงคลาเทศ) Ogundele &
Okoruwa (2014)(ไนจเรย) รองลงมาเปนปจจยแรงงาน (Battese & Coelli ,1992;
Sherlund et al. , 2002; Pate & Tan-Cruz, 2007; Selim, 2009) สวนปจจยอน เชน
ตาราง 1 ผลงานทศกษาการวดประสทธภาพทางเทคนค ( TE score) ของเกษตรกร
ผผลตผลตผลทางการเกษตรดวยตวแบบการวเคราะหขอบเขตผลผลต
เชงสม (SFA) ผวจย ผลตผล
การเกษตร
ฟงกชนผลผลต ประเภทขอมล เกบขอมล
ประเทศ
Battese & Coelli (1992) ขาว Cobb-Douglas panel อนเดย
Rola et al. (1993) ขาว Cobb-Douglas panel ฟลปปนส
Xu & Jeffrey (1998) ขาว Cobb-Douglas cross section จน
Kyi & Oppen (1999) ขาว Cobb-Douglas cross section เมยนมาร
Sherlund et al. (2002) ขาว Cobb-Douglas panel สหรฐอเมรกา
Vaillano &
Fleming(2004)
ขาว Translog panel data ฟลปปนส
Chi & Yamada (2005) ขาว Cobb-Douglas cross section เวยดนาม
Tijani (2006) ขาว Translog cross section ไนจเรย
Kouser & Mashtaq
(2007)
ขาว Cobb-Douglas cross section ปากสถาน
Madau (2007) ธญพช Cobb-Douglas cross section อตาล
Pate & Tan-Cruz (2007) ขาว Cobb-Douglas panel ฟลปปนส
Shehu, et al. (2007) ขาว Cobb-Douglas cross section ไนจเรย
Abedullah et al. (2007) ขาว Translog cross section ปากสถาน
Seidu Al-hassan (2008) ขาว Translog cross section กานา
Selim (2009) ขาว Cobb-Douglas panel บงคลาเทศ
Khan et al. (2010) ขาว Cobb-Douglas cross section บงคลาเทศ
Ogundari et al. (2010) ขาว Cobb-Douglas cross section ไนจเรย
Butso & Isvilanonda
(2010)
ขาว Cobb-Douglas panel ไทย
Khan et al. (2010) ขาว Cobb-Douglas cross section บงคลาเทศ
Taraka (2010) ขาว Translog cross section ไทย
Backman et al. (2011) ขาว Cobb-Douglas cross section บงคลาเทศ
Haider (2011) ขาว Cobb-Douglas panel บงคลาเทศ
Khai & Yabe (2011) ขาว Cobb-Douglas cross section เวยดนาม
Srisompun &
Isvilanonda (2012)
ขาว Translog panel ไทย
-114-
FACULTY OF ECONOMICS –- CMU
ตาราง 1 (ตอ) ผวจย ผลตผล
การเกษตร
ฟงกชน
ผลผลต
ประเภทขอมล เกบขอมล
ประเทศ
Piya et al. (2012) ขาว Cobb-Douglas cross section เนปาล
Linh (2012) ขาว Cobb-Douglas panel เวยดนาม
Okpe et al. (2012) ขาว Cobb-Douglas cross section ไนจเรย
Alam et al. (2012) มนฝรง Cobb-Douglas cross section ปากสถาน
Krasachat (2012) ทเรยน Cobb-Douglas cross section ไทย
Zarra-Nezhad et al.
(2012)
ขาว Cobb-Douglas cross section อหราน
Awunyo-Vitor et
al.(2013)
ถว cowpea Cobb-Douglas cross section กานา
Asante et al. (2013) มะเขอเทศ Cobb-Douglas panel กานา
Ojehomon et al.
(2013)
ขาว Translog cross section เอธโอเปย
Donkoh et al. (2013) ขาว Translog cross section กานา
Audu et al. (2013) มนสาปะหลง Cobb-Douglas cross section ไนจเรย
Onyango & Shikuku
(2013)
ขาว Cobb-Douglas cross section เคนยา
Akond & Dutta (2013) ขาว Cobb-Douglas cross section อนเดย
Goldman (2013) ขาว Cobb-Douglas cross section อนเดย
Magreta et al. (2013) ขาว Translog panel data ตนเชย
Sibiko et al. (2013) ถว Cobb-Douglas cross section อกานดา
Ataboh et al. (2014) ขาว Cobb-Douglas cross section ไนจเรย
Athipanyakul et al.
(2014)
ขาว Cobb-Douglas cross section ไทย
Baten & Hossain
(2014)
ขาว Translog panel บงคลาเทศ
Mailena et al. (2014) ขาว Translog cross section มาเลเซย
Ogundele & Okoruwa
(2014)
ขาว Cobb-Douglas panel ไนจเรย
Ng,ombe & Kalinda
(2015)
ขาว Cobb-Douglas cross section แซมเบย
Rhaman & Barmon
(2015)
ขาว Cobb-Douglas cross section บงคลาเทศ
Marjumder et al.
(2016)
ขาว Cobb-Douglas cross section บงคลาเทศ
-115-
JOURNAL OF ECONOMICS CHIANG MAI UNIVERSITY – 20/2
ปรมาณธาตไนโตรเจนกมผลตอคา TE มากเชนกน (Rola et al., 1993) นอกจากน
เมอวดความไมมประสทธภาพดวยตวแบบ Inefficiency Effect Model พบวา ม
ประมาณ 6 ผลงานวจยทรายงานวา ระดบการศกษามอทธพลตอการเพมคา TE ของ
เกษตรกรผปลกขาว คอผลงานของ Battese & Coelli (1992)(อนเดย) Sherlund et al.
(2002) Selim (2009)(บงคลาเทศ) Pate & Tan-Cruz (2007)(ฟลปปนส) Srisompu &
Isvilanonda (2012)(ไทย) Baten & Hossain (2014)(บงคลาเทศ) Ogundele &
Okoruwa (2014)(ไนจเรย) รองลงมาเปน เพศ อาย และการเขาถงแหลงสนเชอ
ฉะนน 4 ตวแบบขางตนทใชวดประสทธภาพการผลตผลตผลทางเกษตร
โดยเฉพาะการผลตขาว เปนเพยงบางสวนของผลงานวจยทผเขยนนามาอภปราย ถา
ทานใดสนใจในรายละเอยดเชงลกสามารถศกษาคนควาเพมเตมดงผลงานวจยท
ปรากฏในตาราง 1 และเอกสารอางองในสวนทายของบทความน
ทงน จากตารางขางตนจะเหนวามผลงานวจยมากมายเกอบทวโลก ศกษา
การวดประสทธภาพทางเทคนคและความไมมประสทธภาพทางเทคนคการผลต
ผลตผลทางการเกษตรโดยเฉพาะการผลตขาว อาจเปนเพราะผวจยและ/หรอนก
กาหนดนโยบายของแตละประเทศตระหนกถงประโยชนของตวแบบ SFA ในดาน
เครองมอทมความนาเชอถอมากทสด และเพอใหบรรลจดประสงคทตองการ คอ ให
ผผลตหรอเกษตรกรในประเทศของตนสามารถลดตนทนการผลต(สามารถจดสรร
ปจจยการผลตอยางมประสทธภาพ)และเพมผลผลตทเปนไปไดภายใตการใชปจจย
การผลตทมใหนอยทสด (Ogundari et al., 2010; Rhaman, 2013) หรอกลาวใหเขาใจ
งายๆ คอใหผผลตหรอเกษตรกรมการใชปจจยการผลตนอยแตไดผลผลตมากตาม
แนวคดของโครงการประเทศไทยสยค 4.0 หรอ THAILAND 4.0 (กระทรวงพาณชย,
2559) ทกาลงกลาวถงมากในขณะน นอกจากน Marjumder et al. (2016) ยงกลาววา
ประสทธภาพทางเทคนคยงเปนตวชวดความมนคงดานอาหาร (Food security) ท
สาคญอกดวยนอกเหนอจากการหาวธลดการสญเสยหลงการเกบเกยว (Reducing
postharvest loss) และการลงทน ในดาน เทคโนโลยชวภาพ (Biotechnology
investment)
(1) ไดรบความนยมและใชกนอยางแพรหลายสาหรบ
วดประสทธภาพการใชปจจยการผลตมากกวา 1
ชนดเพอผลตผลผลต 1 ชนด (Multiple input and
single output )ไดอยางมประสทธภาพ
6 ขอดของตวแบบ
SFA
-116-
FACULTY OF ECONOMICS –- CMU
(2) เหมาะสาหรบวเคราะหขอมลทมขนาดใหญจากแหลงขอมลทงแบบ
Cross-sectional data และ Panel data
(3) มความนาเชอถอเพราะอาศยทฤษฎทางสถตมาประมาณคา
(4) คานงถงความแปรปรวนของการผลต โดยแยกความความคลาด
เคลอนทเกดจากความไมมประสทธภาพของผผลต ( )µ และความคลาดเคลอนทเกด
จากผผลตไมสามารถควบคมได ( )ν
(5) สามารถพจารณาทงระดบปจจยการผลตและผลผลตไปพรอมกน อกทง
ยงสามารถอธบายตวแปรปจจยกาหนดการผลตทเรยกวา Farmer,s - spcecific
factors หรอ Determinants ทมผลกระทบตอคาระดบประสทธภาพทางเทคนคและ
ความไมมประสทธภาพทางเทคนค
(6) สามารถทานายประสทธภาพทางเทคนคและความไมมประสทธภาพ
ทางเทคนค โดยประมาณคาพารามเตอรทไมทราบคาไดอยางถกตองมากขน เนองจาก
องคประกอบของความคลาดเคลอน (ε ν µ= − ) เมอนามาหาคา TE จะตดความ
แปรปรวนทไมเกยวของออกไป (Meeusen & van den Broeck, 1977; Aigner et al.,
1977; Battese & Corra, 1977; Coelli, 1992, 1995, 2005; Kumbhakar & Lovell,
2000; Rhaman, 2013; Rhaman & Barmon, 2013; Marjumder et al., 2016)
วธวดระดบประสทธภาพทางเทคนค หรอคา TE
score ของผผลตผลตผลทางการเกษตรดวยตวแบบ
SFA สามารถสรปไดดงน
1. มาตรวดระดบประสทธภาพทางเทคนคซงเปน
สวนหนงของการวดประสทธภาพการผลตนอกเหนอจากมาตรวดประสทธภาพดาน
การจดสรรทรพยากรการผลต (AE) และมาตรวดประสทธภาพทางเศรษฐกจ (EE)
ซงถกนาเสนอโดยตามแนวคดของ Farell (1957) ซงคา TE score จะอธบาย
ความสามารถของผผลตในการใชปจจยการผลตและเทคโนโลยการผลตทมอยใหนอย
ทสดอยางมประสทธภาพ เพอผลตใหไดผลผลตสงสด (คอใชปจจยการผลตนอยแตได
ผลผลตมาก)
2. จากแนวคดของ Farell (1957) นามาซงหาวธศกษาเพอทานายระดบ
ประสทธภาพทางเทคนคหรอคา TE score ปจจบนมวธศกษา 2 แบบ คอ แบบพารา
เมทรก และ แบบนอนพาราเมทรก ทงนแบบพาราเมทรกจะนยมวดดวยตวแบบการ
วเคราะหขอบเขตผลผลตเชงสม (Stochastic frontier analysis ; SFA) จะเปนวธท
ไดรบความนยมมากทสดในระดบสากล เนองจากสามารถวดประสทธภาพทางเทคนค
7 สรป
-117-
JOURNAL OF ECONOMICS CHIANG MAI UNIVERSITY – 20/2
และความไมมประสทธภาพทางเทคนคทเกดจากความคลาดเคลอนทผผลตไมสามารถ
ควบคมไดในชวงการผลต ไมวาจะเปนความคลาดเคลอนจากผผลตเองหรอความ
คลาดเคลอนจากภายนอกทผผลตไมสามารถควบคมได ซงความคลาดเคลอนเหลาน
ลวนมอทธพลตอเสนขอบเขตผลผลตทงสน โดยนาตวแบบ SFA วดรวมกบตวแบบ
อทธพลความไมมประสทธภาพ (Inefficiency effect model; IEM) ไปพรอมกนท
เ รย กว า ตว แบบ “One-Step Estimation of The Stochastic Frontier Production
Model” โดยทวไปจะนยมวดผานฟงกชนผลผลต 2 ฟงกชน คอ Cobb-Douglas และ
Translog production functions
3.ประสทธภาพทางเทคนคเปนตวชว ดการลดตนทนจากการทสามารถ
จดสรรปจจยการผลตไดอยางมประสทธภาพจนเพมผลผลตได จะเหนไดจากมนกวจย
และ/หรอนกขบเคลอนนโยบายทวโลก ตางพยายามรวมมอกนอยางจรงจง โดยเฉพาะ
ภาคการผลตขาวซงเปนผลตผลทางการเกษตรทสาคญมากทงในประเทศกาลงพฒนา
และประเทศทพฒนาแลว จงนยมนาผผลต (เกษตรกร)มาวดระดบประสทธภาพทาง
เทคนคและความไมมประสทธภาพทางเทคนคการผลตกนอยางแพรหลาย เพราะม
ความสาคญตอการเตบโตของผลตภาพ (Productivity) ในภาคการเกษตรและความ
มนคงทางอาหาร (Food security) (Majumder et al., 2016)
1. บทความนมจดประสงคเพอใหความร ความเขาใจ
ความสาคญ และวธศกษาระดบประสทธภาพทาง
เทคนคและความไมมประสทธภาพทางเทคนคดวย
ตวแบบ SFA และ IEM ซงไมใชการพฒนาตวแบบ
ขนมา ทงนเพยงชใหเปนทางเลอกแกผสนใจศกษาและ/หรอนกวจยในทกหนวยงาน
นอกเหนอจากภาคการเกษตร ไดแก อาจารยมหาวทยาลย นกวจย หรอนกพฒนาทง
ทสงกดหนวยงานภาครฐและเอกชน ทตองการศกษาการวดประสทธภาพทางเทคนค
แบบมงเนนการใชปจจยการผลตใหเตมประสทธภาพ
2. สามารถเปนแนวทางการศกษาวจยแกนกขบเคลอนนโยบายของ
หนวยงานภาครฐทเกยวของในดานการเกษตรและอาหาร โดยเฉพาะการผลตอาหาร
อนทรยสงออก สามารถหาชองวางการวจยใหมๆ สาหรบการศกษาระดบประสทธภาพ
ทางเทคนคของเกษตรกรผผลตผลผลตผลทางการเกษตรของพชเศรษฐกจสาคญของ
ไทย เชน ผลตผลการเกษตรอนทรยตางๆ ทจะเปนประโยชนมากขนซงอาจจะสงผล
8 ขอเสนอแนะ
-118-
FACULTY OF ECONOMICS –- CMU
ตอการเตบโตของผลตภาพการผลตและความมงคงทางอาหาร (Food security)
(Marjumder et al., 2016)
3. ในการวดประสทธภาพการผลตทางการเกษตรเมอวดไดแลว เราควร
ทราบถงปจจยทมอทธพลตอระดบความไมมประสทธภาพนน จากการทบทวน
ผลงานวจย สวนใหญผผลตหรอเกษตรกรยงมปจจยทเปนตวกาหนด (Determinants)
ถงความไมมประสทธภาพการผลต ไดแก เพศ อาย ประสบการณ การฝกอบรม การ
บรหารจดการ รายไดอนๆนอกเหนอจากการทาการเกษตร(คอพงพาตนเองจากการทา
การเกษตรเชงเดยวอยางเดยว) องคความรตามหลกกวชาการ จานวนปทศกษาเลา
เรยน การเขาถงแหลงเงนทน ซงลวนแตเปนแนวทางทเหมาะสมใหแกภาครฐในการ
กาหนดนโยบายเพอพฒนาเกษตรกรไดมากขน นอกเหนอจากการบรหารจดการดาน
ปจจยการผลต
4. ในชวงขนการวเคราะหตวแปร และพารามเตอรตางๆในตวแบบ SFA ไม
ยงยาก หรอซบซอนเทาใดนก เนองจากมโปรแกรมสาเรจรปใหเลอกใชเปนเครองมอ
สาหรบประมาณคาหรอการทานายคา ไดแก Frontier 4.0, STATA, LIMDEP
ปจจบนสามารถวเคราะหระดบประสทธภาพทางเทคนคและความไมม
ประสทธภาพทางเทคนคดวยตวแบบ SFA และ IEM ไปพรอมกนในขนตอนเดยว
(One-step simultaneously analysis) เพยงแตผศกษาวจยตองใหความสาคญกบการ
กาหนดขนาดประชากรและตวอยาง การเกบขอมลตางๆใหครบถวนและถกตอง
โดยเฉพาะประเภทขอมลแบบ Cross-sectional data เพอใหไดตวแปรครอบคลมหรอ
สอดคลองกบกรอบการศกษา วตถประสงควจย และคาดวาจะเปนประโยชนในวงกวาง
แกสงคมและประเทศชาต
เอกสารอางอง กระทรวงพาณชย. (2559). โครงการเดนหนาประเทศไทยสยค 4.0. คนเมอ 4 กรกฎาคม 2559, จาก:
http://ditp-design.com/node/494.
Abedullah, Kouser, S., & Mushtaq, K. ( 2007 ) . Analysis of technical efficiency of rice production in
PUNJAB (Pakistan). Pakistan Economic and Social Review, 45(2), 231-244.
Aigner, D., & lovell, C.A.K. ( 1 9 7 7 ) . Formulation and estimation of stochastic frontier production
function models. Journal of Econometrics, 6, 21-37.
-119-
JOURNAL OF ECONOMICS CHIANG MAI UNIVERSITY – 20/2
Akon, I, M. M.,& Dutta, S. ( 2 0 1 3 ) . Technical efficiency of rice producing farms : a case study of
Char-Chapari areas of Assam. Journal of Economic and Social Development, 9(1), 62-70.
Alam, A., Kobayashi, H., Matsumura,I., Ishida, A., & Mohamed, S. (2012). Technical efficiency and
its determinants in potato production : evidence from northern areas in Gilgit-Baltistan
region of Pakistan. International Journal of Research in Management, Economics and
Commerce, 2 (3), 1-17.
Audu, S. I.,Otitolaiye, J.O.,& Ibitoye, S. J. (2013) . Stochastic frontier approach to measurement of
cost efficiency in small scale cassava production in Kogi state, Nigeria. European Scientific
Journal, 9(9), 114-122.
Asante, B.O., Osei, M.K., Dankyi, A.A., Berchie, J. N., Mochiah, M. B., Lamptey, J. N., Haleegoah,
J., Osei, K., & Bolfrey-Arku, G. ( 2 0 1 3 ) . Producer characteristics and determinants of
technical efficiency of tomato based production systems in Ghana. Journal of Development
and Agricultural Economics, 5(3), 92-103.
Athipanyaku, T., Jitsaeng, P., Pongkapan, N., & Pakdee, P. ( 2 0 1 4 ) . Key factors for improving
technical efficiency of upland rice production. American Journal of Applied Sciences, 11(2),
266-272.
Awunyo-Vitor, D., Bakang, J., & Cofie, S. (2013). Estimation of Farm Level Technical Efficiency of
Small-Scale Cowpea Production in Ghana. Journal of Agriculture and Enviroment Sciences,
13(8), 1080-1087.
Ataboh, O.E., Umeh, J.C., & Tsue, P.T. Determinants of Technical Efficiency among Rice Farmers
in Kogi State, Nigeria. Journal of Agriculture and Sustainability, 6(1), 39-49.
Backman, S., Zahidul Islam, K. M., & Sumelius, J. ( 2011 ) . Determinants of technical efficiency of
rice farms in north central and north western regions in Bangladesh. Journal of Developing
Areas, 45, 73-94.
Baten, A.,& Hossain , L. (2014). Stochastic Frontier Model with Distributional Assumptions for Rice
Production Technical Efficiency. Journal of Agriculture Sciences and Technology, 16, 481-
496.
Battese, G. E., & Coelli, T. J. (1988). Prediction of firm-level technical efficiencies with a generalized
frontier production function and panel data. Journal of Econometrics, 38, 387-399.
Battese, G. E., & Coelli, T. J. ( 1992) . Frontier production function, technical efficiency and panel
data: with application to paddy farmers in India .Journal of Production Analysis, 3, 153-
169.
Battese, G.E., & Coelli, T.J. (1993, October) . A stochastic frontier production function incorporating
a model for technical inefficiency effects. Working papers in Econometrics and Applied
Statistics, 69, 1-22.
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.
Battese, G. E., & Corra, G. S. (1977). Estimation of a Frontier Production model: with application to
the pastoral zone of Eastern Australia. Australlian Journal of Agricultural Economics, 21,
169-179.
-120-
FACULTY OF ECONOMICS –- CMU
Butso, O., & and Isvilanonda, S. (2010). Changes in the Efficiency of Rice Production in Thailand.
Kasetsart Journal (Social Science), 31, 436 – 444.
Battest, GE. ( 1992) . Frontier production functions and technical efficiency: a survey of empirical
applications in agricultural economies. Agricultural Economics, 7, 185-208.
Chi, N., & Yamada, R. (2005). Assessing the technical efficiency of input in rice productionnn in Thoi
Lai commune, CO DO district, CAN THO city Truong, Thi. Omonrice Journal, 13, 116-120.
Cobb, C.W., & Douglas, P.H. (1928). A Theory of Production. The American Economic Review, 18,
139-165
Coelli, T.J. ( 1996) . A guide to FRONTIER Version 4.1: A computer program for stochastic frontier
production and cost function estimation. Working Papers in no. 7/96 (Online), 1-33.
Coelli, T. D., Prasada, Rao, D. S., & Battese ( 2005) . An Introduction to Efficiency and Productivity
Analysis, Boston: Kluwer.
Coelli, T. D., & Battese, G. (1996). Identification of factors which influence the technical inefficiency
the technical inefficiency of Indian farmers. Australian Journal of Agricultural Economics,
40(2), 103-128.
Donkoh, S. A., Ayamblia, S., & Abdulai, S. ( 2 0 1 3 ) . Technical efficiency of rice production at the
TONO irrigation scheme in Northern Ghana. American Journal of Experimental Agriculture,
3(1), 25-42.
Farrell, M. J. ( 1957) . The measurement of productive efficiency. Journal of the Royal Statistical
Society, 120(3), 253-290.
Goldman, D. (2013). Technical efficiency of rice production in India: A study using stochastic frontier
analysis to estimate technical efficiency and its determinants. Master of Arts and Law and
Diplomacy Capston Project, April 2013: 1-27.
Haider, M. Z., Ahmed, M. S., & Mallick, A. ( 2 0 1 1 ) . Technical Efficiency of Agricultural Farms in
Khulna, Bangladesh: Stochastic Frontier Approach. International Journal of Economics and
Finance, 3(3), 248-256.
Huang & Liu. ( 1994, June) . Estimation of a non-neutral stochastic frontier production function.
Journal of Productivity Analysis, 5(2), 171-180.
Khan, A., Huda, F. A., & Alam, A. (2010) . Farm Household Technical Efficiency: A Study on Rice
Producers in Selected Areas of Jamalpur District in Bangladesh. European Journal of
Social Sciences, 14(2), 262-271.
Krasachata, W. (2012). Organic Production Practices and Technical Inefficiency of Durian Farms in
Thailand. Procedia Economics and Finance, 3, 445-450.
Kyi, T., & Oppen, M. ( 1999) . Stochastic frontier production function and technical efficiency
estimation: A case study on irrigated rice in Myanmar. Deutscher Tropentag 1999 Berlin,
Session: Sustainable Technology Development Crop Production.
Khai, H. V., and Yabe, M. (2011). Technical efficiency analysis of rice production in Vietnam. Journal
of ISSAAS, 17(1), 135-143.
-121-
JOURNAL OF ECONOMICS CHIANG MAI UNIVERSITY – 20/2
Kouser, A. S., & Mushtaq, K. (2007). Environmental efficiency analysis of Basmati rice production in
Punjab, Pakistan: Implications for sustainable agricultural development. Pakistan Economic
and Social Review, 49(1), 57-72.
Linh, V. H. ( 2 0 1 2 ) . Efficiency of rice farming households in Vietnam. International Journal of
Development, 11(1), 60-73.
Madau, F. A. ( 2 0 0 7 ) . Technical Efficiency in Organic and Conventional Farming: Evidence form
Italian Cereal Farms. Agricultural Economics Review, 8(15), 1-21.
Magreta, R., Edriss, A. K., Mapemba, L., and Zingore, S. ( 2013) . Economic efficiency of rice
production in smallholder irrigation schemes: A case of Nkhate irrigation scheme in Southern
Malawi. Paper presented at the 4th Intertional Conference of the African Association of
Agricultural Economists, September 22-25, 2013, Hammamet, Tunisia, (pp.1-14).
Majumder, S., Bala, B.K., Arshad, F. M., Haque, M. A., and Hossain, M. A. ( 2016 ) . Food security
through increasing technical efficiency and reducing postharvest losses of rice production
systems in Bangladesh. Food Security, 8, 361-374.
Meeusen, W., & Broeck, J. van den. ( 1977) . Efficiency estimation from Cobb-Douglas production
function with composed error. International Economic Review, 18(2), 435-444.
Ng,ombe, J., & Kalinda, T. ( 2 0 1 5 ) . A stochastic frontier analysis of technical efficiency of maize
production under minimum tillage in Zambia. Sustainable Agriculture Research, 4( 2 ) , 31-
43.
Ogundari, K., Amos, T.T., & Ojo, S.O. (2010). Estimating confidence intervals for technical efficiency
of rainfed rice farming system in Nigeria. China Agricultural Economic Review, 2( 1) , 107-
118.
Okeke, D. C., Chukwuki, C. O., & Ogisi, O. (2012). Data envelopment analysis approach to resource
– Use efficiency among rice farmers in Anambra state-Nigeria. Global Journal of Science
Frontier Research Agriculture and Biology, 12(5), 37-41.
Okpe, I. J., Abur, C. C., & Ominyi, S. O. ( 2012 ) . Resource Use Efficiency and Rice Production in
Guma Local Government Area of Benue State: An Application of Stochastic Frontier
Production Function. International Review of Social Sciences and Humanities, 3( 1) , 108-
116.
Ojehomon, V.E.T., Ayinde, O. E., Adewumi, M. O., & Omotesho, O. A. ( 2 0 1 3 ) . Determinant of
technical efficiency of new rice for Africa (nerica) production: a gender approach. Ethiopian
Journal of Environmental Studies and Management, 6(5), 453-460.
Omondi, S. O., & Shikuku, K. M. ( 2 0 1 3 ) . An Analysis of Technical Efficiency of Rice Farmers in
Ahero Irrigation Scheme, Kenya. Journal of Economics and Sustainable Development,
4(10), 9-17.
Ogundele, O. O., & Okoruwa, V. O. ( 2014) . Accounting for agricultural productivity growth in rice
farming: Implication for agricultural transformation agenda in Nigeria. Advancement in
Sciences and Technology Research, 1(1), 1-7.
-122-
FACULTY OF ECONOMICS –- CMU
Pate, N. T., & Tan-Cruz, A. ( 2007) . Technical efficiency of Phillipine rice-producing regions: An
econometric approach. Paper presented at the 10th National Convention on Statistics
(NCS).
Piya, S., Kimminami, A., Yagi, H. (2012). Comparing the technical efficiency of rice farms in urban
and rural areas: a case study from Nepal. Trends in Agricultural Economics. 1-13.
Rahman, S. A. ( 2013) . Farm Production Efficiency: The scale of success in agriculture. Nasarawa
State University, Keffi-Nigeria.1-61.
Rahman, S., & Barmon, B. K. ( 2015) . Productivity and efficiency impacts of urea deep placement
technology in modern rice production: An empirical Analysis from Bangladesh. The Journal
of Developing Areas, 49(3), 119-132.
Rola, A. C., and Quintana-Alejandrino, T. ( 1993) . Technical efficiency of Philippine rice farmers in
irrigated, rainfed low-land and upland environments: A frontier production function analysis.
Philippines Journal Crop Science, 18(2), 59-69.
Seidu Al-hasssan. (2008). Technical efficiency of rice farmers in Northern Ghana. Paper No. RP_178.
April 2008.
Selim, S. (2009, April) . Labour productivity and rice production in Bangladesh: A stochastic frontier
approach. Cardiff Business School Working Paper Series, 1-22.
Songsrirote, N. & Singhapreecha. (2007) . Tehnical efficiency and its determinants on conventional
and certified organic jasmine rice farms in yasothon province. Thammasat Economic
Journal, 25(2), 96-133.
Srisompun, O., & Isvilanonda, S. ( 2012 ) . Efficiency change in Thailand rice production: Evidence
from panel data analysis. Journal of Development and Agricultural Economics, 4(4) , 101-
108.
Shehu, J. F., Mshelia, S. I., & Tashikalma, A. K. ( 2 0 0 7 ) . Analysis of technical efficiency of small-
scale rain-fed upland rice farmers in North-west agricultural zone of Adamawa state,
Nigeria. Journal of Agriculture and Social Sciences, 3(4), 133-136.
Sherlund, S, M., Barrett, C. B., Adesina, A.A. (2002). Smallholder technical efficiency controlling for
environmental production conditions. Journal of Development Economics, 69, 85-101.
Sibiko, K. W., Owuor, G.,Birachi, E.,Gido, E. O., Ayuya, O. I.,& Mwangi, J. K. (2013) . Analysis of
Determinants of Productivity and Technical Efficiency among Smallholder Common Bean
Farmers in Eastern Uganda. Current Research Journal of Economic Theory, 1-12.
Taraka, K., Latif, I. A., & Shamsudin, M. N. (2010). A nonparametric approach to evaluate technical
efficiency of rice farms in Central Thailand. Chulalongkorn Journal of Economics, 22, 1-14.
Tzouvelekas, V., Pantzios, C. J., & Fotopoulos, C. ( 2002) . Measuring multiple and single factor
technical efficiency in organic farming: The case of Greek wheat farms. British Food
Journal, 104(8), 591-609.
Tijani, A.A. (2006). Analysis of the technical efficiency of rice farms in Ijesha Land of Osun State,
Nigeria. Agrekon, 45(2), 126-235.
Villano, R., & Fleming, E. (2004). Analysis of technical efficiency in a rainfed lowland rice environment
in Central Luzon Philippines using a stochastic frontier production function with a
-123-
JOURNAL OF ECONOMICS CHIANG MAI UNIVERSITY – 20/2
Heteroskedastic error structure. Working Paper Series in Agricultural and Resource
Economics, 1-28.
Xu, X., & Jeffrey, S. R. (1998). Efficiency and technical progress in traditional and modern agriculture:
evidence from rice production in China. Agricultural Economics, 18, 157-165.
Zarra-Nezhad, M., Bavarsad, B., Moustafavi, H, S. M., & Mehrian, S. N. ( 2 0 1 2 ) . Study of the
Technical Efficiency of Rice Farmers in Iran: a Case of Kohgiluyeh and Boyer-Ahmad
Province. Quarterly Journal of Quantitative Economics, 8(4).
-124-