周曙東，喬輝

（南京農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，江蘇 南京 210095）

人多地少是我國農(nóng)業(yè)資源稟賦的基本特征，因此我國長期以來都是小農(nóng)經(jīng)營。但隨著城鎮(zhèn)化、工業(yè)化的發(fā)展以及非農(nóng)就業(yè)機會的增加，農(nóng)業(yè)勞動力逐漸向非農(nóng)部門轉移，這為農(nóng)地的流轉和經(jīng)營規(guī)模的擴張創(chuàng)造了條件：2014年全國農(nóng)村承包地流轉總面積接近2 700萬hm2，截至目前我國已形成350萬個3.33 hm2以上的農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體。經(jīng)營規(guī)模的分化使得我國在未來較長一段時間內(nèi)將面臨規(guī)模戶與小農(nóng)戶并存，同時小農(nóng)戶在數(shù)量占優(yōu)勢的格局[1]。在此背景下，研究農(nóng)產(chǎn)品價格對不同規(guī)模農(nóng)戶生產(chǎn)決策和收益的影響，不僅可以豐富農(nóng)產(chǎn)品價格方面的研究，還有助于識別規(guī)模分化在其中的作用，為決策部門制定政策具有重要的現(xiàn)實意義。

根據(jù)以往的研究，農(nóng)產(chǎn)品價格的波動會對農(nóng)戶的生產(chǎn)決策行為產(chǎn)生影響，并進一步影響農(nóng)業(yè)經(jīng)營的收益[2-3]。Nerlove[4]、Behrman[5]、Askari和Cummings[6]、鄧萬春[7]研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品價格是影響農(nóng)戶生產(chǎn)決策行為的首要因素，農(nóng)戶會根據(jù)預期價格的高低進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源的重新配置。同時，還有學者測算了不同作物的供給彈性，得到糧食作物的長期和短期供給彈性都要遠遠低于經(jīng)濟作物，比如糧食作物的短期和長期彈性分別為0.052和0.115，蔬菜的供給彈性高達5.074[8-9]。價格彈性與農(nóng)產(chǎn)品播種面積的波動相吻合，相比于糧食作物，經(jīng)濟作物的播種面積在年際間的波動要更大。不過遺憾的是，上述關于價格變化與農(nóng)戶生產(chǎn)決策行為的研究結論都是基于農(nóng)戶同質(zhì)的假設前提，而在目前規(guī)模戶與小農(nóng)戶并存的狀態(tài)下，由于經(jīng)營規(guī)模分化，農(nóng)產(chǎn)品價格對他們各自生產(chǎn)決策的影響是否也會存在差異？同時，農(nóng)產(chǎn)品價格對不同規(guī)模農(nóng)戶的經(jīng)營收益有怎樣的影響？這些問題值得探討。

花生作為我國第三大油料作物，對于緩解我國食用油需求上升和國內(nèi)油料作物產(chǎn)出能力增長有限的供需矛盾有重要作用?；ㄉ纳唐坊潭雀?，其價格完全由市場決定，政府并沒有對花生市場價格進行直接干預，從而避免了對花生價格形成機制的扭曲。而近年來花生價格的暴漲暴跌對花生的生產(chǎn)和收益產(chǎn)生了巨大沖擊，在這種機制下，花生價格能夠通過蛛網(wǎng)理論影響農(nóng)戶的生產(chǎn)決策行為。因此，本文基于經(jīng)營規(guī)模分化的角度，以花生為例，利用2011-2014年農(nóng)戶微觀調(diào)研的面板數(shù)據(jù)，通過面板回歸模型和綜合指數(shù)分析模型，分析價格與生產(chǎn)決策以及收益的關系，探討花生價格波動對農(nóng)戶生產(chǎn)決策和收益的影響，為相關部門的決策提供依據(jù)。

1 機制分析與研究假說

1.1 農(nóng)產(chǎn)品價格對不同規(guī)模農(nóng)戶生產(chǎn)決策行為的影響

不同農(nóng)產(chǎn)品之間的相對價格差異決定了農(nóng)戶是否會形成生產(chǎn)決策調(diào)整的動機：對于花生種植戶，相對于種植其他農(nóng)產(chǎn)品，如果花生的價格越高，則農(nóng)戶越有可能增加花生的種植面積；但如果其他農(nóng)產(chǎn)品的價格越高，農(nóng)戶越傾向于減少花生的種植。而花生種植戶生產(chǎn)決策調(diào)整的意愿最終能否轉化為行為還取決于調(diào)整成本，種植花生的前期投入以及農(nóng)戶在花生種植上的經(jīng)驗等都屬于這種調(diào)整成本，只有當進行調(diào)整后總的農(nóng)業(yè)收益高于調(diào)整成本時，農(nóng)戶才有可能進行生產(chǎn)決策的調(diào)整。

更進一步，如果農(nóng)戶的經(jīng)營規(guī)模出現(xiàn)分化，對農(nóng)戶規(guī)模進行細分后的情況又會不同。對于小農(nóng)戶，由于兼業(yè)越來越普遍，花生種植的收入在家庭收入中的比重越來越少，因此不愿意去花費更多的時間減少花生種植、改種其他農(nóng)作物，價格的波動對收益的沖擊相對較小。而隨著規(guī)模的上升，農(nóng)業(yè)收益對農(nóng)戶越來越重要，因此對農(nóng)產(chǎn)品價格則更加敏感。當規(guī)模增大到一定程度，農(nóng)業(yè)收入成為家庭收入的最主要來源，為追求更高的農(nóng)業(yè)收益，使得農(nóng)戶會對農(nóng)業(yè)進行更多的專用性投資，在花生種植中，大規(guī)模戶會購買花生摘果機等專用性很強的固定資產(chǎn)，這些專用性投資也提高了他們進行生產(chǎn)調(diào)整的成本。雖然價格的波動對大規(guī)模戶的收益影響很大，但由于調(diào)整成本過高，所以他們不會輕易進行生產(chǎn)決策的調(diào)整，只能承擔價格波動的風險。

綜上所述，可以發(fā)現(xiàn)經(jīng)營規(guī)模分化后，價格對生產(chǎn)決策調(diào)整的影響呈現(xiàn)倒U型關系（圖1）。價格變化對農(nóng)戶生產(chǎn)決策的影響與農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模有關，即隨著經(jīng)營規(guī)模的擴大，價格變化對農(nóng)戶生產(chǎn)決策的影響程度先上升后下降。

圖1 不同經(jīng)營規(guī)模農(nóng)戶生產(chǎn)決策分析Fig. 1 Analysis on production operation decisions of different operation scales

1.2 農(nóng)產(chǎn)品價格對不同規(guī)模農(nóng)戶種植收益的影響

農(nóng)戶的農(nóng)產(chǎn)品種植收益函數(shù)π=p×y-w×x，表明農(nóng)產(chǎn)品的收益與農(nóng)產(chǎn)品銷售價格p、銷售數(shù)量y、要素價格w以及要素投入x有關。對農(nóng)產(chǎn)品種植收益函數(shù)進行微分可以得到：

根據(jù)（1）式可知，農(nóng)產(chǎn)品種植收益的變化主要由價格效應和調(diào)整效應2個部分組成。農(nóng)戶作為理性人，進行生產(chǎn)調(diào)整的條件必然是調(diào)整效應為正，否則農(nóng)戶將會維持現(xiàn)狀；價格效應的符號則取決于農(nóng)產(chǎn)品和要素價格變化的方向和程度。一般情況下，當農(nóng)產(chǎn)品價格上升時，農(nóng)戶的種植收益增加，增加的種植收益一方面來源于價格上升的貢獻，另一方面來源于農(nóng)戶針對價格上升進行生產(chǎn)決策調(diào)整后農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量增加的貢獻；當價格下降時，農(nóng)戶種植收益水平下降，雖然價格下降給農(nóng)戶造成了市場利潤的損失，但他們可以進行生產(chǎn)決策調(diào)整應對價格下降，或減少種植面積或減少投入水平，都可以一定程度上降低價格下降帶來的損失。

從上述分析可知，價格變化能多大程度上影響農(nóng)戶的凈收益取決于調(diào)整效應。不同經(jīng)營規(guī)模農(nóng)戶在應對農(nóng)產(chǎn)品價格波動時的生產(chǎn)決策調(diào)整行為也存在明顯差異，由此可以得到價格變化對不同規(guī)模農(nóng)戶種植凈收益的影響也存在不同。農(nóng)產(chǎn)品價格變化產(chǎn)生的調(diào)整效應對農(nóng)戶種植收益變化的貢獻率與農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模有關，其中對于面對價格變化更容易進行生產(chǎn)決策調(diào)整的中等規(guī)模農(nóng)戶而言，價格變化對種植收益變化的貢獻率低于其他規(guī)模農(nóng)戶。

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文選取遼寧、吉林、山東、河南、湖北、安徽、江蘇、廣西和廣東9個花生主產(chǎn)省2010-2014年的面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源依托國家現(xiàn)代農(nóng)業(yè)（花生）產(chǎn)業(yè)技術體系對選定農(nóng)戶進行的年度跟蹤調(diào)查。各省花生試驗站對隨機選出的20個農(nóng)戶追蹤調(diào)查花生生產(chǎn)情況，調(diào)查的時間是2010-2014年。調(diào)查問卷記錄了農(nóng)戶當年的花生種植情況和前一年的種植面積，由于本文分析中涉及到滯后兩期的情況，因此真正研究的時段是2011-2014年。經(jīng)過對問卷的檢查與篩選，最終獲得有效問卷608份（每年152份）。

2.2 規(guī)模分化的概念及其劃分標準

基于規(guī)模分化的視角，探討了價格變化對農(nóng)戶生產(chǎn)決策與收益的影響，規(guī)模分化是本文關注的核心概念和重點，因此需要對規(guī)模分化的概念及不同經(jīng)營規(guī)模的劃分標準作詳細說明。

規(guī)模分化的概念源于農(nóng)戶分化，所謂農(nóng)戶分化即指農(nóng)戶從傳統(tǒng)單一經(jīng)營農(nóng)業(yè)的高度同質(zhì)化局面，逐漸分解成不同類型和不同規(guī)模的群體，并不斷演化的過程[10-11]?？梢哉J為，規(guī)模分化是農(nóng)戶分化的一種表現(xiàn)形式，即伴隨著土地流轉，一部分農(nóng)戶傾向于轉出土地，而另一部分農(nóng)戶則傾向于轉入農(nóng)戶，轉出方的土地經(jīng)營規(guī)模不斷減少，而轉入方的土地規(guī)模不斷增加[12-14]，從而形成了大規(guī)模、小規(guī)模農(nóng)戶并存的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)形態(tài)。因此，本文的規(guī)模分化是指伴隨土地流轉，農(nóng)戶的經(jīng)營規(guī)模打破同質(zhì)格局并逐漸多元化的過程，最終形成不同經(jīng)營規(guī)模主體并存的農(nóng)業(yè)形態(tài)[1]。

本文對花生經(jīng)營規(guī)模劃分主要參考屈小博[15]研究蘋果種植戶對不同經(jīng)營規(guī)模劃分的標準方法，根據(jù)實地調(diào)研數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，花生種植戶在1.33 hm2以下和2.67 hm2以上的出現(xiàn)的累計頻數(shù)和累計百分比處于整個花生種植戶分布圖的兩個峰值點。同時根據(jù)實地調(diào)研經(jīng)驗，花生種植戶大都認為2.67 hm2以上屬于大規(guī)模經(jīng)營，花生的大規(guī)模明顯低于糧食作物的大規(guī)模。因此，本文將經(jīng)營規(guī)模在0-1.33 hm2定義為小規(guī)模農(nóng)戶，1.33-2.66 hm2定義為中規(guī)模農(nóng)戶，大于2.66 hm2定義為大規(guī)模農(nóng)戶。

2.3 變量選擇

農(nóng)戶的生產(chǎn)決策行為反映在種植面積、要素投入、種植結構等多個方面，根據(jù)調(diào)研發(fā)現(xiàn)，花生種植戶對價格變化做出的首要反應是調(diào)整面積，而在要素投入上的改變并不大，因此本文選擇種植面積調(diào)整反映農(nóng)戶的生產(chǎn)決策行為。參照前人的研究，并根據(jù)本文的研究目的，將主要選取價格與成本、外部沖擊、家庭與農(nóng)戶特征3類變量。

1）價格與成本變量。為了實證驗證花生價格對農(nóng)戶生產(chǎn)決策行為的影響，首先需要考慮的是花生價格，本文選取滯后一期的花生價格作為預期價格的代理變量；其次，農(nóng)戶通常會根據(jù)競爭性作物的相對預期收益對稀缺的土地資源進行分配，因此花生替代作物的價格也是影響花生種植面積的重要因素；除農(nóng)產(chǎn)品價格以外，還考慮了花生單位面積的生產(chǎn)成本變量[16-17]。

2）外部沖擊變量。外部沖擊在農(nóng)戶種植面積調(diào)整中也發(fā)揮了重要作用，主要用自然災害和良種補貼政策來反映。其中，自然災害對農(nóng)戶花生種植面積會產(chǎn)生不利影響[18]，而花生良種補貼政策能夠降低農(nóng)戶使用花生良種的生產(chǎn)成本，從而對花生種植面積有促進作用。

3）家庭與農(nóng)戶特征變量。家庭作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)最小的決策單元，而農(nóng)戶作為家庭的主要決策者，兩者的特征均會對花生種植面積產(chǎn)生直接的影響，本文關注的家庭特征變量主要包括種植習慣和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性資產(chǎn)投入，分別選擇滯后期花生種植面積和生產(chǎn)性固定資產(chǎn)投入作為種植習慣和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性資產(chǎn)投入的代理變量[19]；農(nóng)戶特征變量主要包括種植年限、年齡和受教育程度。

2.4 模型選擇

為了驗證上文提出的假說，分別構建了兩個實證模型。其一是農(nóng)產(chǎn)品價格對花生種植面積調(diào)整的回歸模型，該模型用以驗證價格變化對農(nóng)戶生產(chǎn)決策的影響與經(jīng)營規(guī)模的倒U型關系；其二是農(nóng)戶種植收益變化影響因素的綜合統(tǒng)計指數(shù)分析模型，該模型用以分析農(nóng)戶規(guī)模分化后，農(nóng)產(chǎn)品價格對他們種植收益影響的差異。

2.4.1 農(nóng)產(chǎn)品價格對花生種植面積調(diào)整的回歸模型根據(jù)上述對不同經(jīng)營規(guī)模農(nóng)戶的劃分標準，分別對不同規(guī)模農(nóng)戶組數(shù)據(jù)進行多元面板回歸分析，具體模型為：

式中：i表示不同經(jīng)營規(guī)模農(nóng)戶組別。Si,t、Si,t-1、Si,t-2分別為當期、滯后一期以及滯后兩期的花生種植面積；Pi,t-1為滯后一期花生價格；Costi,t為當期花生生產(chǎn)成本；Disi,t-1為自然災害虛擬變量，如果上一期遭遇嚴重的干旱，則Disi,t-1=1，否則Disi,t-1=0；Subi,t為良種補貼虛擬變量，如果享受良種補貼政策，則Subi,t=1，否則Subi,t=0；Asti,t為用于花生生產(chǎn)的固定資產(chǎn)投入；Plyi,t、Agei,t和Edui,t分別為戶主的花生種植年限、年齡和受教育程度。Psi,t-1表示花生競爭性作物的滯后一期價格，農(nóng)戶可能會種植多種作物，即花生的競爭作物會有多種，參照鐘甫寧和胡雪梅[20]計算競爭性作物的方法確定競爭性作物，計算方法為：

式中：Ps,t-1、Qs,t-1分別為花生競爭性作物s的價格和產(chǎn)量，根據(jù)調(diào)研情況，本文選取玉米、小麥、大豆、棉花和水稻5種作為不同地區(qū)花生種植的競爭性作物。需要說明的是，由于不同地區(qū)資源稟賦的差異，花生的競爭作物并非相同，雖然選取了5種競爭作物，但在計算競爭作物價格時主要依據(jù)農(nóng)戶的實際生產(chǎn)情況，上述作物中農(nóng)戶在生產(chǎn)經(jīng)營過程中并未作為花生競爭作物的權重為0。

2.4.2 綜合統(tǒng)計指數(shù)分析模型 花生種植凈收益由花生銷售價格、銷售數(shù)量、要素投入和要素價格共同決定，為了測算這4個因素對花生凈收益變動的貢獻程度，本文將采取綜合統(tǒng)計分析模型進行測算，比較價格變化對不同規(guī)模農(nóng)戶凈收益影響的差異。假設pt-1、pt分別為t-1期和t期花生銷售價格，yt-1、yt分別為t-1期和t期花生單位面積的銷售量，wt-1、wt分別為t-1期和t期的要素價格，xt-1、xt分別為t-1期和t期單位面積的要素投入數(shù)量。因此，t期單位面積花生凈收益表達式為：

利用綜合統(tǒng)計分析法對t期和t-1期花生凈收益變動進行分解，得到：

根據(jù)上面的分解，可以進一步測算花生價格變化對花生凈收益的貢獻率，由于價格的變化方向不同，所以測算方法存在一定的差異。一般而言，價格上升時農(nóng)戶的凈收益和價格上升對凈收益的影響結果均為正，并且凈收益增長的幅度更大，此時價格變化的貢獻率為：

價格下降時農(nóng)戶的凈收益和價格下降對農(nóng)戶凈收益的影響結果均為負，并且凈收益的減少幅度更小，如果采用價格上升時的計算則會大于1，參考Grubel和Lloyd[21]的測算方法，此時價格變化的貢獻率為：

即表明如果價格變化帶來的凈收益下降和凈收益相差大，說明價格變化對凈收益的貢獻較小，農(nóng)戶受到的影響也較小。

上述主要分析了價格變化對單位面積凈收益的貢獻率，而從農(nóng)戶總收益看，還取決于種植面積。價格變化對農(nóng)戶總收益影響為 ΔR=πt×St-πt-1×St-1，其中ΔR、π和S分別為農(nóng)戶花生種植總的凈收益變動、單位面積凈收益和種植面積。

3 結果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計分析

以2014年為例，隨著經(jīng)營規(guī)模的擴大，花生的銷售價格并沒有表現(xiàn)為明顯的變化趨勢，小、中、大規(guī)模農(nóng)戶的花生銷售價格分別為6.04元/kg、6.16元/kg和6.06元/kg（表1），相差并不大，這說明了農(nóng)戶的花生銷售價格與經(jīng)營規(guī)模并不存在明顯的相關關系，進一步說明花生價格是由市場決定的，并非由農(nóng)戶內(nèi)生決定。從2011年到2014年的變化趨勢來看，大、中、小規(guī)模農(nóng)戶的銷售價格都表現(xiàn)出了相同的波動趨勢，即從2011-2014銷售價格依次表現(xiàn)為上升、下降、上升的波動趨勢。隨著經(jīng)營規(guī)模的擴大，花生生產(chǎn)成本以及固定資產(chǎn)投資具有明顯的上升趨勢，小、中、大規(guī)模農(nóng)戶的單位面積生產(chǎn)成本分別為11 162.7、11 554.5和13 180.5元/hm2，固定資產(chǎn)投入分別為931.16、1 299.73和2 892.75元，花生生產(chǎn)成本以及固定資產(chǎn)投入隨規(guī)模擴大而上升的趨勢在每一年都基本保持穩(wěn)定。

對于其他變量，在不同經(jīng)營規(guī)模農(nóng)戶間并沒有表現(xiàn)出明顯的差異，總體上看，花生種植戶的種植年限在20年左右，受教育程度在9年左右，另外有將近一半的花生種植戶會享受到花生良種補貼，而每年有將近一半的農(nóng)戶會遭遇嚴重的自然災害。

表1 2011-2014年不同規(guī)模農(nóng)戶相關變量描述性統(tǒng)計Table 1 Descriptive statistics of variables of different operation scales during 2011-2014

3.2 花生價格對不同規(guī)模農(nóng)戶面積調(diào)整行為影響

回歸分析結果表明，三個方程的hausman檢驗均表明模型更適合采用固定效應模型，同時進行面板數(shù)據(jù)異方差檢驗發(fā)現(xiàn)三個固定效應模型均不存在明顯的異方差（表2）。整體上看，大部分變量通過顯著性檢驗，并且與預期符號相一致，說明模型的可靠性較高。

1）滯后一期花生價格對面積調(diào)整的影響?？傮w上來看，滯后一期花生價格對當期花生種植面積產(chǎn)生顯著的正向影響，且通過5%的顯著性檢驗（表2），說明了花生自身價格的提高會刺激農(nóng)戶的種植積極性，但不同規(guī)模農(nóng)戶的差異明顯。具體來看，小規(guī)模、中等規(guī)模以及大規(guī)模農(nóng)戶的面積價格彈性分別為0.257、0.348和0.121，價格變化對農(nóng)戶種植面積的影響呈現(xiàn)倒“U”型關系，即隨著農(nóng)戶種植規(guī)模的擴大，價格變化對農(nóng)戶面積調(diào)整的影響先增大后減小，驗證了本文的假說。

表2 價格對不同規(guī)模農(nóng)戶面積調(diào)整行為影響的回歸結果Table 2 Regression results of price for different operation scales on farmers’ adjusting behaviors

2）競爭性作物價格和生產(chǎn)成本的影響。競爭性作物的價格雖然在三個模型中均沒有通過顯著性檢驗，但系數(shù)符號都為負，說明競爭性作物的價格越高，農(nóng)戶越有可能減少花生的種植。小規(guī)模、中等規(guī)模農(nóng)戶模型中的生產(chǎn)成本對花生種植面積的影響沒有通過顯著性檢驗，而大規(guī)模農(nóng)戶模型中生產(chǎn)成本對花生種植面積產(chǎn)生顯著負向影響且通過1%的顯著性檢驗。生產(chǎn)成本僅對大規(guī)模農(nóng)戶產(chǎn)生影響，這是因為在單位面積生產(chǎn)成本變化幅度相等前提下，大規(guī)模農(nóng)戶因為面積較大導致總成本的變化幅度也較大，因此大規(guī)模農(nóng)戶可能對花生的生產(chǎn)成本更加敏感。

3）外部沖擊對面積調(diào)整的影響。自然災害和良種補貼政策對不同規(guī)模農(nóng)戶的影響也存在明顯的差異。其中，自然災害主要對小規(guī)模和中等規(guī)模農(nóng)戶的種植面積產(chǎn)生負向作用，分別通過5%和10%的顯著性檢驗，回歸系數(shù)顯示，自然災害將會使小規(guī)模和中等規(guī)模農(nóng)戶的花生種植面積分別減少13.7%和19.5%；良種補貼政策主要對中等規(guī)模和大規(guī)模農(nóng)戶產(chǎn)生顯著的正向促進作用，分別通過10%和1%的顯著性檢驗，回歸系數(shù)顯示，對于享受到良種補貼的中等規(guī)模和大規(guī)模農(nóng)戶而言，花生種植面積會分別提高13.3%和6.6%。究其原因，相比較中小規(guī)模農(nóng)戶，大規(guī)模農(nóng)戶規(guī)避自然風險的方法更多，可以通過保險等方式彌補自然災害帶來的不利影響，所以自然災害對其影響不如中小規(guī)模農(nóng)戶大，而良種補貼政策具有大戶傾斜特征，因此良種補貼政策對中大規(guī)模的影響大于小規(guī)模農(nóng)戶。

4）其他控制變量對面積調(diào)整的影響。家庭用于花生生產(chǎn)的固定資產(chǎn)對不同經(jīng)營規(guī)模農(nóng)戶的花生種植面積的影響均為正，并且均通過1%的顯著性檢驗，但從系數(shù)值來看，不同規(guī)模的影響差異巨大，其中對中等規(guī)模農(nóng)戶而言，種植面積對固定資產(chǎn)的短期彈性高達0.770，而大規(guī)模農(nóng)戶僅僅為0.073，幾乎相差了10倍之多。上一期花生種植面積對小規(guī)模農(nóng)戶和大規(guī)模農(nóng)戶的影響為正，系數(shù)值分別為0.151和0.170，說明對于小規(guī)模和大規(guī)模農(nóng)戶而言，種植習慣對農(nóng)戶下期的種植決策影響顯著，也進一步從側面說明了為什么價格變化對中等規(guī)模農(nóng)戶的刺激作用要大于小規(guī)模和大規(guī)模農(nóng)戶。種植年限和滯后兩期的花生種植面積對不同規(guī)模農(nóng)戶種植面積的調(diào)整均沒有產(chǎn)生顯著的影響。

3.3 不同規(guī)模農(nóng)戶種植收益影響因素的分解分析

利用綜合指數(shù)分析法分析農(nóng)產(chǎn)品價格對不同規(guī)模農(nóng)戶種植收益的影響，由于篇幅限制，只列出了2014年花生種植單位面積凈收益變動的分解結果（表3）。

對于小規(guī)模農(nóng)戶，經(jīng)歷了2013年花生價格的大幅下跌之后，2014年花生價格出現(xiàn)了明顯回升，小規(guī)模農(nóng)戶的銷售價格從2013年的5.30元/kg上升到2014年的6.04元/kg，漲幅14.0%。由于花生價格上升，農(nóng)戶進行生產(chǎn)決策調(diào)整后的平均凈收益增加了3 187.8元/hm2。從凈收益變動的分解看，花生銷售價格對凈收益影響結果是2 331.0元/hm2，貢獻最高；銷售數(shù)量變動對凈收益的影響達1 669.5元/hm2，這主要得益于單產(chǎn)的提高，由于花生價格上升，小規(guī)模農(nóng)戶通過增加要素投入提高單產(chǎn)，在邊際銷售傾向不變的情況下，增加了單位面積花生的銷售數(shù)量，直接帶來了凈收益的增加。要素投入對凈收益的影響來源兩個方面，第一，要素價格變動對凈收益的影響結果為-736.5元/hm2，說明對于小規(guī)模農(nóng)戶而言，要素的平均價格總體上在上漲；第二，花生價格上升刺激了農(nóng)戶生產(chǎn)積極性，要素投入數(shù)量的小幅增加使得要素投入數(shù)量的變動農(nóng)戶單位面積凈收益的影響結果為-76.5元/hm2。

表3 2014年相對于2013年不同經(jīng)營規(guī)模農(nóng)戶單位面積凈收益分解結果（元/hm2）Table 3 Comparison of different operation scales and net economic returns between 2013 and 2014

對于中等規(guī)模農(nóng)戶，花生銷售價格從2013年的5.70元/kg上升到2014年的6.16元/kg，最終使中等規(guī)模農(nóng)戶單位面積凈收益增加2 476.8元/hm2。從單位面積凈收益變動的分解結果看，銷售價格變動對凈收益的影響結果為1 600.5元/hm2，在所有指標中影響結果最高；銷售數(shù)量的變動對凈收益的影響結果為1 453.5元/hm2。從要素價格變動以及要素投入數(shù)量變動層面看，要素價格變動對于凈收益的影響結果為351.0元/hm2，說明中等規(guī)模農(nóng)戶2014年相對于2013年要素價格整體上有小幅的下降；而要素投入數(shù)量的變動對凈收益的影響較大，影響結果為-928.5元/hm2，明顯高于小規(guī)模農(nóng)戶的-76.5元/hm2，說明價格上升后，中等規(guī)模農(nóng)戶生產(chǎn)調(diào)整的幅度更大，要素投入數(shù)量變化更多。

對于大規(guī)模農(nóng)戶，花生銷售價格從2013年的5.78元/kg上升到2014年的6.06元/kg，針對價格的小幅上漲，大規(guī)模農(nóng)戶同樣做出了生產(chǎn)決策調(diào)整，使大規(guī)模農(nóng)戶單位面積凈收益增加1 416.6元/hm2。從單位面積凈收益的分解看，銷售數(shù)量的變動對凈收益的影響結果最大，達到2 514.0元/hm2，這主要與大規(guī)模農(nóng)戶2014年相對于2013年銷售數(shù)量變化較大有關；而銷售價格的變動對凈收益的影響結果為1 108.5元/hm2，明顯低于銷售數(shù)量變動對凈收益的影響。要素價格變動和要素投入數(shù)量變動對凈收益的影響結果都為負，說明相比于2013年，要素價格對于大規(guī)模農(nóng)戶整體上有所增加，對凈收益的影響結果為-1 402.5元/hm2，其中勞動力價格上升的影響最大，達到了-996.0元/hm2，而在花生價格上升的刺激下，投入要素數(shù)量的增加對凈收益的影響結果為-804.0元/hm2，這一影響結果也明顯高于小規(guī)模農(nóng)戶，但略低于中規(guī)模農(nóng)戶。

根據(jù)分解結果可以進一步得到花生價格對凈收益變動的貢獻率以及對總的凈收益的影響結果（表4）。

從價格變化對種植收益變動的貢獻率看，價格變化對中等規(guī)模農(nóng)戶種植收益變動的貢獻率低于小規(guī)模農(nóng)戶和大規(guī)模農(nóng)戶，說明花生價格變化時，中等規(guī)模農(nóng)戶更容易做出種植面積的調(diào)整，從而獲得更高的調(diào)整效應，導致價格變動對單位面積凈收益的貢獻率不及其他規(guī)模農(nóng)戶。

從價格變化對農(nóng)戶總的凈收益影響結果看，可以發(fā)現(xiàn)隨著經(jīng)營規(guī)模的擴大，農(nóng)戶總的凈收益受價格的影響更大，當價格上升時，大規(guī)模農(nóng)戶因為種植面積大，獲得更高的凈收益增長，而當價格下降時，大規(guī)模農(nóng)戶同樣因為種植面積大的原因，造成的凈收益損失也高于其他經(jīng)營規(guī)模農(nóng)戶。

表4 花生價格對凈收益變動的貢獻率以及對總收益的影響結果Table 4 Contribution rates of peanut price changes in net income and the impacts on total revenue

4 結論與政策建議

4.1 結論

研究表明，花生價格對農(nóng)戶生產(chǎn)決策的影響與農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模有關，并表現(xiàn)為倒“U”型關系，即隨著經(jīng)營規(guī)模的擴大，花生價格對農(nóng)戶生產(chǎn)決策的影響先上升后下降，規(guī)模分化使得農(nóng)產(chǎn)品價格影響生產(chǎn)決策的機制更加復雜，在后續(xù)的相關研究中應該注意對農(nóng)戶規(guī)模的區(qū)分，該結論對目前政府相關部門習慣采取的“一刀切”政策確實具有重要的指導意義。

花生價格波動產(chǎn)生的價格效應對農(nóng)戶種植收益變化的貢獻率與農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模有關，中等規(guī)模農(nóng)戶面對價格波動時更容易進行生產(chǎn)決策調(diào)整，導致農(nóng)產(chǎn)品價格提高對中等規(guī)模農(nóng)戶種植收益的貢獻率最低。對于中等規(guī)模農(nóng)戶來說，2014年價格變化對花生種植收益變動的貢獻率為64.63%，明顯低于大規(guī)模農(nóng)戶和小規(guī)模農(nóng)戶的78.27%和73.12%，表明大規(guī)模農(nóng)戶和小規(guī)模農(nóng)戶的收益更易受到價格波動的影響。

4.2 政策建議

1）要積極穩(wěn)妥地推進適度規(guī)模經(jīng)營?？紤]規(guī)模分化導致的價格對生產(chǎn)決策和收益影響的差異，在推進規(guī)模經(jīng)營的過程中不可盲目追求大規(guī)模，應該根據(jù)各地的實際情況，以市場機制為核心促進規(guī)模經(jīng)營的實現(xiàn)。

2）強化政策支持，發(fā)展農(nóng)業(yè)保險。擴大規(guī)模能夠?qū)Ψ€(wěn)定花生供給、減少花生價格的暴漲暴跌有重要作用，但大規(guī)模農(nóng)戶也更易受到價格波動的影響，因此在鼓勵花生種植戶擴大經(jīng)營規(guī)模的同時，應該對大規(guī)模種植戶采取支持政策的傾斜，可選擇的政策之一是發(fā)展農(nóng)業(yè)保險，降低價格波動對規(guī)模戶收益的不利影響，從而降低他們的經(jīng)營風險。

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