高楊+張笑+吳蕾

摘 要：以黃淮海平原的487戶糧食類家庭農(nóng)場為例，基于資源基礎(chǔ)理論和企業(yè)生態(tài)理論，探究不同層次因素對糧食類家庭農(nóng)場成長的影響。研究表明：65.68%的成長差異由個體差異造成，34.32%則由省域差異所導(dǎo)致；個體層面的生產(chǎn)設(shè)備完善程度、貸款難易程度、農(nóng)場主受教育程度和管理規(guī)章制度規(guī)范程度對其成長產(chǎn)生顯著正向影響，成員年均參與培訓(xùn)次數(shù)則在短期內(nèi)產(chǎn)生負向影響；省域?qū)用娴姆龀终唧w系完善程度不僅會強化管理規(guī)章制度規(guī)范程度與其成長之間的正向關(guān)聯(lián)，還與農(nóng)業(yè)合作社提供社會化服務(wù)能力和技術(shù)獲取渠道寬敞程度一起，共同強化了農(nóng)場主受教育程度與其成長之間的正向關(guān)聯(lián)、弱化了成員年均參與培訓(xùn)次數(shù)與其成長之間的負向關(guān)聯(lián)。

關(guān)鍵詞：糧食類家庭農(nóng)場；資源基礎(chǔ)理論；企業(yè)生態(tài)理論；粗糙集；分層線性模型

中圖分類號：F325.22 文獻標識碼：A 文章編號：1009-9107（2017）02-0096-08

一、文獻綜述

家庭農(nóng)場不僅具有保障糧食安全、促進農(nóng)民增收、縮減城鄉(xiāng)發(fā)展差距等多種功能，還在機械和科技成果應(yīng)用、綠色發(fā)展、市場開拓等方面發(fā)揮著引領(lǐng)作用，是我國建設(shè)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的骨干力量之一。但家庭農(nóng)場在我國屬于新的農(nóng)業(yè)經(jīng)營實踐，其成長尚處在起步階段，且很不平衡。

國內(nèi)外學(xué)者對家庭農(nóng)場成長的影響因素及扶持政策給予了廣泛的關(guān)注。制度供給滯后是影響家庭農(nóng)場成長的重要影響因素[1]，而農(nóng)地制度是基礎(chǔ)性制度環(huán)境，政策支持是堅強后盾，農(nóng)業(yè)培育與培訓(xùn)制度是重要推進器，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)是重要支撐[2]。讓農(nóng)民和科學(xué)家共同參與到創(chuàng)新過程，有助于推動家庭農(nóng)場可持續(xù)性發(fā)展[3]。人力因素是影響家庭農(nóng)場成長的根本原因，不能確定繼承人的家庭農(nóng)場會撤資或進入靜態(tài)經(jīng)營模式[4]。生態(tài)系統(tǒng)中服務(wù)、技術(shù)、市場、融資、自然、政策和文化環(huán)境對家庭農(nóng)場的成長有著潛移默化的作用[5]。近年來，農(nóng)場規(guī)模的相對變化、與農(nóng)場相關(guān)的沉沒成本和農(nóng)場多樣化影響家庭農(nóng)場主成長意愿[6]。此外，家庭農(nóng)場間展開合作，能夠?qū)崿F(xiàn)共同發(fā)展[7]。

各國應(yīng)基于現(xiàn)實國情，制定家庭農(nóng)場的扶持政策[8]。清晰的農(nóng)業(yè)發(fā)展思路、適宜的土地制度、精準的政策扶持、強有力的科技支撐、穩(wěn)定的法律生態(tài)環(huán)境以及完善的農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)，是農(nóng)業(yè)發(fā)達國家取得成功的重要經(jīng)驗[9]。目前，我國家庭農(nóng)場普遍面臨著經(jīng)營規(guī)模擴大難與水平提高難、信貸融資參險難、求助社會化服務(wù)難、扶持政策覆蓋難等問題[10]，應(yīng)改革農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度、培育職業(yè)化農(nóng)民、加快發(fā)展農(nóng)村金融保險業(yè)、完善社會化服務(wù)和加大政策扶持力度[11]。

可見，國內(nèi)外學(xué)者圍繞家庭農(nóng)場成長的影響因素及扶持政策，取得了豐富的研究成果，但仍存在不足之處：第一，國外學(xué)者在家庭農(nóng)場成長方面已建立起一套有效的理論和實證研究體系，但由于成長階段、土地制度、農(nóng)業(yè)補貼和社會化服務(wù)等方面的巨大差異，國外的研究成果在我國的適用性尚有待進一步研究和檢驗；第二，國內(nèi)研究大多選取的是宏觀視角，且以規(guī)范研究和定性分析為主，而基于微觀視角，運用理論分析、實證研究和定量分析等多種方法相結(jié)合的研究成果相對闕如；第三，家庭農(nóng)場的成長受資源基礎(chǔ)和生態(tài)環(huán)境的雙重制約，其影響因素不僅來自于家庭農(nóng)場個體層面，還來自于區(qū)域?qū)用?，且這兩個層面的因素往往存在著交互作用，但現(xiàn)有研究大多未討論不同層次變量間的相互關(guān)系和數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)分層問題。

糧穩(wěn)天下安。糧食類家庭農(nóng)場的成長是我國糧食安全的有力保障。有鑒于此，本文以我國重要的糧食生產(chǎn)基地——黃淮海平原的487戶糧食類家庭農(nóng)場為例，首先基于資源基礎(chǔ)理論和企業(yè)生態(tài)理論，研究糧食類家庭農(nóng)場成長的可能影響因素。其次，依據(jù)粗糙集理論進行屬性約簡，以刪除冗余或不重要的可能影響因素。再次，把重要的可能影響因素引入分層線性模型，揭示個體層面變量和省域?qū)用孀兞繉Z食類家庭農(nóng)場成長的結(jié)構(gòu)性影響差異和交互作用，以便于厘清糧食類家庭農(nóng)場的成長機制，為更具針對性與可操作性的糧食類家庭農(nóng)場扶持政策制定提供參考依據(jù)。

二、理論基礎(chǔ)與變量設(shè)置

家庭農(nóng)場與農(nóng)業(yè)企業(yè)相近[12]，其成長受到個體層面和省域?qū)用嬉蛩氐墓餐绊?。因此，本文以資源基礎(chǔ)理論和企業(yè)生態(tài)理論分別作為其個體層面與省域?qū)用嬗绊懸蛩氐睦碚摶A(chǔ)。

（一）資源基礎(chǔ)理論

資源基礎(chǔ)理論認為內(nèi)部資源是企業(yè)長期增長的動力和源泉，物質(zhì)資本資源、人力資本資源和組織資本資源是其具體體現(xiàn)[13]。此外，我國家庭農(nóng)場要實現(xiàn)規(guī)模化和集約化經(jīng)營，離不開資金支持[14]。因此，糧食類家庭農(nóng)場的資源基礎(chǔ)由物質(zhì)資本資源、人力資本資源、組織資本資源和金融資本資源構(gòu)成。

1.物質(zhì)資本資源。物質(zhì)資本資源是指家庭農(nóng)場開展生產(chǎn)經(jīng)營活動的實物資源，是其他資源發(fā)揮作用的基礎(chǔ)。具體而言：第一，適度規(guī)模經(jīng)營是農(nóng)業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵，家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模的適度將有利于實現(xiàn)各種生產(chǎn)要素的優(yōu)化配置。第二，生產(chǎn)設(shè)備的完善程度對家庭農(nóng)場成長具有顯著影響[15]283，有助于其生產(chǎn)經(jīng)營活動的有序開展。第三，農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)者和消費者都是分散的，存在收集和傳播信息較難、交易環(huán)節(jié)較長和交易成本較高的問題，而家庭農(nóng)場可通過不斷完善網(wǎng)站建設(shè)來有效破解上述農(nóng)業(yè)難題。顯然，經(jīng)營土地規(guī)模的合理程度以及生產(chǎn)設(shè)備、網(wǎng)站建設(shè)的完善程度是反映糧食類家庭農(nóng)場物質(zhì)資本資源的主要指標。

2.人力資本資源。人力資本資源主要是指家庭農(nóng)場主和成員所具備的經(jīng)驗、知識和技術(shù)能力等，對其他資源的發(fā)揮有積極帶動作用。家庭農(nóng)場成長是農(nóng)場主妥善經(jīng)營和成員辛勤勞動雙重作用的結(jié)果，受教育程度會影響他們的決策執(zhí)行力和資源配置能力[16]，而家庭農(nóng)場主和成員接受培訓(xùn)次數(shù)的多寡顯著影響家庭農(nóng)場收益[17]。由此，可通過家庭農(nóng)場主的受教育程度和年均參與培訓(xùn)次數(shù)、成員的平均受教育程度和年均參與培訓(xùn)次數(shù)來衡量糧食類家庭農(nóng)場的人力資本資源。

3.組織資本資源。組織資本資源是指存在于組織之中、由組織成員在開展活動中所逐漸形成的合力，也是指組織內(nèi)部管理經(jīng)驗的積累而形成的資本。組織資本資源的多寡對家庭農(nóng)場合理配置資源有著顯著影響。政府對家庭農(nóng)場的鼓勵和表彰是其發(fā)展的關(guān)鍵因素，而家庭農(nóng)場管理規(guī)章制度是其發(fā)展的內(nèi)生力量[18]7。此外，商品銷售區(qū)域反映了家庭農(nóng)場擴大產(chǎn)品市場和拓寬銷售渠道的組織能力[19]。有鑒于此，選取家庭農(nóng)場獲得政府表彰次數(shù)、管理規(guī)章制度規(guī)范程度和商品銷售區(qū)域以測量組織資本資源。

4.金融資本資源。金融資本資源是指用于家庭農(nóng)場生產(chǎn)經(jīng)營活動所需資金的投入，金融資本缺乏將影響家庭農(nóng)場的后續(xù)成長[20]。當(dāng)前，我國家庭農(nóng)場普遍面臨著貸款難、融資難、參險難的問題[21]。可見，糧食類家庭農(nóng)場貸款難、融資難、投保的難易程度是反映其金融資本資源的重要指標。

（二）企業(yè)生態(tài)理論

Moore類比自然生態(tài)系統(tǒng)，首次提出了“商業(yè)生態(tài)系統(tǒng)”概念，認為相互作用的企業(yè)組織和個人所形成的群體即企業(yè)生態(tài)系統(tǒng)[22]。糧食類家庭農(nóng)場位于所在區(qū)域的生態(tài)系統(tǒng)中，必須不斷與生態(tài)環(huán)境進行物質(zhì)、能量與信息交流。生態(tài)環(huán)境包括社會生態(tài)、經(jīng)濟生態(tài)和自然生態(tài)三個方面。

1.社會生態(tài)。社會生態(tài)是指家庭農(nóng)場為追求長期穩(wěn)定發(fā)展所需的社會環(huán)境，包括其所在區(qū)域的法律、社會文化和服務(wù)生態(tài)環(huán)境。穩(wěn)定的法律環(huán)境和適當(dāng)?shù)恼咧С謱r(nóng)業(yè)合作社的發(fā)展極為重要[23]，與農(nóng)業(yè)合作社同為新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的家庭農(nóng)場，同樣需要一個扶持政策體系完善、政策落實程度高、法律法規(guī)健全的法律生態(tài)環(huán)境。社會文化環(huán)境對家庭農(nóng)場內(nèi)部核心價值觀產(chǎn)生影響，進而影響到家庭農(nóng)場的成長。家庭農(nóng)場的社會文化環(huán)境主要反映在當(dāng)?shù)剞r(nóng)民的受教育水平、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)精神以及所在地區(qū)的社會氛圍等方面。其原因在于，當(dāng)?shù)剞r(nóng)民的受教育水平對家庭農(nóng)場成長產(chǎn)生顯著影響[24]，讓農(nóng)民參與到創(chuàng)新過程中是家庭農(nóng)場規(guī)模擴大的影響因素[25]，互幫互助的社會氛圍有助于家庭農(nóng)場獲取信息以彌補內(nèi)部知識資源不足[26]。此外，農(nóng)業(yè)合作社社會化服務(wù)作用的發(fā)揮是有限的[27]，還需要政府及經(jīng)營性服務(wù)組織提供相應(yīng)的社會化服務(wù)以助推家庭農(nóng)場成長。因此，政府、經(jīng)營性組織和農(nóng)業(yè)合作社所提供的農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)構(gòu)成了家庭農(nóng)場的服務(wù)生態(tài)環(huán)境。

2.經(jīng)濟生態(tài)。經(jīng)濟生態(tài)是指家庭農(nóng)場提高效率、增加經(jīng)濟效益的物質(zhì)環(huán)境，主要包括市場生態(tài)環(huán)境、科學(xué)技術(shù)生態(tài)環(huán)境和融資生態(tài)環(huán)境。第一，家庭農(nóng)場的發(fā)展越來越受到市場的影響[28]，市場的競爭激烈程度、價格波動程度以及對優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品的需求程度是市場生態(tài)環(huán)境的重要衡量指標。第二，農(nóng)業(yè)技術(shù)革新對家庭農(nóng)場的經(jīng)濟效益提升有推動作用，而技術(shù)需求滿足程度、技術(shù)培訓(xùn)滿足程度和技術(shù)獲取渠道寬敞程度等技術(shù)生態(tài)環(huán)境則影響推動作用的發(fā)揮。第三，金融方案的多樣化，能為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的金融需求提供支持[29]。為適應(yīng)家庭農(nóng)場的成長需求，一個融資渠道多元、融資需求滿足度高、融資期限與實際匹配度好的融資環(huán)境必不可少。

3.自然生態(tài)。自然生態(tài)是指當(dāng)?shù)氐淖匀画h(huán)境。一般而言，農(nóng)業(yè)自然環(huán)境主要包括土地資源、水資源和氣候等。本文選取當(dāng)?shù)氐耐恋貭顩r、農(nóng)業(yè)用水狀況和當(dāng)?shù)貧夂驅(qū)r(nóng)業(yè)生產(chǎn)的適宜程度三個指標，來測量糧食類家庭農(nóng)場的自然生態(tài)環(huán)境。

（三）經(jīng)濟績效

經(jīng)濟績效是糧食類家庭農(nóng)場成長的重要基礎(chǔ)和衡量標準。當(dāng)其經(jīng)濟績效提高時，生態(tài)績效、社會績效等也會得到改善[30]。經(jīng)濟績效可從以下兩個層面衡量：一是財務(wù)指標。銷售收入增長率是衡量糧食類家庭農(nóng)場成長的較好指標，可用來測度其毛收益和市場規(guī)模變動。利潤的高低影響糧食類家庭農(nóng)場的長遠發(fā)展，可用來測度其凈收益和長遠發(fā)展能力。二是獲利潛能。機械化程度反映了糧食類家庭農(nóng)場技術(shù)效率的高低，品牌化戰(zhàn)略有利于市場競爭力的提升和影響力的擴大[31]。因此，本文選用近三年平均銷售額增長率和年利潤、機械化程度和品牌知名度四個指標衡量家庭農(nóng)場成長。

三、研究方法與數(shù)據(jù)來源

（一）研究方法

1.粗糙集理論。本文設(shè)置了34個糧食類家庭農(nóng)場成長的可能影響因素。這些可能影響因素不僅彼此之間存在著一定的信息重疊，而且對成長的影響程度不盡相同。在建立線性計量模型時，引入的應(yīng)該是重要解釋變量。若引入的解釋變量數(shù)目太多，會導(dǎo)致模型精度低。因此，本文首先依據(jù)粗糙集理論，選取重要的可能影響因素。具體步驟為：（1）明確問題；（2）建立原始決策表；（3）數(shù)據(jù)預(yù)處理；（4）屬性約簡。

2.分層線性模型。本文要同時分析糧食類家庭農(nóng)場個體層面和省域?qū)用孀兞繉ζ涑砷L的影響，這樣就構(gòu)成了一個“個體-省域”的兩層數(shù)據(jù)，可以看成一個兩水平模型。對于不同層次的數(shù)據(jù)，傳統(tǒng)的線性模型在進行變異分解時，對群組效應(yīng)分離不出，從而增大了模型的誤差項。鑒于這種局限性，本文選用分層線性模型，其基本公式如下：

其中，下標i代表的是家庭農(nóng)場（個體），j代表的是家庭農(nóng)場所在省份；Yij表示模型的因變量，即家庭農(nóng)場成長值，Xpij和Dqj分別表示家庭農(nóng)場個體層面和省域?qū)用娴念A(yù)測變量，而εij和μpj分別表示家庭農(nóng)場個體層面和省域?qū)用娴碾S機擾動項；βpj是家庭農(nóng)場個體層面預(yù)測變量Xpij對因變量的回歸系數(shù)，γp0表示第j個省域?qū)用孀兞繉Ζ聀j回歸的截距，γpq 表示第j個省域?qū)用孀兞繉Ζ聀j回歸的斜率。

（二）數(shù)據(jù)來源

黃淮海平原糧食產(chǎn)量占我國總產(chǎn)的34.3%[32]，河南、河北、山東、安徽和江蘇是其重要組成省份，且各省在工商部門注冊的家庭農(nóng)場均逾萬個。因此，選取這5省作為調(diào)研區(qū)域，具有一定的代表性。預(yù)調(diào)研于2015年12月在山東省展開。依據(jù)預(yù)調(diào)研數(shù)據(jù)，對問卷展開信度和效度分析，并調(diào)整問題項?；谡{(diào)整后的問卷，于2016年1-2月實施了正式調(diào)研?？紤]到樣本選取的科學(xué)性和分層線性模型的特點，在每省各選取10個縣（市、區(qū)），每個縣（市、區(qū)）按東南西北中5個方位各調(diào)研糧食類家庭農(nóng)場2個。問卷由經(jīng)過培訓(xùn)的高年級本科生和研究生采取與家庭農(nóng)場主面對面訪談的方式填寫。共發(fā)放問卷500份，剔除漏答關(guān)鍵信息的問卷，最終獲得有效問卷487份，問卷有效率為97.4%。

四、實證分析結(jié)果

（一）屬性約簡結(jié)果

1.初始決策表。以487個調(diào)查樣本為論域U；運用熵值法對糧食類家庭農(nóng)場成長指標權(quán)重賦值，進而測算家庭農(nóng)場成長值，以構(gòu)建決策屬性D；以可能影響糧食類家庭農(nóng)場成長的個體層面因素和省域?qū)用嬉蛩刈鳛闂l件屬性集C，構(gòu)建初始決策表。

2.數(shù)據(jù)預(yù)處理。由于本文所有變量皆為連續(xù)值，需將原始的連續(xù)型數(shù)據(jù)進行離散化處理后再進行約簡。采用等頻率離散化方法，將等頻率區(qū)間數(shù)設(shè)置為3，其結(jié)果（部分）見表1。

3.屬性約簡。基于屬性對決策的重要度，利用Johnson約簡算法，刪除冗余或不重要的條件屬性。對約簡后的指標重新梳理并標記（見表2），以把這些重要的可能影響因素引入分層線性模型。

（二）分層線性模型分析結(jié)果

1.零模型分析。在沒有加入任何自變量的情況下，進行零模型分析，旨在將糧食類家庭農(nóng)場成長的總體方差在兩個層次上進行分解，以判斷第二層模型建立的必要性。其具體公式為：

結(jié)果顯示，第一層截距的信度估計為0.753，遠高于0.5的標準，表明樣本均值與真實家庭農(nóng)場成長值接近。從表3的固定效應(yīng)可知，省域?qū)用嬉蛩貙Z食類家庭農(nóng)場成長具有正向預(yù)測效果，其回歸系數(shù)為0.673。隨機效應(yīng)的卡方檢驗顯示，糧食類家庭農(nóng)場成長在省域?qū)用娲嬖陲@著差異，應(yīng)在第二層模型中增加省域?qū)用孀兞俊?/p>

基于組內(nèi)相關(guān)系數(shù)公式ICC=0.015 0/（0.015 0+0.028 7），可計算得到省域?qū)用娣讲钫伎偡讲畹谋壤秊?4.32%，即糧食類家庭農(nóng)場成長的差異有34.32%由省域間的差異所導(dǎo)致，其余的65.68%則由個體的差異造成。由此可知，個體層面因素是影響糧食類家庭農(nóng)場成長的主要因素，但省域?qū)用嬉蛩氐挠绊懸膊蝗莺鲆暋?/p>

2.半條件模型分析。在零模型的基礎(chǔ)上加入家庭農(nóng)場個體層的變量，以構(gòu)建半條件模型。為確保變量的穩(wěn)定性和避免多重共線性，采用穩(wěn)健性標準誤差對半條件模型進行回歸。半條件模型固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)的結(jié)果見表4。

從固定效應(yīng)結(jié)果來看：第一，生產(chǎn)設(shè)備完善程度對糧食類家庭農(nóng)場成長的正向影響程度最高。糧食類家庭農(nóng)場的規(guī)?；图s化生產(chǎn)方式以機械化作為支撐，而生產(chǎn)設(shè)備的完善程度則是其機械化水平的具體表現(xiàn)之一。這與平瑛等[15]的實證分析結(jié)果相一致。第二，貸款難易程度對糧食類家庭農(nóng)場成長具有顯著的正向影響。其原因在于，糧食生產(chǎn)的周期性和季節(jié)性決定家庭農(nóng)場應(yīng)收應(yīng)付賬款同樣具有周期性特征，承擔(dān)著高額的資金周轉(zhuǎn)成本，貸款越容易越有利于糧食類家庭農(nóng)場生產(chǎn)經(jīng)營的有序開展，這與Karimov[33]的研究結(jié)果基本吻合。第三，家庭農(nóng)場主受教育程度對糧食類家庭農(nóng)場成長具有積極影響。教育能提高家庭農(nóng)場主的決策執(zhí)行力，使其成為有效配置資源的管理者，從而為家庭農(nóng)場成長提供有力保障[16]。第四，管理規(guī)章制度規(guī)范程度也具有顯著的正向影響。Chen等[18]對山東省諸城市的實地調(diào)查支持了這一結(jié)果。越是紀律嚴明、管理規(guī)范的家庭農(nóng)場，越能凝聚力量，保證其生產(chǎn)的穩(wěn)定性。第五，長遠來看，如Panda的研究結(jié)論[17]一樣，成員參與各種培訓(xùn)對家庭農(nóng)場成長具有正向影響，但對于起步階段的我國糧食類家庭農(nóng)場而言，一方面，由于社會化服務(wù)體系尚未健全，成員參與各種培訓(xùn)需要投入成本，這使本來資金捉襟見肘的家庭農(nóng)場加重了運營成本。另一方面，由于我國糧食類家庭農(nóng)場成員受教育程度不高，其參與培訓(xùn)的效果往往需要時間來吸收和消化。因此，成員年均參與培訓(xùn)次數(shù)在短期內(nèi)對糧食類家庭農(nóng)場成長具有顯著的負向影響。

家庭農(nóng)場主受教育程度、成員年均參與培訓(xùn)次數(shù)和管理規(guī)章制度規(guī)范程度的隨機效應(yīng)通過顯著性檢驗，表明這3個變量的回歸系數(shù)在省域間存在明顯變異。另外，生產(chǎn)設(shè)備完善程度和貸款難易程度的隨機效應(yīng)未通過顯著性檢驗，表明省域間不存在明顯變異，其相關(guān)關(guān)系不依賴于省域而不同。

3.完整模型分析。為考察家庭農(nóng)場主受教育程度、成員年均參與培訓(xùn)次數(shù)和管理規(guī)章制度規(guī)范程度3個變量的回歸系數(shù)在省域間的變異，引入扶持政策體系完善程度、農(nóng)業(yè)合作社提供社會化服務(wù)能力和技術(shù)獲取渠道寬敞程度3個省域?qū)用孀兞?，?gòu)建完整模型如下：

如表5的固定效應(yīng)所示，扶持政策體系完善程度、農(nóng)業(yè)合作社提供社會化服務(wù)能力和技術(shù)獲取渠道寬敞程度與家庭農(nóng)場主受教育程度的斜率顯著正相關(guān)。其原因在于：第一，扶持政策要發(fā)揮積極作用的一個必要條件是家庭農(nóng)場主熟練掌握、正確運用。而受教育程度高的家庭農(nóng)場主，能真正掌握和運用與自身利益相關(guān)的扶持政策，真正享受到政策紅利。因此，扶持政策體系完善程度會強化農(nóng)場主受教育程度和糧食類家庭農(nóng)場成長之間的正向關(guān)系。第二，農(nóng)業(yè)合作社提供社會化服務(wù)能力強的省份，其轄區(qū)內(nèi)的社會化服務(wù)不僅種類繁多，在服務(wù)效率和服務(wù)成本方面也不盡相同。家庭農(nóng)場主需要權(quán)衡多樣化的社會化服務(wù)從而做出最優(yōu)選擇，而受教育程度高的農(nóng)場主往往具有更高的認知水平和判斷能力。因而，農(nóng)業(yè)合作社提供社會化服務(wù)能力會強化農(nóng)場主受教育程度和糧食類家庭農(nóng)場成長之間的正向關(guān)系。第三，糧食生產(chǎn)和經(jīng)營是糧食類家庭農(nóng)場收入的主要來源，受教育程度高的農(nóng)場主往往具有采納新技術(shù)的強烈意愿，以期獲得更高收益，多元化的技術(shù)獲取渠道則為其新技術(shù)的采納提供便利條件?？梢?，技術(shù)獲取渠道寬敞程度會強化農(nóng)場主受教育程度與糧食類家庭農(nóng)場成長的正向關(guān)系。

技術(shù)獲取渠道寬敞程度、扶持政策體系完善程度和農(nóng)業(yè)合作社提供社會化服務(wù)能力與成員年均參與培訓(xùn)次數(shù)的斜率顯著負相關(guān)。家庭農(nóng)場所在省份的扶持政策體系越完善、農(nóng)業(yè)合作社提供社會化服務(wù)能力越強、技術(shù)獲取渠道越寬敞，無償技術(shù)培訓(xùn)的機會越多，越會弱化成員參與培訓(xùn)對糧食類家庭農(nóng)場成長的短期負效應(yīng)。

扶持政策體系完善程度對管理規(guī)章制度規(guī)范程度的斜率顯著正相關(guān)。近年來，我國對于家庭農(nóng)場資格條件、登記管理的政策正逐步完善[34]，特別是對家庭農(nóng)場的年檢和審查，使得家庭農(nóng)場更加嚴格律己，追求管理規(guī)章制度的規(guī)范化。此外，技術(shù)獲取渠道寬敞程度、農(nóng)業(yè)合作社提供社會化服務(wù)能力對管理規(guī)章制度規(guī)范程度和糧食類家庭農(nóng)場成長之間的正向關(guān)聯(lián)影響不顯著。

在增加了3個省域?qū)用孀兞亢螅彝マr(nóng)場主受教育程度、成員年均參與培訓(xùn)次數(shù)和管理規(guī)章制度規(guī)范程度的隨機效應(yīng)均未通過顯著性檢驗，表明個體層面變量在第二層上得到了較好的解釋，無需再添加更高層次的變量進行解釋。

進一步的方差縮減比例表明（見表6），農(nóng)場主受教育程度與糧食類家庭農(nóng)場成長之間的相關(guān)有22.92%能被省域?qū)用孀兞克忉?，家庭農(nóng)場成員年均參與培訓(xùn)次數(shù)和糧食類家庭農(nóng)場成長之間的負向關(guān)聯(lián)有17.41%能被省域?qū)用孀兞克忉專∮驅(qū)用孀兞繉芾硪?guī)章制度規(guī)范程度和糧食類家庭農(nóng)場成長之間的相關(guān)解釋比例為30.3%。

五、主要結(jié)論與政策建議

本文基于資源基礎(chǔ)理論和企業(yè)生態(tài)理論，采用粗糙集和分層線性模型，探究了個體層面變量和省域?qū)用孀兞繉Z食類家庭農(nóng)場成長的結(jié)構(gòu)性影響差異和交互作用，結(jié)果表明：（1）成長差異主要由個體層面因素所導(dǎo)致，但省域?qū)用嬉蛩氐挠绊懸膊蝗菪∫?。?）個體層面的生產(chǎn)設(shè)備完善程度、貸款難易程度、農(nóng)場主受教育程度和管理規(guī)章制度規(guī)范程度對其成長產(chǎn)生顯著正向影響，而成員年均參與培訓(xùn)次數(shù)則在短期內(nèi)產(chǎn)生負向影響。（3）所在省份的扶持政策體系完善程度除了會強化管理規(guī)章制度規(guī)范程度與糧食類家庭農(nóng)場成長之間的正向關(guān)聯(lián)外，還與農(nóng)業(yè)合作社提供社會化服務(wù)能力和技術(shù)獲取渠道寬敞程度一起，共同強化了農(nóng)場主受教育程度與糧食類家庭農(nóng)場成長之間的正向關(guān)聯(lián)、弱化了成員年均參與培訓(xùn)次數(shù)與糧食類家庭農(nóng)場成長之間的負向關(guān)聯(lián)。

基于上述主要結(jié)論，相應(yīng)的政策建議如下：（1）支持家庭農(nóng)場完善生產(chǎn)設(shè)備?！肮び破涫拢叵壤淦鳌?，應(yīng)進一步完善和調(diào)整農(nóng)機購置補貼政策，不僅要對糧食類家庭農(nóng)場日常生產(chǎn)經(jīng)營中必不可少的農(nóng)業(yè)機械敞開補貼，還要突出補貼重點。（2）創(chuàng)新融資模式。在有條件的地區(qū)推廣無需抵押和擔(dān)保即可獲得貸款模式，鼓勵民間資本參與設(shè)立農(nóng)業(yè)擔(dān)保公司和農(nóng)業(yè)發(fā)展基金，為糧食類家庭農(nóng)場提供金融支持和擔(dān)保支持，以有效破解家庭農(nóng)場“貸款難”。（3）轉(zhuǎn)變家庭農(nóng)場主再教育模式。培育家庭農(nóng)場主自我學(xué)習(xí)能力，對具備上網(wǎng)條件的家庭農(nóng)場主通過互聯(lián)網(wǎng)形式進行相應(yīng)的再教育，并發(fā)揮第三方組織在家庭農(nóng)場主再教育中的作用。嘗試“社區(qū)教育”形式，以社區(qū)或縣為單位，鼓勵鄰近糧食類家庭農(nóng)場主互相交流和學(xué)習(xí)，營造多元化的信息和技術(shù)獲取渠道。（4）推進糧食類家庭農(nóng)場規(guī)范化建設(shè)。采取“胡蘿卜加大棒”的政策，既要切實落實糧食類家庭農(nóng)場的年檢和審查制度，又要對規(guī)范和誠信經(jīng)營的糧食類家庭農(nóng)場進行表彰和宣傳。（5）真正讓扶持政策和社會化服務(wù)成為糧食類家庭農(nóng)場成長的“助推劑”。在進一步完善扶持政策體系和社會化服務(wù)體系的同時，應(yīng)強化對基層干部的培訓(xùn)，使其面對家庭農(nóng)場的咨詢能有效地進行答疑解惑，當(dāng)好糧食類家庭農(nóng)場扶持政策和社會化服務(wù)的“解讀員”。

參考文獻：

[1] 郭慶海. 新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體功能定位及成長的制度供給[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟， 2013（4）：4-11.

[2] 杜志雄，肖衛(wèi)東.家庭農(nóng)場發(fā)展的實際狀態(tài)與政策支持： 觀照國際經(jīng)驗[J]. 改革， 2014（6）：39-51.

[3] Dogliotti S，Garcia M C，Dieste J P，et al. Co-Innovation of Family Farm Systems： A System Approach to Sustainable Agriculture [J].Agricultural Systems，2014，126（4）：76-86.

[4] Inwood S M，Sharp J S.Farm Persistence and Adaptation at the Rural-urban Interface： Succession and Farm Adjustment [J].Journal of Rural Studies，2012，28（1）：107-117.

[5] Sandhu H S，Crossman N D，Smith F P.Ecosystem Services and Australian Agricultural Enterprises [J]. Ecological Economics，2012（74）：19-26.

[6] Huber R，F(xiàn)lury C，F(xiàn)inger R. Factors Affecting Farm Growth Intentions of Family Farms in Mountain Regions：Empirical Evidence for Central Switzerland[J].Land Use Policy， 2015（47）：188-197.

[7] Pérez M，Alegre A，Miranda O D.Breaking Down the Growth of Family Farms： A Case Study of an Intensive Mediterranean Agriculture [J].Agriculture Systems，2011，104（6）：500-511.

[8] Graeub B E，Chappell M J，Wittman H， et al. The State of Family Farms in the World[J].World Development，2015，5（12）：1-15.

[9] Demirdogen A，Olhan E，Chavas J P. Food vs.Fiber： An Analysis of Agricultural Support Policy in Turkey [J].Food Policy，2016（61）：1-8.

[10] 徐輝.農(nóng)業(yè)新型經(jīng)營主體家庭農(nóng)場培育研究——基于湖北省的調(diào)查[J].學(xué)術(shù)論壇， 2014（1）：68-71.

[11] 于戰(zhàn)平， 陳宏毅. 農(nóng)場、農(nóng)場制與中國家庭農(nóng)場發(fā)展[J].江西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報， 2016（1）：90-98.

[12] 高強，劉同山，孔祥智. 家庭農(nóng)場的制度解析： 特征、發(fā)生機制與效應(yīng)[J]. 經(jīng)濟學(xué)家， 2013（6）：48-56.

[13] Barney J. Firm Resources and Sustained Competitive Advantage [J].Journal of Management，1991，17（1）：99-120.

[14] 蘭勇，周孟亮，易朝輝.我國家庭農(nóng)場金融支持研究[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2015（6）：48-56.

[15] 平瑛，王鵬，徐潔.資源基礎(chǔ)觀下家庭農(nóng)場成長的影響因素研究[J].中國農(nóng)學(xué)通報，2015，31（9）：279-285.

[16] Reimers M，Klasen S.Revisiting the Role of Education for Agricultural Productivity [J].American Journal of Agricultural Economics，2013，95（1）：131-152.

[17] Panda S.Farmer Education and Household Agricultural Income in Rural India [J].International Journal of Social Economics，2015，42（6）：514-529.

[18] Chen Y，Zhao S，Cheng G，et al. Empirical Study on Formation Path of Family Farms in Different Environments From the Perspective of ANT [J]. Asian Agricultural Research，2015，7（6）：6-12.

[19] 顏廷武，張童朝，賀孟業(yè)，等.農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈對農(nóng)戶減貧增收的關(guān)聯(lián)效應(yīng)分析——基于滇、桂、蘇、閩四?。▍^(qū)）的實證[J].農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究， 2015，36（6）：973-980.

[20] 吳婷婷，余波.家庭農(nóng)場發(fā)展的金融支持研究——以江蘇省南通市為例[J].當(dāng)代經(jīng)濟管理，2014，36（12）：47-51.

[21] 何勁，熊學(xué)萍.家庭農(nóng)場績效評價： 制度安排抑或環(huán)境相容[J].改革， 2014（8）：100-107.

[22] Moore J F.Predators and Prey：A New Ecology of Competition [J].Harvard Business Review，1993，71（3）：75-86.

[23] Anne C，Viet L.Governmental Influences on the Evolution of Agricultural Cooperatives in Vietnam： An Institutional Perspective with Case Studies [J]. Asia Pacific Business Review，2014，20（3）：401-418.

[24] Ogundari K.The Paradigm of Agricultural Efficiency and its Implication on Food Security in Africa： What does Meta-analysis reveal？ [J].World Development，2014（64）：690-702.

[25] Friederichsen R，Minh T T，Neef A，et al.Adapting the Innovation Systems Approach to Agricultural Development in Vietnam： Challenges to the Public Extension Service [J].Agriculture and Human Values，2013，30（4）：555-568.

[26] Teng B S.Corporate Entrepreneurship Activities Through Strategic Alliances a Resource-based Approach Toward Competitive Advantage[J].Journal of Management Studies，2007 44（1）：119-140.

[27] Ito J，Bao Z，Su Q.Distributional Effects of Agricultural Cooperatives in China： Exclusion of Smallholders and Potential Gains on Participation[J].Food Policy，2012（37）：700-709.

[28] Briones R. Small Farmers in High-value Chains：Binding or Relaxing Constraints to Inclusive Growth？ [J].World Development，2015（72）：43-52.

[29] Sarah J M，Jennifer C.Finance for Agriculture or Agriculture for Finance？[J].Journal of Agrarian Change，2015，15（4）：549-559.

[30] Jan P， Dux D， Lips M， et al. On the Link Between Economic and Environmental Performance of Swiss Dairy Farms of the Alpine Area [J].The International Journal of Life Cycle Assessment， 2012， 17（6）：706-719.

[31] 尹世久. 信息不對稱、認證有效性與消費者偏好：以有機食品為例[M].北京： 中國社會科學(xué)出版社， 2013： 166-182.

[32] 中華人民共和國國家統(tǒng)計局. 中國統(tǒng)計年鑒2015 [M]. 北京： 中國統(tǒng)計出版社， 2015： 393-422.

[33] Karimov A. Factors Affecting Efficiency of Cotton Producers in Rural Khorezm， Uzbekistan： Re-examining the Role of Knowledge Indicators in Technical Efficiency Improvement [J].Agricultural and Food Economics，2014， 2（1）：1-16.

[34] 高強， 周振， 孔祥智. 家庭農(nóng)場的實踐界定、資格條件與登記管理——基于政策分析的視角[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題， 2014（9）：11-18.