何紅光，魏艷輝

(浙江農(nóng)林大學(xué) 暨陽學(xué)院，浙江 紹興 311800)

0 引言

自2008年黨的十七屆三中全會(huì)報(bào)告首次提出將家庭農(nóng)場作為農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營主體以來，學(xué)術(shù)界掀起了一股對(duì)家庭農(nóng)場的討論與研究熱潮，各地實(shí)踐工作也如火如荼。據(jù)農(nóng)業(yè)部和中國社會(huì)科學(xué)院發(fā)布的《中國家庭農(nóng)場發(fā)展報(bào)告(2015年)》統(tǒng)計(jì)，全國已有超過87萬戶各類家庭農(nóng)場，經(jīng)營耕地面積達(dá)到1173.3萬hm2，占全國承包耕地總面積的13.4%，其中，經(jīng)農(nóng)業(yè)部門認(rèn)定的家庭農(nóng)場超過34萬戶，平均經(jīng)營規(guī)模達(dá)到10 hm2左右?！墩憬‖F(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展“十三五”規(guī)劃》發(fā)布的資料顯示：全省新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體數(shù)量已達(dá)7.5萬余家，其中家庭農(nóng)場21436家，力爭在“十三五”期間全省新型農(nóng)業(yè)主體數(shù)量突破10萬家。可見，家庭農(nóng)場的健康發(fā)展是浙江乃至全國新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體培育的重點(diǎn)，也是我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中不可或缺的新型力量，更是解決“三農(nóng)”問題的突破口。

按照通常的解釋，家庭農(nóng)場是指以家庭成員為主要?jiǎng)趧?dòng)力，從事農(nóng)業(yè)規(guī)模化、集約化、商品化生產(chǎn)經(jīng)營，并以農(nóng)業(yè)收入為家庭主要收入來源的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體(楊成林，2014)[1]。一般而言，家庭農(nóng)場因其分工水平低，對(duì)生產(chǎn)要素之間匹配的要求不高，而且勞動(dòng)力與其他要素之間的互補(bǔ)性弱，學(xué)術(shù)界將其作為介于家庭與企業(yè)之間的一種特殊組織形態(tài)來進(jìn)行分析。中國農(nóng)村地區(qū)的家庭農(nóng)場由于農(nóng)村勞動(dòng)力缺乏轉(zhuǎn)移空間、農(nóng)業(yè)機(jī)械化進(jìn)程緩慢以及土地制度約束等因素而與工商企業(yè)的差別比較明顯，因此，很少有文獻(xiàn)從組織個(gè)體的微觀視角對(duì)中國家庭農(nóng)場的經(jīng)營績效進(jìn)行研究，定量的實(shí)證研究更是稀缺。隨著中國開放型經(jīng)濟(jì)機(jī)制和互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展，家庭農(nóng)場事實(shí)上已經(jīng)被納入到現(xiàn)代市場經(jīng)濟(jì)體系之中，因此，家庭農(nóng)場作為市場經(jīng)營主體的企業(yè)化特征日趨明顯，有必要從企業(yè)經(jīng)營和企業(yè)經(jīng)濟(jì)的角度對(duì)家庭農(nóng)場的經(jīng)營機(jī)理進(jìn)行深入研究。

本文嘗試基于浙江省家庭農(nóng)場經(jīng)營的數(shù)據(jù)，探討家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的影響因素，并以動(dòng)態(tài)能力為中介變量，建立家庭農(nóng)場的資源稟賦對(duì)經(jīng)營績效的影響機(jī)理模型。

1 文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

關(guān)于家庭農(nóng)場的文獻(xiàn)頗多，2010年之前，其內(nèi)容除了國際經(jīng)驗(yàn)介紹、本土經(jīng)驗(yàn)總結(jié)之外，集中在家庭農(nóng)場的會(huì)計(jì)核算、經(jīng)營模式、土地制度和規(guī)?；?jīng)營等主題，其研究方法主要是經(jīng)驗(yàn)總結(jié)、簡單思辨和邏輯推理；2010年之后，對(duì)家庭農(nóng)場的研究主題開始觸及形成機(jī)制、要素模型等理論層面，研究方法上也開始采用比較規(guī)范的案例研究和實(shí)證研究方法，出現(xiàn)了一些具有理論深度的文章。目前，整體而言，就像王敏琴等[2](2017)所指出的，明確針對(duì)家庭農(nóng)場這一新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的理論性與政策性研究較多，而實(shí)證性的定量研究較為缺乏。

1.1 家庭農(nóng)場的資源稟賦與經(jīng)營績效

近年來學(xué)術(shù)界開始關(guān)注影響家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的因素。郭熙保等[3](2015)運(yùn)用經(jīng)濟(jì)學(xué)均衡理論對(duì)發(fā)達(dá)國家家庭農(nóng)場規(guī)模變化的決定因素進(jìn)行了理論與實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、技術(shù)進(jìn)步、制造業(yè)—農(nóng)業(yè)工資比及勞動(dòng)—資本價(jià)格比的提高是家庭農(nóng)場規(guī)模不斷擴(kuò)大的主要決定因素。在對(duì)中國家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的研究中，湯文華[4](2013)、岳正華[5](2013)、蘇昕[6](2014)、郭紅東[7](2014)等發(fā)現(xiàn)家庭農(nóng)場的發(fā)展?fàn)顩r受土地流轉(zhuǎn)集聚難、農(nóng)場主文化程度偏低、經(jīng)營主體缺失、農(nóng)業(yè)科技有效供給不足、農(nóng)業(yè)信息化服務(wù)水平低、農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)難、家庭農(nóng)場融資困難、社會(huì)服務(wù)難等因素制約。這些研究的一個(gè)共同指向是資源稟賦已然成為制約家庭農(nóng)場發(fā)展的重要因素。資源稟賦反映的是家庭農(nóng)場所處的地理環(huán)境和所擁有的土地、勞動(dòng)、資本、技術(shù)、信息等各種生產(chǎn)要素的豐缺程度?，F(xiàn)有研究尚未對(duì)“資源稟賦如何制約家庭農(nóng)場的經(jīng)營績效”以及“制約程度如何”等問題做出很好的解釋。

在企業(yè)管理領(lǐng)域，一個(gè)基本的共識(shí)是企業(yè)的資源稟賦決定其經(jīng)營績效，現(xiàn)代企業(yè)的發(fā)展是人、財(cái)、物、技術(shù)、信息等各種資源的選擇和組合的結(jié)果[8](2004)。Eckhardt[9](2003)、Colombo[10](2005)等均指出創(chuàng)業(yè)資源對(duì)創(chuàng)業(yè)績效具有重要的影響作用，而余紹忠[11](2013)基于中國企業(yè)樣本數(shù)據(jù)驗(yàn)證了創(chuàng)業(yè)資源對(duì)創(chuàng)業(yè)績效的直接影響。蘇曉華等[12](2010)的實(shí)證研究支持了管理資源、技術(shù)資源、資本資源和社會(huì)資源等要素有助于提升企業(yè)績效的觀點(diǎn)。隨著資源稟賦理論在企業(yè)中研究的深入，國內(nèi)外學(xué)者開始將資源稟賦理論用于農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的研究實(shí)踐，郭云濤[13](2009)強(qiáng)調(diào)家庭農(nóng)場的資本存量制約著其網(wǎng)絡(luò)位置的獲取能力，并直接影響其經(jīng)濟(jì)效益。于會(huì)娟等[14](2013)從社會(huì)資本、人力資本、資金資本、土地和勞動(dòng)力等要素研究了專業(yè)合作社的產(chǎn)權(quán)安排和治理機(jī)制，強(qiáng)調(diào)要尊重社員要素稟賦和要素貢獻(xiàn)差異進(jìn)行有效的制度設(shè)計(jì)。

綜上所述，資源稟賦是組織生存與發(fā)展過程中的關(guān)鍵性要素，對(duì)提升組織績效具有直接的影響作用。在中國情境下，家庭農(nóng)場作為一種新型的農(nóng)業(yè)經(jīng)營組織，其經(jīng)營績效也同樣會(huì)受資源稟賦的影響。因此提出理論假設(shè)：H1：家庭農(nóng)場的資源稟賦對(duì)其經(jīng)營績效具有正向影響。

1.2 家庭農(nóng)場的資源稟賦與動(dòng)態(tài)能力

作為一種特殊的企業(yè)組織，家庭農(nóng)場不僅要擁有一定的資源稟賦，還要擁有對(duì)資源進(jìn)行有效利用的動(dòng)態(tài)能力。企業(yè)動(dòng)態(tài)能力是為了適應(yīng)不穩(wěn)定的外部環(huán)境而對(duì)企業(yè)資源的獲取、整合、組合和剝離的能力[15](2000)。林萍[16](2009)認(rèn)為組織動(dòng)態(tài)能力的目標(biāo)是資源重構(gòu)和轉(zhuǎn)變，主要包括市場導(dǎo)向、組織學(xué)習(xí)、整合能力、組織柔性和風(fēng)險(xiǎn)防范能力5個(gè)方面的整合?；诖?，家庭農(nóng)場的動(dòng)態(tài)能力主要是家庭農(nóng)場主在經(jīng)營過程中所具備的市場導(dǎo)向能力、學(xué)習(xí)創(chuàng)新能力、資源整合能力和風(fēng)險(xiǎn)控制能力。市場導(dǎo)向能力是家庭農(nóng)場為適應(yīng)市場環(huán)境變化，能敏銳感知顧客需求、競爭對(duì)手活動(dòng)變化、技術(shù)與產(chǎn)品變化，并有效把握市場機(jī)會(huì)的能力；學(xué)習(xí)創(chuàng)新能力是農(nóng)場主能圍繞市場的變化不斷獲取經(jīng)營需要的新技術(shù)、新思想，并能有效地應(yīng)用于經(jīng)營實(shí)踐；資源整合能力是家庭農(nóng)場在經(jīng)營中能不斷識(shí)別、獲取、整合各類所需資源，協(xié)調(diào)農(nóng)場上下游關(guān)系、農(nóng)場內(nèi)外部關(guān)系，從而有效完成農(nóng)場經(jīng)營活動(dòng)的能力；風(fēng)險(xiǎn)控制能力體現(xiàn)在家庭農(nóng)場經(jīng)營決策方面能進(jìn)行周密調(diào)查和方案設(shè)計(jì)，并對(duì)市場風(fēng)險(xiǎn)有合理的應(yīng)急方案。

在企業(yè)中的資源稟賦與動(dòng)態(tài)能力的關(guān)系已經(jīng)被學(xué)界揭示地很清楚。Vargo等[17](2008)認(rèn)為企業(yè)只有擁有人力資本的優(yōu)勢，才能識(shí)別和發(fā)展企業(yè)的核心能力、基本知識(shí)和相關(guān)技能；李巍等[18](2012)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，企業(yè)社會(huì)資本對(duì)市場知識(shí)能力產(chǎn)生顯著影響；趙慧[19](2014)認(rèn)為在企業(yè)資源豐裕的條件下，能力將得到改善，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)企業(yè)價(jià)值?？梢姡瑒?dòng)態(tài)能力的基礎(chǔ)是資源稟賦的存量。對(duì)于家庭農(nóng)場這種比較特殊的企業(yè)組織，也可以推測，家庭農(nóng)場的資源稟賦存量越多，越易促進(jìn)家庭農(nóng)場主動(dòng)態(tài)能力的形成。因此提出理論假設(shè)：H2：家庭農(nóng)場的資源稟賦對(duì)其動(dòng)態(tài)能力具有正向影響。

1.3 家庭農(nóng)場的動(dòng)態(tài)能力與經(jīng)營績效

現(xiàn)有文獻(xiàn)顯示，企業(yè)的動(dòng)態(tài)能力有助于提升經(jīng)營績效，被視為企業(yè)獲取持續(xù)競爭優(yōu)勢的源泉[20](2006)。陳國權(quán)等[21](2005)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)組織學(xué)習(xí)能力與組織績效有緊密的正相關(guān)關(guān)系。徐二明等[22](2008)實(shí)證分析了知識(shí)轉(zhuǎn)化能力會(huì)在很大程度上影響企業(yè)的績效水平。對(duì)于家庭農(nóng)場而言，雖然Dogliotti等[23](2014)認(rèn)為家庭農(nóng)場的可持續(xù)發(fā)展在于各種能力的協(xié)同創(chuàng)新，但目前尚缺乏專門針對(duì)家庭農(nóng)場動(dòng)態(tài)能力與經(jīng)營績效之間關(guān)系的實(shí)證研究文獻(xiàn)。中國家庭農(nóng)場已經(jīng)被納入到市場經(jīng)濟(jì)之中，面對(duì)激烈的市場競爭，家庭農(nóng)場需要把握市場變化，精準(zhǔn)識(shí)別、獲取、整合與利用各種資源稟賦，并能正確制定經(jīng)營戰(zhàn)略，開展有效經(jīng)營活動(dòng)，這是提升其經(jīng)營績效的基本途徑；而有效經(jīng)營活動(dòng)的開展都必須建立在動(dòng)態(tài)能力的基礎(chǔ)上。因此提出理論假設(shè)：H3：家庭農(nóng)場的動(dòng)態(tài)能力對(duì)其經(jīng)營績效具有正向影響。

1.4 中介效應(yīng)與理論模型

在現(xiàn)有研究文獻(xiàn)和地方實(shí)踐中發(fā)現(xiàn)，我國家庭農(nóng)場現(xiàn)階段發(fā)展中存在投入冗余與產(chǎn)出不足的不協(xié)調(diào)現(xiàn)象[24](2014)，因此，在家庭農(nóng)場的資源稟賦與經(jīng)營績效之間可能存在一定的中介效應(yīng)。同時(shí)，易朝輝等[25](2018)研究發(fā)現(xiàn)家庭農(nóng)場的機(jī)會(huì)能力和運(yùn)營管理能力均對(duì)創(chuàng)業(yè)績效有積極作用，且創(chuàng)業(yè)能力在創(chuàng)業(yè)拼湊與家庭農(nóng)場創(chuàng)業(yè)績效的關(guān)系中存在中介作用。結(jié)合前述，提出中介效應(yīng)假設(shè)：將家庭農(nóng)場的動(dòng)態(tài)能力作為中介變量，即家庭農(nóng)場資源稟賦的存量促進(jìn)了動(dòng)態(tài)能力的形成，進(jìn)而引起經(jīng)營績效的提升。據(jù)此，形成本文的理論模型(圖1)。

圖1 研究的理論模型

2 研究方法

2.1 問卷設(shè)計(jì)

本文在有關(guān)家庭農(nóng)場經(jīng)營績效影響因素相關(guān)文獻(xiàn)回顧的基礎(chǔ)上，結(jié)合20位家庭農(nóng)場主的訪談匯總，參照浙江省家庭農(nóng)場的發(fā)展實(shí)際，從人力資源、資金資源、地理環(huán)境資源和物質(zhì)資源4個(gè)維度測量家庭農(nóng)場經(jīng)營的資源稟賦變量；從市場份額、銷售收入、投資回報(bào)率和成長速度等方面測量家庭農(nóng)場的經(jīng)營績效。關(guān)于動(dòng)態(tài)能力的測量，鑒于學(xué)界對(duì)企業(yè)動(dòng)態(tài)能力這一概念的理解與界定很混亂[26](2011)，而且對(duì)其測量一直沒有達(dá)成一致的觀點(diǎn)[20](2006)，根據(jù)賀小剛等[20](2006)針對(duì)中國企業(yè)情景所開發(fā)的包含5個(gè)維度、27個(gè)問項(xiàng)的動(dòng)態(tài)能力量表，選取了4個(gè)題項(xiàng)來測量家庭農(nóng)場的動(dòng)態(tài)能力。

在預(yù)調(diào)查問卷設(shè)計(jì)問卷中盡可能使用了較為口語化的問卷語言，問卷中的每個(gè)測量項(xiàng)目均采用李克特七點(diǎn)尺度。課題組選擇了浙江省的76家省級(jí)示范農(nóng)場進(jìn)行深入的預(yù)調(diào)研，根據(jù)預(yù)調(diào)研反饋的結(jié)果對(duì)調(diào)查問卷的各題項(xiàng)采用CITC分析和內(nèi)部一致性信度分析并對(duì)測量項(xiàng)目進(jìn)行了凈化處理，在此基礎(chǔ)上采用探索性因素分析進(jìn)行量表的維度檢驗(yàn)。最終形成本文研究的各潛變量及其觀測變量(表1)。

表1 家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的影響變量構(gòu)成

2.2 數(shù)據(jù)收集與分析

正式問卷調(diào)查始于2017年4月，歷時(shí)8個(gè)月，調(diào)查對(duì)象為杭州、寧波、溫州、嘉興、紹興等浙江11個(gè)地區(qū)的示范性家庭農(nóng)場的農(nóng)場主和高管。共發(fā)放問卷510份，回收問卷407份，問卷回收率達(dá)到79.8%，經(jīng)過剔除有缺失值和存在明顯傾向性問題的問卷，最終得到有效問卷289份。具體回收樣本的結(jié)構(gòu)及問卷區(qū)域分布如表2所示，同時(shí)，對(duì)相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析如表3所示。

表2 樣本結(jié)構(gòu)及問卷區(qū)域分布

從表2來看，選擇的示范性家庭農(nóng)場，符合當(dāng)前浙江家庭農(nóng)場發(fā)展趨勢及研究要求，且樣本基本覆蓋了浙江省各地區(qū)的各類家庭農(nóng)場，其樣本家庭農(nóng)場具有較強(qiáng)的地區(qū)代表性和類型代表性，所調(diào)查的家庭農(nóng)場數(shù)量也達(dá)到本文研究要求，因此，本文認(rèn)為這289家家庭農(nóng)場具有一定的代表性。

從表3的描述性統(tǒng)計(jì)分析來看，樣本家庭農(nóng)場對(duì)相關(guān)變量的評(píng)價(jià)均值得分均在5左右，且有一半變量超過5，僅C4(能有效的進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避)的均值在4.05，這與調(diào)研樣本為示范家庭農(nóng)場有關(guān)，這些農(nóng)場一般均發(fā)展較好。同時(shí)，從描述性統(tǒng)計(jì)分析中可以看出：這些示范性家庭農(nóng)場均具有較好的資源稟賦(人力資源、資金資源和地理環(huán)境資源)，但在經(jīng)營過程中的動(dòng)態(tài)能力卻具有較明顯的不足(4個(gè)動(dòng)態(tài)能力變量的均值均低于4.5)，其經(jīng)營績效與資源稟賦不相匹配。可見，如何突破家庭農(nóng)場發(fā)展中的瓶頸是當(dāng)下家庭農(nóng)場發(fā)展中亟待解決的問題。

2.3 信度與效度檢驗(yàn)

利用SPSS 20.0軟件對(duì)問卷進(jìn)行信度和效度檢驗(yàn)。計(jì)算結(jié)果表明，21個(gè)觀測變量的Cronbach’α系數(shù)為0.904，說明調(diào)查數(shù)據(jù)具有較好的信度。同時(shí)，分別對(duì)每個(gè)潛變量的信度分別進(jìn)行檢驗(yàn)，各潛變量的Cronbach’α系數(shù)均大于0.70(表4)，表明問卷總體也具有較高的內(nèi)部一致性。

對(duì)建構(gòu)效度的檢驗(yàn)，進(jìn)行KMO樣本測度與巴特利特球體檢驗(yàn)，各研究變量的KMO為0.887，大于臨界值0.7，同時(shí)Bartlett球體檢驗(yàn)值為3046.483，顯著性水平為0.000，表明適合進(jìn)行因子分析。采用主成分分析法并通過正交旋轉(zhuǎn)處理進(jìn)行因子分析發(fā)現(xiàn)，6個(gè)因子的方差累積解釋量達(dá)到70.966%，大于臨界值50%，表明測量具有較好的建構(gòu)效度。最終得到的因子分析結(jié)果如表5所示。

表3 變量描述性統(tǒng)計(jì)分析

表4 潛變量的信度檢驗(yàn)

表5 探索性因子分析結(jié)果

2.4 各構(gòu)面CFA檢驗(yàn)分析

根據(jù)前面的理論構(gòu)建，資源稟賦用R1～R13共13個(gè)觀察指標(biāo)來測量，13個(gè)指標(biāo)的不同結(jié)構(gòu)維度分別組成了人力資源(F1)、資金資源(F2)、地理環(huán)境資源(F3)和物質(zhì)資源(F4)4個(gè)構(gòu)面，因此，運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型，對(duì)資源稟賦做二階驗(yàn)證性因子分析，對(duì)動(dòng)態(tài)能力和經(jīng)營績效分別用4個(gè)觀察指標(biāo)來測量，并分別對(duì)其做一階驗(yàn)證性因子分析，得到各構(gòu)面的CFA檢驗(yàn)結(jié)果如表6、表7所示。

從各構(gòu)面的結(jié)構(gòu)驗(yàn)證檢驗(yàn)(表6)可知，資源稟賦、動(dòng)態(tài)能力、經(jīng)營績效、人力資源、資金資源、地理環(huán)境資源和物質(zhì)資源7個(gè)構(gòu)面的負(fù)荷量均在0.58～0.93之間，且顯著性P都小于0.001，其組成信度(CR)分別為0.77～0.90之間，平均變異數(shù)萃取量(AVE)在0.53～0.69之間，符合吳明隆[27](2009)及Fornell[28](1981)等的標(biāo)準(zhǔn)：因素負(fù)荷量大于0.5，組成信度大于0.6，平均變異數(shù)萃取量大于0.5，多元相關(guān)系數(shù)平方大于0.5。因此，7個(gè)構(gòu)面結(jié)構(gòu)驗(yàn)證符合要求。

從模型適配性檢驗(yàn)的結(jié)果(表7)來看，卡方自由度比(X2/DF)均小于2.1，漸進(jìn)殘差均方和平方根(RMSE)均小于0.062，適配度指數(shù)(GFI)均大于0.95，調(diào)整后適配度指數(shù)(AGFI)均大于0.928，模型的擬合效果比較理想。

表6 構(gòu)面的結(jié)構(gòu)驗(yàn)證

表7 模型配適度指標(biāo)

3 假設(shè)檢驗(yàn)

運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)驗(yàn)證本文的假設(shè)，統(tǒng)計(jì)軟件采用AMOS 21.0。利用Sobel Test檢驗(yàn)動(dòng)態(tài)能力的中介效應(yīng)，SobelZ值為2.297，符合大于1.96的標(biāo)準(zhǔn)[29]，因此，動(dòng)態(tài)能力對(duì)資源稟賦與經(jīng)營績效的關(guān)系起部分中介作用。通過修正指數(shù)調(diào)試，得到了影響家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的路徑，其資源稟賦、動(dòng)態(tài)能力和經(jīng)營績效之間的路徑關(guān)系分別見圖2和表8，其相關(guān)擬合指數(shù)，從模型的X2/DF值為1.399，GFI值為0.925，AGFI值為0.904，RMSEA值為0.037，這些擬合指數(shù)均符合理想要求，取得了模型預(yù)期的目標(biāo)。

如表8所示，資源稟賦與經(jīng)營績效之間的正向關(guān)系顯著(b=0.487，P<0.001)，資源稟賦與動(dòng)態(tài)能力之間的正向關(guān)系顯著(b=0.504，P<0.001)，動(dòng)態(tài)能力與經(jīng)營績效之間的正向關(guān)系也顯著(b=0.170，P<0.05)，說明包括中介效應(yīng)在內(nèi)的理論假設(shè)全部得到支持。同時(shí)，浙江省家庭農(nóng)場的資源稟賦對(duì)經(jīng)營績效的直接貢獻(xiàn)率為0.487，資源稟賦通過動(dòng)態(tài)能力對(duì)經(jīng)營績效產(chǎn)生的中介效應(yīng)為0.504×0.170=0.086，資源稟賦對(duì)經(jīng)營績效的總貢獻(xiàn)率為0.573，中介效應(yīng)占總效應(yīng)(總貢獻(xiàn)率)的比重是15%。這既說明了選取動(dòng)態(tài)能力作為中介變量具有一定的合理性，又在一定程度上揭示了浙江省家庭農(nóng)場的經(jīng)營績效更多依賴于“資源稟賦”，大部分家庭農(nóng)場處于靠資源稟賦求經(jīng)濟(jì)效益的階段，而對(duì)動(dòng)態(tài)能力有所忽視。

圖2 結(jié)構(gòu)方程模型

路徑關(guān)系對(duì)應(yīng)假設(shè)路徑系數(shù)S.E.C.R.P檢驗(yàn)結(jié)果資源稟賦→經(jīng)營績效H10.4870.1315.378???支持資源稟賦→動(dòng)態(tài)能力H20.5040.1786.304???支持動(dòng)態(tài)能力→經(jīng)營績效H30.1700.0452.4420.015支持

4 結(jié)論與政策建議

本文通過對(duì)浙江省家庭農(nóng)場的數(shù)據(jù)分析，證實(shí)了“資源稟賦—?jiǎng)討B(tài)能力—經(jīng)營績效”三者間的路徑關(guān)系，即家庭農(nóng)場的資源稟賦對(duì)其動(dòng)態(tài)能力和經(jīng)營績效均具有正向影響，家庭農(nóng)場的動(dòng)態(tài)能力對(duì)其經(jīng)營績效具有正向影響，而且動(dòng)態(tài)能力在資源稟賦與經(jīng)營績效的作用關(guān)系中發(fā)揮著部分中介作用。研究還發(fā)現(xiàn)，家庭農(nóng)場在經(jīng)營上目前尚處于資源稟賦依賴階段，存在著向動(dòng)態(tài)能力驅(qū)動(dòng)型發(fā)展的巨大空間。

本研究的管理啟示：(1)家庭農(nóng)場應(yīng)該依托自身的資源稟賦優(yōu)勢，更好地強(qiáng)化資源稟賦對(duì)經(jīng)營績效的促進(jìn)作用。(2)鑒于中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的現(xiàn)實(shí)情境特點(diǎn)，政府應(yīng)在把握家庭農(nóng)場資源需求的情況下，為家庭農(nóng)場發(fā)展提供精準(zhǔn)的服務(wù)和政策支持，優(yōu)化資源稟賦配置，促進(jìn)資源稟賦產(chǎn)出效率的提升。(3)家庭農(nóng)場的經(jīng)營管理模式要積極地從“資源稟賦依賴型”向“動(dòng)態(tài)能力驅(qū)動(dòng)型”進(jìn)行轉(zhuǎn)型發(fā)展。隨著市場競爭的加劇，資源稟賦依賴型的經(jīng)營模式必將制約家庭農(nóng)場發(fā)展，而動(dòng)態(tài)能力構(gòu)建是突破目前“資源依賴”的關(guān)鍵路徑，因此，家庭農(nóng)場主在主動(dòng)進(jìn)行動(dòng)態(tài)能力學(xué)習(xí)與建構(gòu)的同時(shí)，政府和相關(guān)組織應(yīng)進(jìn)一步加大家庭農(nóng)場的動(dòng)態(tài)能力提升培訓(xùn)與必要的平臺(tái)支持，使家庭農(nóng)場能有效轉(zhuǎn)型，健康持續(xù)發(fā)展。