林宣佐，史修藝，李金鴻，王顏齊

(1.東北農(nóng)業(yè)大學公共管理與法學院，黑龍江 哈爾濱 150030； 2.東北農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，黑龍江 哈爾濱 150030)

隨著中國市場經(jīng)濟改革的不斷深化發(fā)展，農(nóng)業(yè)組織化經(jīng)營作為一種新型的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)關(guān)系不斷涌現(xiàn)，機械化、專業(yè)化、規(guī)模化的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)關(guān)系更能適應(yīng)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的發(fā)展要求。農(nóng)業(yè)組織化經(jīng)營主體作為新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的重要組成部分，也成為建設(shè)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)、發(fā)展適度規(guī)模經(jīng)營的重要力量[1]。2012年黨的十八大報告提出了農(nóng)業(yè)組織化的概念，并強調(diào)要“培育新型經(jīng)營主體，發(fā)展多種形式規(guī)模經(jīng)營，構(gòu)建集約化、專業(yè)化、組織化、社會化相結(jié)合的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營體系”。2016年中央“一號文件”提出“要以農(nóng)戶家庭經(jīng)營為基礎(chǔ)，創(chuàng)新土地流轉(zhuǎn)與規(guī)模經(jīng)營方式，為新型經(jīng)營主體創(chuàng)建良好的政策與法律環(huán)境”。2019年中央“一號文件”強調(diào)“要突出抓好家庭農(nóng)場和農(nóng)民合作社兩類新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體”。這些都表明了在農(nóng)村土地規(guī)?；鬓D(zhuǎn)背景下，農(nóng)業(yè)組織化及新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體成為了“三農(nóng)”領(lǐng)域的研究熱點。然而，近年來部分農(nóng)業(yè)組織化經(jīng)營主體出現(xiàn)了組織管理水平不高、內(nèi)部利益矛盾增多等問題，并且這些問題可能在一定程度上影響農(nóng)業(yè)主體的生產(chǎn)經(jīng)營效率。與此同時，有學者認為家庭農(nóng)戶經(jīng)營在某些方面有著比組織化經(jīng)營更高的生產(chǎn)效率[2]。因此，探究土地規(guī)模化流轉(zhuǎn)背景下的家庭經(jīng)營主體和各種類型的組織化農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體之間的生產(chǎn)經(jīng)營效率有著重要的理論與現(xiàn)實意義。

本研究的目標在于利用農(nóng)業(yè)大省黑龍江省的典型經(jīng)驗數(shù)據(jù)，構(gòu)造相關(guān)指標，探究土地規(guī)?；鬓D(zhuǎn)背景下不同類型的農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的單要素生產(chǎn)率和全要素生產(chǎn)率效率的差別以及差別產(chǎn)生的根源。可將已有的對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的研究大致分為以下3類：一是對各種類型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的生產(chǎn)經(jīng)營效率的研究。孫新華[2]以農(nóng)業(yè)企業(yè)、家庭農(nóng)場和普通農(nóng)戶為研究對象，分析了新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的全員生產(chǎn)效率問題，認為勞動力成本和勞動監(jiān)督難題使得農(nóng)業(yè)應(yīng)當適度規(guī)?；?jīng)營，并在一定程度上重視小農(nóng)生產(chǎn)。黃祖輝等[3]認為合作社難以提高農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營效率的主因是合作社服務(wù)功能的弱化，提出今后有關(guān)合作社政策的重心是保證合作社的規(guī)范化運作以及強化其服務(wù)功能性。韓朝華[4]以家庭農(nóng)場為例，探究得出新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體有較高的規(guī)模和產(chǎn)出量，有利于完成中國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和農(nóng)民脫貧任務(wù)。王顏齊等[5]認為適度組織化基礎(chǔ)上的市場化介入模式可以實現(xiàn)普通農(nóng)戶的現(xiàn)代化改造；二是對不同種類農(nóng)作物的生產(chǎn)經(jīng)營效率的研究。孫昊[6]對小麥的生產(chǎn)技術(shù)效率進行了測算和分析。徐榕陽等[7]測算了新疆棉花的生產(chǎn)技術(shù)效率，并對其測算結(jié)果進行了相關(guān)的分析。薛思蒙等[8]對中國及日本的水稻生產(chǎn)效率進行了測算和比較。李柯逾等[9]從相對效率、絕對效率和組織效率3個方面，測算并分析了黑龍江省嫩江市的大豆生產(chǎn)效率。楊印生等[10]對中國主要的玉米品種的生產(chǎn)效率進行了相應(yīng)的測算及研究；三是基于不同生產(chǎn)經(jīng)營效率測算方法，對農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的生產(chǎn)經(jīng)營效率的研究。一部分學者運用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析模型(DEA)分析了全國各地區(qū)、各領(lǐng)域的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營效率[8-12]；一部分學者運用共同前沿生產(chǎn)函數(shù)探究了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營效率[13]；另一部分學者運用隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)法探究了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營效率[7-8,14]。

綜上所述，目前學界對農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體經(jīng)營效率領(lǐng)域的問題已有所研究，但仍存在2點不足：一是盡管以往的研究經(jīng)常使用DEA、SFA等方法探究某一類型的農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體或農(nóng)作物本身的生產(chǎn)經(jīng)營效率，但專門對農(nóng)業(yè)組織化經(jīng)營和農(nóng)戶家庭經(jīng)營之間的生產(chǎn)經(jīng)營效率進行指標評價和比較分析的情況不多；二是多數(shù)學者僅將研究定位在生產(chǎn)經(jīng)營效率單一指標上，并未注意到以數(shù)量型指標來進行測算的生產(chǎn)效率和以經(jīng)濟型指標來進行測算的綜合效益之間的差異性。基于此，本研究利用黑龍江省12個縣(市)526個大豆經(jīng)營主體的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，分別選擇數(shù)量型和經(jīng)濟型2種不同類型的測算指標，并利用隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)法(SFA)，對農(nóng)業(yè)組織化經(jīng)營和農(nóng)戶家庭經(jīng)營之間的生產(chǎn)效率和綜合效益進行比較和分析，試圖探究各類型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體間的生產(chǎn)經(jīng)營效率關(guān)系，以期豐富相關(guān)領(lǐng)域的學術(shù)研究，并為優(yōu)化新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營模式、促進農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營和提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營效率提供相關(guān)依據(jù)。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 研究方法

對全要素生產(chǎn)率的測量，現(xiàn)階段主要有2種方法。一種是以數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法(DEA)和Malmquist指數(shù)法為主要方法的非參數(shù)估計法；另一種則是以索洛殘差法、隱性變量法和隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)法(SFA)為代表的參數(shù)估計法。非參數(shù)估計法不考慮隨機性生產(chǎn)前沿面以及隨機因素對測量結(jié)果的影響，因此參數(shù)估計法在本研究全要素生產(chǎn)率的測量中更具優(yōu)勢。在參數(shù)估計法中，SFA可以用超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)取代C-D生產(chǎn)函數(shù)，沒有嚴格限制規(guī)模報酬不變和技術(shù)中性的假定，在一定情況下允許勞動力和資本的非充分利用，并用技術(shù)效率來表示實際生產(chǎn)狀態(tài)與前沿面之間的差距。另外，對于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，隨機不確定性是其具有的重要特質(zhì)，而SFA考慮了隨機誤差項對全要素生產(chǎn)率的影響。因此，本研究選用SFA，利用超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)，基于所選取的代表性指標，設(shè)定對應(yīng)的測算模型來測算研究對象的全要素生產(chǎn)率。

考慮 BATTESE等[15]提供的技術(shù)效率損失項時間可變隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型，設(shè)定其一般形式為：

yit=f(xit,β)exp(vit-uit),(i=1,2,…,n;t=1,2,…,n)

(1)

uit=uiexp[-η(t-t0)]

(2)

式中：uit表示第t個時期第i個經(jīng)營主體的技術(shù)效率損失，本研究假定ui服從期望為0的半正態(tài)分布[16]，即ui≥ 0，式(2)中exp[-η(t-t0)]為時間變化系數(shù)，η表示技術(shù)效率隨時間變化的一個程度系數(shù)，當η>0時，技術(shù)效率損失項隨時間的推移而降低；當η<0時，技術(shù)效率損失項隨時間的推移而升高；當η=0時，技術(shù)效率損失項不隨時間的推移而變動。

因此，可以根據(jù)隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)的一般形式，式(1)，推算出技術(shù)生產(chǎn)率的表達形式，即全要素生產(chǎn)率的表達形式：

(3)

式中：TEit表示第t個時期第i個經(jīng)營主體的技術(shù)生產(chǎn)率，即全要素生產(chǎn)率，當η>0時，全要素生產(chǎn)率隨時間的推移而遞增；當η<0時，全要素生產(chǎn)率隨時間的推移而遞減；當η=0時，全要素生產(chǎn)率不隨時間的推移而發(fā)生變化。

綜上所述，選取具體的隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)形式如式(4)所示：

Ln(yit)=β0+β1Ln(Nit)+β2Ln(Kit)+β3Ln(Lit)+β4[Ln(Nit)]2+β5[Ln(Kit)]2+β6[Ln(Lit)]2+β7Ln(Nit)*Ln(Kit)+β8Ln(Nit)*Ln(Lit)+β9Ln(Kit)*Ln(Lit)+β10LnT+β11LnT2+β12LnT*Ln(Nit)+β13LnT*Ln(Kit)+β14LnT*Ln(Lit)+(vit-uit)

(4)

式中：yit表示第t個時期第i個經(jīng)營主體的產(chǎn)出水平，本研究分別以kg和萬元為計量單位；Nit表示第t個時期第i個經(jīng)營主體從事大豆生產(chǎn)經(jīng)營部分的土地面積或為該部分土地所花費的金額，以hm2或萬元為計量單位；Kit表示第t個時期第i個經(jīng)營主體從事大豆生產(chǎn)經(jīng)營活動所投入的資本，以萬元為計量單位；Lit表示第t個時期第i個經(jīng)營主體為大豆生產(chǎn)經(jīng)營活動所投入的勞動力或為此而花費的金額，以d或萬元為單位；T表示時間的變化趨勢，用來衡量大豆生產(chǎn)經(jīng)營的技術(shù)進步情況。在估算出隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)后，可以得到不同經(jīng)營主體的技術(shù)效率損失項ui，并可利用式(2)可以得到各個經(jīng)營主體不同年份的技術(shù)效率損失項uit，而后可利用式(3)得出各類型經(jīng)營主體的技術(shù)生產(chǎn)率TEit，即全要素生產(chǎn)率。

[1] [19] 王洋、張虹鷗、黃耿志、金利霞、林麗穎：《東南亞國家綜合城市化水平差異特征及驅(qū)動因素》，《熱帶地理》2015年第5期，第680-686頁。

1.2 研究對象及指標選擇

本研究將農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體分為家庭型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體和組織型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，前者包括普通農(nóng)戶以及種植大戶、家庭農(nóng)場等規(guī)?；r(nóng)戶，后者包括合作社、合作聯(lián)合社等合作型組織以及農(nóng)業(yè)企業(yè)等科層型組織(圖1)。具體來說，規(guī)模化農(nóng)戶的土地經(jīng)營規(guī)模大于普通農(nóng)戶。其中，種植大戶與家庭農(nóng)場較為相似，均是規(guī)?；募彝バ娃r(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，二者的主要區(qū)別是家庭農(nóng)場需要到當?shù)氐墓ど滩块T通過登記注冊獲取營業(yè)執(zhí)照；合作型組織是指農(nóng)戶自愿聯(lián)合起來進行合作生產(chǎn)與經(jīng)營的一種合作組織形式，是一種“人頭票”制的自治經(jīng)濟組織，而科層型組織是指具有嚴密層級關(guān)系的、利用生產(chǎn)經(jīng)營而取得收入的組織形式，是一種“股份票”制的盈利性經(jīng)濟組織。

結(jié)合已有的相關(guān)文獻和研究區(qū)域的特征，本研究將2 hm2作為普通農(nóng)戶和規(guī)?；r(nóng)戶的臨界點。此外，為準確測定研究對象的生產(chǎn)效率和綜合效益，選擇數(shù)量型指標和經(jīng)濟型指標2種不同類型的指標加以測量，即用數(shù)量型指標測量生產(chǎn)效率，用經(jīng)濟型指標測量綜合效益。

1.2.1 數(shù)量型指標 在投入指標方面，考慮農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的土地經(jīng)營規(guī)模(Nq)、生產(chǎn)性資本投入(Kq)和生產(chǎn)性勞動力投入(Lq)3種要素投入情況。其中，Nq是指實質(zhì)性從事大豆生產(chǎn)經(jīng)營部分的土地面積，這部分土地包括通過農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體承包、承租轉(zhuǎn)入、合作入股等方式獲得經(jīng)營權(quán)的土地，因此，選擇這部分的土地面積作為計量土地投入的衡量指標，并以hm2作為計量單位。Kq是指農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體為使大豆生產(chǎn)經(jīng)營活動順利進行而必須投入的除土地和勞動力之外的資本，包括種子、化肥、農(nóng)藥等，因此，選擇這部分資本作為計量指標，并以萬元作為計量單位，并將資金統(tǒng)一以2017年的價格指數(shù)換算。Lq按照天數(shù)計算，即每一個人的每10 h記為1 d；在產(chǎn)出指標方面，選擇大豆年產(chǎn)量(yq)來表示產(chǎn)出指標，以kg為計量單位。

1.2.2 經(jīng)濟型指標 在投入指標方面，考慮把農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體在土地(Ne)、資本(Ke)和勞動力(Le)3種要素上的投入轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟指標。其中，Ne用當年從事大豆生產(chǎn)經(jīng)營部分的土地因承包、承租轉(zhuǎn)入、合作入股等活動所花費的金額來衡量，以萬元作為計量單位。Ke的衡量方式與投入產(chǎn)量型指標相同。Le用當年雇傭人員從事大豆生產(chǎn)經(jīng)營所花費的金額來衡量，以萬元作為計量單位；在產(chǎn)出指標方面，選擇大豆年銷售收入(ye)來表示產(chǎn)出指標，以萬元為計量單位(表1)。以上所有的經(jīng)濟指標均統(tǒng)一以2017年價格指數(shù)換算。

表1 指標選擇Table 1 Index selection

1.3 數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計

本研究數(shù)據(jù)來自2018年7月至2019年2月期間對黑龍江省各地市的多次實地走訪調(diào)查，選取了黑龍江省的12個縣(市)的調(diào)研數(shù)據(jù)，分別為哈爾濱市(巴彥縣、木蘭縣、五常市)、齊齊哈爾市(克東縣、克山縣、拜泉縣、甘南縣)、黑河市(嫩江市)、綏化市(慶安縣、綏棱縣)、牡丹江市(林口縣、穆棱市)。調(diào)研采取入戶調(diào)查、訪談記錄的形式進行，詢問各類大豆經(jīng)營主體2016—2017年間生產(chǎn)經(jīng)營情況，采集樣本數(shù)據(jù)600份，有效樣本數(shù)據(jù)526份，有效率為87.67%。表2、表3和表4分別對樣本的相關(guān)變量進行了解釋及描述性統(tǒng)計。在被調(diào)查的526份樣本中，性別變量的均值為0.82，這表明男性在其中所占比例達到了82%，反應(yīng)了男性在黑龍江省大豆經(jīng)營主體中占有主導地位；年齡作為連續(xù)變量，均值為44.53，即所調(diào)查樣本的平均年齡為44.53歲，該樣本年齡相對適中；所調(diào)查的樣本中受教育水平變量的均值為3.65，表明該樣本受教育水平平均達到初中以上；土地優(yōu)良程度變量均值為3.11，表明該樣本中的大豆經(jīng)營主體的土地優(yōu)良情況達到中等偏上程度。另外，合作型組織變量、科層型組織變量、普通農(nóng)戶變量和規(guī)模化農(nóng)戶變量的均值分別為0.21、0.17、0.29和0.32，這表明,調(diào)查樣本中合作型組織、科層型組織、普通農(nóng)戶和規(guī)?；r(nóng)戶所占的比重分別為21%、17%、29%和32%。

表2 基本屬性變量的解釋及描述性統(tǒng)計Table 2 Explanation and descriptive statistics of basic attribute variables

表3 農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體類型變量的解釋及描述性統(tǒng)計Table 3 Explanation and descriptive statistics of agricultural operation subject types variables

表4 投入產(chǎn)出指標的解釋及描述性統(tǒng)計Table 4 Explanation and descriptive statistics of input and output indexes

2 結(jié)果與分析

2.1 估計結(jié)果

本研究利用STATA15.1軟件，采用一步估計法，分別對采取不同類型的評價指標所衡量的模型式(4)進行了隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)最大似然估測，估測結(jié)果如表5和表6所示。

表5 隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)估測結(jié)果(基于數(shù)量型指標)Table 5 Estimation results of stochastic frontier production function (based on quantitative indexes)

續(xù)表Continuing table

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%的顯著水平上通過假設(shè)檢驗。下同。

Note:*,**,***, respectively mean passing the hypothesis test at the significant level of 10%, 5% and 1%.The same as below.

表6 隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)估測結(jié)果(基于經(jīng)濟型指標)Table 6 Estimation results of stochastic frontier production function(based on economic indexes)

基于經(jīng)濟型衡量指標的隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)估測結(jié)果可知：(1)大豆經(jīng)營主體的資本要素通過了10%顯著性水平的假設(shè)檢驗，勞動力要素通過了5%顯著性水平的假設(shè)檢驗，并且對應(yīng)的系數(shù)均為正值，這說明樣本中大豆經(jīng)營主體增加資本投入和勞動力投入對產(chǎn)出有正向影響。(2)大豆經(jīng)營主體的土地要素的平方項和資本要素的平方項通過了5%顯著性水平的假設(shè)檢驗，勞動力要素的平方項通過了1%顯著性水平的假設(shè)檢驗，并且土地要素平方項和資本要素平方項的系數(shù)為正值，勞動力要素平方項的系數(shù)為負值，這說明,樣本中大豆經(jīng)營主體繼續(xù)追加土地投入和資本投入，對產(chǎn)出有正向影響，而繼續(xù)追加勞動力投入對產(chǎn)出有負向影響。(3)大豆經(jīng)營主體的土地要素與勞動力要素的乘積項、資本要素與勞動力要素的乘積項分別通過了1%和5%顯著性水平的假設(shè)檢驗，并且對應(yīng)的系數(shù)均為負值，這說明樣本大豆經(jīng)營主體的土地要素和勞動力要素之間、資本要素和勞動力要素之間存在較為顯著的替代性。

根據(jù)估算出來的隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型，結(jié)合不同類型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的技術(shù)效率損失項ui和式(2)，可以估算出各類型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的2016年和2017年2年的技術(shù)效率損失項uit，而后利用式(3)對各類型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的2016年和2017年的全要素生產(chǎn)率進行測算，運算結(jié)果如表7和表8所示。

表7 全要素生產(chǎn)率測度結(jié)果(基于數(shù)量型指標)Table 7 Total factor productivity measurement results (based on quantitative indexes)

表8 全要素生產(chǎn)率測度結(jié)果(基于經(jīng)濟型指標)Table 8 Total factor productivity measurement results (based on economic indexes)

2.2 各類型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體經(jīng)營效率比較分析

本研究上述部分主要運用了隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)(SFA)對調(diào)查樣本的各類型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的全要素生產(chǎn)率進行了測算和分析，而在進行經(jīng)營效率分析時計劃結(jié)合單要素生產(chǎn)率和全要素生產(chǎn)率進行分析，以保證對問題研究的全面性。因此，對本研究所選的土地要素、資本要素和勞動力要素3個指標，設(shè)定了相應(yīng)的單要素生產(chǎn)率測算模型，分別如式(5)、(6)、(7)所示。

NEit=yit/Nit

(5)

KEit=yit/Kit

(6)

LEit=yit/Lit

(7)

式中:NEit表示第t個時期第i個經(jīng)營主體的土地要素生產(chǎn)率，KEit表示第t個時期第i個經(jīng)營主體的資本要素生產(chǎn)率，LEit表示第t個時期第i個經(jīng)營主體的勞動力要素生產(chǎn)率。

根據(jù)調(diào)查數(shù)據(jù)和式(5)、(6)、(7)，并結(jié)合表7和表8，對各類型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的各個單要素生產(chǎn)率和全要素生產(chǎn)率進行測算，測算結(jié)果如表9和表10所示。

當利用數(shù)量型指標衡量大豆經(jīng)營主體的生產(chǎn)效率時，分析結(jié)果如表9所示。從2016年和2017年2年的測算結(jié)果中看出：首先，土地要素生產(chǎn)率和勞動力要素生產(chǎn)率由高到低分別為普通農(nóng)戶、規(guī)?；r(nóng)戶、合作型組織、科層型組織,而資本要素生產(chǎn)率雖不遵循上述排列順序，但從整體趨勢上看，家庭型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體高于組織型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體；其次，全要素生產(chǎn)率由高到低分別為普通農(nóng)戶、規(guī)模化農(nóng)戶、合作型組織、科層型組織。

表9 綜合效率分析結(jié)果(基于數(shù)量型指標)Table 9 Comprehensive efficiency analysis results (based on quantitative indexes)

表10 綜合效率分析結(jié)果(基于經(jīng)濟型指標)Table 10 Comprehensive efficiency analysis results (based on economic indexes)

當利用經(jīng)濟型指標衡量大豆經(jīng)營主體的綜合效益時，分析結(jié)果如表10所示。從2016年和2017年的測算結(jié)果中看出：首先，土地要素生產(chǎn)率和勞動力要素生產(chǎn)率由高到低分別為科層型組織、合作型組織、規(guī)?；r(nóng)戶、普通農(nóng)戶,而資本要素生產(chǎn)率雖不遵循上述排列順序，但從整體趨勢上看，組織型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體高于家庭型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體；其次，全要素生產(chǎn)率由高到低分別為科層型組織、合作型組織、規(guī)?；r(nóng)戶、普通農(nóng)戶。

綜上所述，基于調(diào)研所得的大豆經(jīng)營樣本，比較用數(shù)量型指標測量出的生產(chǎn)效率時，家庭型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體比組織型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體更高效；比較用經(jīng)濟型指標測量出的綜合效益時，組織型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體比家庭型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體更高效。在土地規(guī)?；鬓D(zhuǎn)的背景下，規(guī)模較小的農(nóng)戶主體以及以親緣為紐帶的家庭農(nóng)場主體，更能夠發(fā)揮其全部的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出能力，在不度量市場、價格等因素的情況下，相比于組織型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體能夠有更高的純生產(chǎn)效率；而規(guī)模較大的組織型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，一般是以經(jīng)濟合作關(guān)系、雇傭生產(chǎn)關(guān)系等為紐帶聯(lián)結(jié)起來，相比于規(guī)模較小的農(nóng)戶主體和家庭農(nóng)場主體，能夠充分利用其較大的規(guī)模優(yōu)勢、較強的市場緩沖能力和較強的前后向市場談判能力，從而產(chǎn)生更大的總體經(jīng)濟效益。即農(nóng)業(yè)組織化經(jīng)營的規(guī)模效率和資源利用效率更多的來源于農(nóng)業(yè)組織化經(jīng)營的市場優(yōu)勢，組織化程度較低的農(nóng)戶有著更高的純生產(chǎn)效率。

3 結(jié)論與建議

在當前農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展的態(tài)勢下，農(nóng)業(yè)組織化經(jīng)營是推進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進程的重要方式，同時也使得農(nóng)業(yè)組織化經(jīng)營效率問題變成學界的研究熱點。本研究基于黑龍江省12個縣(市)526個大豆經(jīng)營樣本的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，選取相應(yīng)的指標，利用隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)法(SFA)結(jié)合單要素生產(chǎn)率和全要素生產(chǎn)率2個角度的衡量指標，對家庭型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體和組織型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的生產(chǎn)效率和綜合效益進行了測算、比較和分析。結(jié)果表明：第一，當以數(shù)量型指標來測量大豆經(jīng)營主體的生產(chǎn)效率時，生產(chǎn)效率由低到高依次為普通農(nóng)戶、規(guī)?；r(nóng)戶、合作型組織、科層型組織；第二，當以經(jīng)濟型指標來測量大豆經(jīng)營主體的綜合效益時，綜合效益由低到高依次為科層型組織、合作型組織、規(guī)模化農(nóng)戶、普通農(nóng)戶。基于上述研究結(jié)論，得出如下啟示。

(1)以農(nóng)業(yè)組織化經(jīng)營形式存在的農(nóng)業(yè)合作社、農(nóng)業(yè)合作社聯(lián)合社、農(nóng)業(yè)企業(yè)等規(guī)模較大的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，能夠帶來較高的農(nóng)業(yè)組織化規(guī)模效益和資源利用效率，進而提高經(jīng)營主體的綜合經(jīng)營效益，因此規(guī)模較大的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體是推進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進程、發(fā)展現(xiàn)代高效農(nóng)業(yè)的重要方式。

(2)農(nóng)業(yè)組織化經(jīng)營所帶來的經(jīng)營效益的提升更多地來源于農(nóng)業(yè)組織化經(jīng)營主體較強的市場緩沖能力和前后向市場談判能力，即農(nóng)業(yè)組織化的市場優(yōu)勢帶來了更高的規(guī)模效益和資源利用效率，但相比于規(guī)模較小的個體農(nóng)戶和家庭農(nóng)場，其純投入產(chǎn)出效率更低。

基于上述啟示，提出以下政策建議。

(1)大力培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，積極發(fā)展農(nóng)業(yè)適度規(guī)?；?jīng)營。政府有關(guān)部門應(yīng)出臺相應(yīng)政策，積極促進新型組織化農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的形成，發(fā)揮農(nóng)業(yè)適度規(guī)模化經(jīng)營對綜合效益的促進優(yōu)勢。優(yōu)化農(nóng)業(yè)組織化經(jīng)營與農(nóng)業(yè)家庭經(jīng)營的利益聯(lián)結(jié)機制，以農(nóng)業(yè)組織化經(jīng)營帶動農(nóng)業(yè)家庭經(jīng)營，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)組織化規(guī)模經(jīng)營效益的最大化，進而提高全體農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的生產(chǎn)經(jīng)營效益。

(2)積極維護家庭農(nóng)戶利益，穩(wěn)步推進家庭農(nóng)戶向新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體轉(zhuǎn)變。一方面，政府有關(guān)部門在促進農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營主體產(chǎn)生的同時，應(yīng)注意規(guī)模的適度性，過高的農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模，可能會使其純投入產(chǎn)出率的下降超過其經(jīng)濟效益的提升而帶來綜合效益的下降；另一方面，普通農(nóng)戶和家庭農(nóng)場等規(guī)模化農(nóng)戶的存在，因其較高的純投入產(chǎn)出率也有一定的意義和價值，應(yīng)在促進農(nóng)業(yè)適度規(guī)?；?jīng)營的同時，保障個體農(nóng)戶和家庭農(nóng)場的利益及其正常演化。

(3)注重提高農(nóng)業(yè)政策的適用性，保障各類型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的全面增收。政府應(yīng)認識到農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體多樣化的現(xiàn)實存在性及合理性，針對不同的農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體出臺不同的適用性政策，為大型農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營提供良好環(huán)境及便利服務(wù)的同時，還應(yīng)注重小規(guī)模農(nóng)戶的生產(chǎn)經(jīng)營風險、成本、效率及收益，以實現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的全面增收，進而實現(xiàn)“農(nóng)村美、農(nóng)業(yè)強、農(nóng)民富”的新局面。