呂明 唐季 張雨瀟 龍蔚

摘要：基于湖北633戶調(diào)查數(shù)據(jù)，構(gòu)建農(nóng)戶糧食生產(chǎn)能力實(shí)證模型，運(yùn)用加權(quán)最小二乘法考察了土地稟賦和要素投入強(qiáng)度對農(nóng)戶糧食生產(chǎn)能力的影響，并揭示二者對兼業(yè)戶和純農(nóng)戶的效應(yīng)差異。結(jié)果表明：① 農(nóng)戶土地經(jīng)營的“規(guī)模不經(jīng)濟(jì)”和土地細(xì)碎化對糧食生產(chǎn)能力的負(fù)向效應(yīng)顯著，標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)分別為-0.064 9和-0.024 7；② 化肥和農(nóng)藥的投入強(qiáng)度對農(nóng)戶糧食生產(chǎn)能力的增量效應(yīng)顯著，標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)分別為0.375 9和0.083 9；③ 土地稟賦與要素投入強(qiáng)度對兼業(yè)戶和純農(nóng)戶糧食生產(chǎn)能力的效應(yīng)差異顯著，兼業(yè)戶土地“規(guī)模不經(jīng)濟(jì)”和人均耕地指數(shù)的減量效應(yīng)大于純農(nóng)戶，而化肥投入的增量效應(yīng)小于純農(nóng)戶。因此，要大力培育發(fā)展糧食新型經(jīng)營主體，發(fā)展多種形式的適度規(guī)模經(jīng)營；廣泛推廣應(yīng)用保護(hù)性耕作模式，推進(jìn)化肥農(nóng)藥減量增效行動；培育壯大農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)組織，鼓勵農(nóng)戶生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包，從而提高農(nóng)戶糧食生產(chǎn)能力，有效保障糧食供給。

關(guān)鍵詞：土地稟賦；要素投入強(qiáng)度；糧食生產(chǎn)能力；兼業(yè)戶；純農(nóng)戶

中圖分類號：F326.11 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A DOI：10.16465/j.gste.cn431252ts.20210502

基金項(xiàng)目：國家社會科學(xué)基金項(xiàng)目（20BMZ065）；云南省教育廳科學(xué)研究基金項(xiàng)目（2021J1382）；云南開放大學(xué)校級科學(xué)研究基金項(xiàng)目（20YNOU217）。

糧食安全是保障國家經(jīng)濟(jì)社會穩(wěn)定與發(fā)展的“壓艙石”。確保我國糧食供給，關(guān)鍵在于藏糧于地。耕地作為糧食生產(chǎn)的核心要素，是保障我國糧食供給與糧食安全不可替代的資源，提高單位面積土地的糧食產(chǎn)能對提升我國糧食綜合生產(chǎn)能力，穩(wěn)定糧食自給水平至關(guān)重要。在當(dāng)前我國“大國小農(nóng)”的基本國情農(nóng)情之下[1]，農(nóng)戶作為糧食生產(chǎn)的微觀單元[2]，是土地使用及經(jīng)營的直接主體，提高其糧食生產(chǎn)能力從微觀層面決定著糧食供給保障能力的提升。在此背景之下，從種糧農(nóng)戶土地經(jīng)營視角入手，探究影響其糧食生產(chǎn)能力的主要因素及其微觀機(jī)制，對于保障我國糧食安全具有現(xiàn)實(shí)意義。

綜觀現(xiàn)有研究，學(xué)者們從農(nóng)戶土地的不同層面探討了農(nóng)戶糧食生產(chǎn)的主要影響因素，主要集中在以下方面：一是研究農(nóng)戶土地經(jīng)營規(guī)模對糧食單產(chǎn)的影響。如唐軻等[3]通過跨時期實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶土地經(jīng)營規(guī)模對糧食單產(chǎn)存在負(fù)向影響，并且這種“增規(guī)不增產(chǎn)”現(xiàn)象隨時間推移而逐步弱化。丁吉萍等[4]研究認(rèn)為農(nóng)戶土地經(jīng)營規(guī)模與糧食單產(chǎn)之間呈現(xiàn)明顯的倒“U”型關(guān)系，盲目追求大規(guī)模種植不利于糧食增產(chǎn)。二是研究土地細(xì)碎化對糧食生產(chǎn)的影響。如王嫚嫚等[5]研究認(rèn)為土地細(xì)碎化不利于農(nóng)戶糧食產(chǎn)量及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高。三是研究農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)對糧食生產(chǎn)的影響。如曲朦等[6]研究認(rèn)為土地流轉(zhuǎn)通過土地規(guī)模效應(yīng)正向影響農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)效率，單位土地生產(chǎn)效率的提高促進(jìn)了糧食產(chǎn)量的增長。四是研究農(nóng)戶對土地的某種生產(chǎn)要素投入對糧食產(chǎn)量的影響。如朱滿德等[7]運(yùn)用分位數(shù)模型檢驗(yàn)了化肥施用強(qiáng)度與糧食單產(chǎn)水平存在正向關(guān)聯(lián)效應(yīng)。王歐等[8]研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶對土地的機(jī)械投入通過對勞動力的替代效應(yīng)最終促進(jìn)了糧食產(chǎn)量的增加。已有研究大多從農(nóng)戶土地稟賦的單一方面或者農(nóng)戶對土地的某種生產(chǎn)要素投入層面分析其對農(nóng)戶糧食產(chǎn)量的影響，而農(nóng)戶糧食生產(chǎn)受多種因素的共同影響，應(yīng)全面考量潛在要素對其糧食生產(chǎn)能力的影響。其次，由于農(nóng)戶間存在異質(zhì)性[9]，同一要素對不同性質(zhì)農(nóng)戶糧食生產(chǎn)的效應(yīng)存在差異，這種差異性值得關(guān)注和深入，而現(xiàn)有研究則較少從農(nóng)戶異質(zhì)性角度研究其糧食生產(chǎn)能力問題。

基于此，本文擬將農(nóng)戶土地稟賦和要素投入一系列變量統(tǒng)籌納入農(nóng)戶糧食生產(chǎn)能力的邏輯分析框架，并從農(nóng)戶異質(zhì)性角度探究各變量在不同農(nóng)戶之間的效應(yīng)差異，以期從農(nóng)戶層面為提高國內(nèi)糧食供給保障能力和探索糧食安全的微觀保障機(jī)制提供政策依據(jù)。

1 數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

湖北被稱為“中部糧倉”，在我國糧食生產(chǎn)格局中地位突出。研究數(shù)據(jù)來源于課題組對湖北產(chǎn)糧大縣農(nóng)戶的問卷調(diào)查，綜合考慮縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及糧食綜合產(chǎn)能等情況，選取仙桃、石首、松滋、公安、襄州、南漳、宜城進(jìn)行調(diào)研，七地均為湖北“產(chǎn)糧大縣”和“優(yōu)質(zhì)糧食工程”重點(diǎn)縣，其中，仙桃、公安、宜城、襄州為農(nóng)業(yè)部評定的全國“產(chǎn)糧大縣”。調(diào)查采用典型抽樣與分層隨機(jī)抽樣相結(jié)合方式，首先按照經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平層次差異原則在各縣選取2～3個典型鄉(xiāng)鎮(zhèn)，然后按照相同標(biāo)準(zhǔn)在各鄉(xiāng)鎮(zhèn)抽取2～3個行政村作為樣本村，最后在各樣本村中隨機(jī)抽取25～30戶農(nóng)戶進(jìn)行入戶調(diào)查。調(diào)研共發(fā)放問卷658份，剔除部分信息無效問卷，最終獲得有效問卷633份，有效率為96.2%，涉及7個縣20個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的43個行政村。

1.2 變量選取

1.2.1 被解釋變量

糧食生產(chǎn)能力是指在一定時期某個特定區(qū)域范圍內(nèi)，在自然、社會經(jīng)濟(jì)和技術(shù)等因素綜合作用之下所形成的相對穩(wěn)定的糧食產(chǎn)出能力，微觀上最終反映在農(nóng)戶每年的糧食產(chǎn)量上。借鑒呂德宏等[10-11]學(xué)者的研究，選取糧食單產(chǎn)來衡量農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)能力?？紤]變量測量值的可得性與準(zhǔn)確性，調(diào)查人員先詢問農(nóng)戶糧食總產(chǎn)量和糧食播種面積等易于獲取的數(shù)據(jù)信息，再間接計(jì)算得到糧食單產(chǎn)數(shù)值，從而減少農(nóng)戶主觀估算造成的偏誤。

1.2.2 核心解釋變量

農(nóng)戶土地稟賦及其對土地的要素投入強(qiáng)度是本文關(guān)注的核心變量。土地經(jīng)濟(jì)學(xué)中，廣義的土地稟賦主要指土地本身具有的天然屬性及其所處的經(jīng)濟(jì)社會環(huán)境與自然環(huán)境的總和[12]，狹義上的土地稟賦即耕地稟賦，主要指農(nóng)戶家庭所擁有的有利于生計(jì)的耕地資源，屬于農(nóng)戶生計(jì)資本范疇[13]。從土地的數(shù)量與質(zhì)量兩個維度來界定土地稟賦，選取種糧耕地規(guī)模和人均耕地指數(shù)來衡量土地的數(shù)量特征，并選取土地細(xì)碎化程度和水利設(shè)施條件來衡量土地的質(zhì)量特征。其次，通過要素投入強(qiáng)度來衡量農(nóng)戶在單位面積土地上各種要素的投入水平，具體通過勞動力、化肥、農(nóng)藥、種子以及農(nóng)機(jī)5種要素的投入強(qiáng)度指標(biāo)來表征。

1.2.3 控制變量

為控制其他可能影響農(nóng)戶糧食生產(chǎn)能力的潛在因素，引入戶主特征、家庭特征、心理特征和外部環(huán)境四類變量作為控制變量。戶主特征中選取了年齡、文化程度和健康水平；家庭特征中選取了家庭人口數(shù)、兼業(yè)情況和培訓(xùn)情況；心理特征中選取了農(nóng)戶對糧價的滿意度和耕地種植傾向；外部環(huán)境特征中選取了受災(zāi)情況作為控制變量。變量設(shè)置如表1所示。

1.3 模型設(shè)定與估計(jì)方法

考慮到調(diào)研數(shù)據(jù)主要為截面數(shù)據(jù)，加權(quán)最小二乘法（WLS）最適宜對實(shí)驗(yàn)或調(diào)查獲取的非等精度測量值做擬合分析，并能有效剔除異方差影響，提高回歸估計(jì)精度。調(diào)查數(shù)據(jù)因受農(nóng)戶主觀差異和數(shù)據(jù)獲取標(biāo)準(zhǔn)不同的影響，測量值偏差不可避免，為提高精確度，采用WLS對模型進(jìn)行估計(jì)。

基于以上模型變量的設(shè)定和理論模型的構(gòu)建，對農(nóng)戶糧食生產(chǎn)能力的模型研究框架如圖1所示。

2 結(jié)果與分析

2.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

2.1.1 樣本農(nóng)戶的土地稟賦特征描述

課題組從農(nóng)戶家庭的種糧耕地面積、地塊數(shù)量以及水利設(shè)施條件等方面了解農(nóng)戶的土地稟賦情況。調(diào)查顯示，從種糧耕地面積來看，樣本均值為1.18 hm2，其中，0.33～0.67 hm2的占32.23%，0.67～1.33 hm2的占29.86%，1.33 hm2及以上的占18.01%；從地塊數(shù)量上看，樣本均值為7.11塊，其中，4～6塊的占41.23%，7塊及以上的占42.97%，說明農(nóng)戶土地細(xì)碎化程度較高；從水利設(shè)施條件看，62.09%的農(nóng)戶認(rèn)為耕地水利設(shè)施條件較好。2.1.2 樣本農(nóng)戶的土地種植傾向及種糧意愿描述

統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，樣本農(nóng)戶土地種植傾向的均值為0.72，其中，72.83%的農(nóng)戶表示最傾向于將土地用來種糧，62.09%的農(nóng)戶表示目前不愿意將種糧土地轉(zhuǎn)為其他用途，說明大部分農(nóng)戶的種糧意愿較高；另有37.91%的農(nóng)戶表示有調(diào)整種糧土地用途的打算。樣本農(nóng)戶中有165戶有土地轉(zhuǎn)入，其中有86.06%表示土地流轉(zhuǎn)后主要用來種糧，主要以專業(yè)從事糧食生產(chǎn)的種植大戶為主。

2.2 模型估計(jì)結(jié)果的分析

基于調(diào)查樣本數(shù)據(jù)，該文運(yùn)用E-Views10.0統(tǒng)計(jì)軟件對實(shí)證模型進(jìn)行WLS估計(jì)，模型1的回歸結(jié)果（表2）顯示，樣本總體回歸模型F統(tǒng)計(jì)值的顯著性概率為0.000 0，F(xiàn)檢驗(yàn)結(jié)果顯著；調(diào)整后的可決系數(shù)為0.999 7，說明模型的擬合精度較高；杜賓-瓦特森檢驗(yàn)值為1.574 5，在[1.5，2.0]判斷區(qū)間內(nèi)，說明變量自相關(guān)程度較小，整體上擬合效果較好。同理，模型2和模型3（表3）的擬合效果也較好?？傮w上，模型估計(jì)結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

模型1的回歸結(jié)果顯示了土地稟賦和要素投入強(qiáng)度對農(nóng)戶糧食生產(chǎn)能力的影響。

（1） 土地稟賦對農(nóng)戶糧食生產(chǎn)能力的影響。由表2可知，種糧耕地面積、耕地塊數(shù)和人均耕地指數(shù)的估計(jì)系數(shù)均為負(fù)值，說明其對農(nóng)戶糧食生產(chǎn)能力的負(fù)向效應(yīng)顯著。具體而言，農(nóng)戶糧食種植面積增加1%，則糧食生產(chǎn)能力下降0.06%，反映出農(nóng)戶土地經(jīng)營“規(guī)模不經(jīng)濟(jì)”的現(xiàn)象普遍存在，這一定程度阻礙了農(nóng)戶糧食生產(chǎn)能力的提升。其次，耕地塊數(shù)反映了土地的細(xì)碎化程度，其對農(nóng)戶糧食生產(chǎn)能力具有顯著的負(fù)向效應(yīng)，即土地細(xì)碎化程度越高，農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)能力越低。此外，人均耕地指數(shù)反映農(nóng)戶家庭人地關(guān)系的和諧度和耕地壓力，人均耕地越小，則耕地壓力越大，意味著農(nóng)戶家庭的糧食生產(chǎn)壓力越大，因此，小農(nóng)戶出于經(jīng)濟(jì)理性會采取措施來改變生產(chǎn)方式，提高糧食產(chǎn)量及效益，以滿足家庭的需求。水利設(shè)施條件對農(nóng)戶糧食生產(chǎn)能力的作用未通過顯著性檢驗(yàn)，可能是調(diào)查樣本均位于平原地區(qū)，排灌設(shè)施條件較好，使得該變量在樣本中的差異不顯著。

（2） 要素投入強(qiáng)度對農(nóng)戶糧食生產(chǎn)能力的影響?；貧w結(jié)果顯示：要素投入強(qiáng)度變量中，勞動力投入強(qiáng)度、種子投入強(qiáng)度和農(nóng)業(yè)機(jī)械投入強(qiáng)度對農(nóng)戶糧食生產(chǎn)能力的影響均未通過顯著性檢驗(yàn)，而化肥投入強(qiáng)度和農(nóng)藥投入強(qiáng)度的估計(jì)系數(shù)均為正，說明二者對農(nóng)戶糧食生產(chǎn)能力具有顯著的增量效應(yīng)。其中，化肥投入強(qiáng)度的估計(jì)系數(shù)最大，為0.375 9，統(tǒng)計(jì)學(xué)上意味著農(nóng)戶化肥投入追加1%，則糧食單產(chǎn)增加0.38%。同樣，農(nóng)藥投入追加1%，則糧食單產(chǎn)增加0.08%，說明當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶在糧食生產(chǎn)中化肥和農(nóng)藥的追加投入對其糧食產(chǎn)量增加的貢獻(xiàn)較大，反映出農(nóng)戶糧食生產(chǎn)對化肥、農(nóng)藥等化學(xué)投入品的依賴性較大。

（3） 控制變量中，戶主健康程度、家庭人口數(shù)、對糧價滿意度和土地種植傾向?qū)r(nóng)戶糧食生產(chǎn)能力具有正向效應(yīng)。其中，家庭人口越少，則糧食生產(chǎn)能力越低。尤其是隨著農(nóng)戶家庭勞動力的轉(zhuǎn)移和人口老齡化的加劇，種糧勞動力供給不足將導(dǎo)致其糧食生產(chǎn)能力及規(guī)模效益的下降。其次，農(nóng)戶種糧傾向與糧食生產(chǎn)能力正相關(guān)。種糧比較收益過低會挫傷農(nóng)戶種糧意愿和積極性，造成耕地“口糧化”種植和粗放化管理，從而降低農(nóng)戶糧食生產(chǎn)能力和規(guī)模效益。此外，自然災(zāi)害對糧食生產(chǎn)的負(fù)外部性突出，經(jīng)詢問農(nóng)戶發(fā)現(xiàn)，主要為季節(jié)性干旱所致。由于當(dāng)?shù)亟邓驼舭l(fā)季節(jié)上分布不一致，作物生長期降水比往年同期明顯減少，由此形成的季節(jié)性干旱導(dǎo)致了農(nóng)戶糧食不同程度的減產(chǎn)。

2.3 土地稟賦和要素投入強(qiáng)度對不同農(nóng)戶糧食生產(chǎn)能力的效應(yīng)差異分析

借鑒王一超等[15]的研究，以家庭收入結(jié)構(gòu)為劃分標(biāo)準(zhǔn)對農(nóng)戶進(jìn)行分類研究，將非農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比例少于10%的農(nóng)戶分為純農(nóng)戶，非農(nóng)收入占比大于10%的分為兼業(yè)戶。表3顯示了土地稟賦和要素投入強(qiáng)度對兼業(yè)戶和純農(nóng)戶糧食生產(chǎn)能力的效應(yīng)差異。具體來說，種糧耕地面積與兩類農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)能力均呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明兩類農(nóng)戶均存在土地經(jīng)營的“規(guī)模不經(jīng)濟(jì)”現(xiàn)象。但從模型估計(jì)系數(shù)大小判定，種糧耕地面積對兼業(yè)戶糧食生產(chǎn)能力的減量效應(yīng)明顯大于純農(nóng)戶，說明兼業(yè)戶土地經(jīng)營的“規(guī)模不經(jīng)濟(jì)”現(xiàn)象更加突出。由于兼業(yè)戶非農(nóng)勞動時間供給較大，從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)削弱了其對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動供給及精力，造成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的“規(guī)模不經(jīng)濟(jì)”，這種現(xiàn)象在規(guī)模較大的兼業(yè)農(nóng)戶中普遍存在。土地細(xì)碎化程度對兩類農(nóng)戶糧食生產(chǎn)能力的作用并無顯著差異。人均耕地指數(shù)對兼業(yè)戶糧食生產(chǎn)能力呈現(xiàn)減量效應(yīng)，但對純農(nóng)戶作用不顯著。理論上，兼業(yè)戶的精耕細(xì)作水平低于純農(nóng)戶，特別對于人均耕地較多的兼業(yè)戶來說，非農(nóng)勞動對農(nóng)業(yè)勞動的擠出效應(yīng)明顯降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。從農(nóng)戶對土地的要素投入強(qiáng)度上看，化肥投入強(qiáng)度對純農(nóng)戶糧食生產(chǎn)能力的增量效應(yīng)大于兼業(yè)戶，而兼業(yè)戶對農(nóng)藥的依賴程度則要高于純農(nóng)戶。純農(nóng)戶主要為專業(yè)的種糧戶，由于兼業(yè)戶對糧食種植管理的精細(xì)化程度低于純農(nóng)戶，導(dǎo)致其糧食作物病蟲害發(fā)生率高于純農(nóng)戶，因此對農(nóng)藥的依賴程度更高。

3 討 論

農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)呈現(xiàn)出顯著的“規(guī)模經(jīng)濟(jì)”與“規(guī)模不經(jīng)濟(jì)”特征。農(nóng)戶盲目擴(kuò)大種植規(guī)?？赡軙騽趧?、技術(shù)等要素投入滯后和規(guī)?；N植管理經(jīng)驗(yàn)欠缺而導(dǎo)致“規(guī)模不經(jīng)濟(jì)”的問題。因此，農(nóng)戶單純出于提高糧食單產(chǎn)的目標(biāo)而非理性地擴(kuò)大種植規(guī)模是不可取的。前文證實(shí)了這種“規(guī)模不經(jīng)濟(jì)”效應(yīng)對農(nóng)戶糧食生產(chǎn)能力約束作用的存在，與倪國華等[16]的觀點(diǎn)相契合。其次，農(nóng)地細(xì)碎化是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中“人、地、權(quán)”沖突失衡的結(jié)果，其在很大程度上導(dǎo)致生產(chǎn)要素低效配置[17]，降低了農(nóng)業(yè)勞動的邊際生產(chǎn)力，阻礙形成“規(guī)模效應(yīng)”，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有“技術(shù)擠出效應(yīng)”[18]，易挫傷農(nóng)戶對土地長期投入的積極性，微觀上阻礙了農(nóng)戶生產(chǎn)效率的提高。該文驗(yàn)證了土地細(xì)碎化對農(nóng)戶糧食生產(chǎn)能力的負(fù)向效應(yīng)，與Todorova等[19-20]的研究一致。此外，化肥農(nóng)藥減量化是農(nóng)業(yè)向綠色生態(tài)轉(zhuǎn)型的必要路徑。研究發(fā)現(xiàn)湖北糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶糧食生產(chǎn)對化肥農(nóng)藥投入存在明顯的要素依賴，這與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的邏輯相互悖離。從外部性理論角度看，化肥農(nóng)藥追加投入短期內(nèi)會帶來糧食增產(chǎn)，但也擴(kuò)大了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的負(fù)外部性效應(yīng)，長期將造成土地生產(chǎn)力下降和農(nóng)業(yè)面源污染等問題[21]。調(diào)查中，有63.8%的農(nóng)戶表示目前為了保證產(chǎn)量暫未考慮減少化肥投入，可見農(nóng)戶糧食生產(chǎn)中普遍存在的短視行為主要受其經(jīng)濟(jì)理性的驅(qū)動。

本文還關(guān)注到土地“規(guī)模不經(jīng)濟(jì)”效應(yīng)和人均耕地指數(shù)對兼業(yè)戶和純農(nóng)戶糧食生產(chǎn)能力作用的分化與差異性，并試圖尋找一個合理的理論解釋。鐘甫寧[22]從農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論視角分析了農(nóng)戶勞動時間配置以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與非農(nóng)就業(yè)之間的關(guān)系，并證實(shí)了農(nóng)戶非農(nóng)兼業(yè)對農(nóng)業(yè)勞動時間供給存在“擠出效應(yīng)”，即農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)時間越多，農(nóng)業(yè)勞動時間投入就越少。正是這種“擠出”削弱了農(nóng)戶土地耕作的精細(xì)化水平和生產(chǎn)要素的投入效果，從而阻礙了小農(nóng)經(jīng)濟(jì)效率的改進(jìn)，這從理論上解釋了前文提到的分化現(xiàn)象。

4 結(jié)論與政策啟示

4.1 結(jié) 論

基于湖北7縣633份農(nóng)戶微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用WLS檢驗(yàn)了土地稟賦和要素投入強(qiáng)度對農(nóng)戶糧食生產(chǎn)能力的影響，并從農(nóng)戶異質(zhì)性角度探究了兩類變量對兼業(yè)戶和純農(nóng)戶的效應(yīng)差異，主要得出以下結(jié)論：

（1）農(nóng)戶土地稟賦對其糧食生產(chǎn)能力的影響顯著，土地經(jīng)營的“規(guī)模不經(jīng)濟(jì)”和土地細(xì)碎化是制約湖北糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶糧食生產(chǎn)能力提升的重要因素。

（2）農(nóng)戶對土地的要素投入強(qiáng)度對其糧食生產(chǎn)能力的增量效應(yīng)顯著，主要表現(xiàn)為湖北糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶糧食單產(chǎn)的提高很大程度依賴于化肥、農(nóng)藥的追加投入，有悖于農(nóng)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型和“藏糧于地”的可持續(xù)發(fā)展理念。

（3）土地稟賦和要素投入強(qiáng)度對兼業(yè)戶和純農(nóng)戶糧食生產(chǎn)能力的作用方向及效應(yīng)強(qiáng)度存在差異。兼業(yè)戶的土地“規(guī)模不經(jīng)濟(jì)”效應(yīng)和人均耕地指數(shù)對糧食生產(chǎn)能力的負(fù)向效應(yīng)大于純農(nóng)戶；化肥投入強(qiáng)度對純農(nóng)戶的正向效應(yīng)更加顯著，而農(nóng)藥投入強(qiáng)度對兼業(yè)戶的正向效應(yīng)更加顯著。

4.2 啟 示

大力培育發(fā)展糧食專業(yè)大戶、家庭農(nóng)場、專業(yè)合作社以及農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化龍頭企業(yè)等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，引導(dǎo)細(xì)碎土地向新型經(jīng)營主體流轉(zhuǎn)，形成多種形式的糧食生產(chǎn)適度規(guī)模經(jīng)營。

重點(diǎn)推進(jìn)農(nóng)戶糧食生產(chǎn)方式的綠色轉(zhuǎn)型，大力推廣保護(hù)性耕作模式，推廣農(nóng)作物營養(yǎng)供給及病蟲害綠色防控相關(guān)產(chǎn)品與技術(shù)，實(shí)施化肥農(nóng)藥減量增效行動。

發(fā)展壯大農(nóng)業(yè)專業(yè)化社會服務(wù)組織，培育成熟的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包服務(wù)市場，鼓勵和引導(dǎo)農(nóng)戶（特別是兼業(yè)經(jīng)營農(nóng)戶）將生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包，解決非農(nóng)兼業(yè)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的矛盾，提高糧食生產(chǎn)的規(guī)模效益及精細(xì)化、專業(yè)化經(jīng)營管理水平。

參 考 文 獻(xiàn)

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Empirical Study on the Impact of Land Endowment and Factor Input Intensity on Farmers’ Grain Production Capacity

Lu Ming1， Tang Ji1， Zhang Yuxiao 1， Long Wei2

（1. Yunnan Rural Revitalization Education College， Yunnan Open University， Kunming， Yunnan 650221； 2. School of Economics and Management， Yunnan Agricultural University， Kunming， Yunnan 650201 ）

Abstract： Based on the survey data of 633 farmers in Hubei Province， this paper constructs an empirical model of farmers’ grain production capacity， and uses the WLS method to empirically investigate the impact of land endowment and factor input intensity on farmers’ grain production capacity， and reveals the differences of their impact on part-time and pure farmers. The results were revealed as follows. The "diseconomis of scale" of land management and land fragmentation have significant negative effects on Farmers’ grain production capacity， with coefficients of-0.064 9 and -0.024 7； The input intensity of chemical fertilizer and pesticide have a significant positive effect on the grain production capacity of farmers， with coefficients of 0.375 9 and 0.083 9； The effect of land endowment and factor input intensity on grain production capacity of part-time and pure farmers is significant. The reduction effect of land "diseconomis of scale" and per capita cultivated land index of part-time farmers is greater than that of pure farmers， while the incremental effect of chemical fertilizer input is less than that of pure farmers. For improving the grain production capacity of farmers and effectively guarantee the grain supply， it is suggested to vigorously cultivate and develop new types of grain operators， develop various forms of moderate scale operation， widely promote and apply conservation tillage， promote the reduction and efficiency increase of chemical fertilizers and pesticides， cultivate and strengthen agricultural socialized service organizations and encourage farmers to outsource production links.

Key word： land endowment， factor input intensity， grain production capacity， part-time farmers， pure farmers