史修藝，王顏齊

（東北農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，黑龍江 哈爾濱 150030）

農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展是實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的必然選擇。改革開放以來，中國農(nóng)業(yè)由原本的“統(tǒng)”的經(jīng)營模式轉(zhuǎn)變?yōu)椤敖y(tǒng)分結(jié)合”的雙層經(jīng)營體制，以家庭為單位的農(nóng)戶再次成為了中國農(nóng)業(yè)的基本經(jīng)營主體。在這樣的背景下，黨的十九大報告做出重大決策部署，實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，強調(diào)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展的重要地位。明確實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展是實現(xiàn)中國鄉(xiāng)村振興的關(guān)鍵所在。農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營是推動農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展的重要途徑?，F(xiàn)階段，學(xué)界的主流觀點認為實現(xiàn)農(nóng)業(yè)規(guī)?；l(fā)展的主要途徑有三條：個體規(guī)?；?jīng)營[1]、組織化規(guī)模經(jīng)營[2]以及市場化規(guī)模經(jīng)營[3]。無論是個體規(guī)?；⒔M織規(guī)?；€是市場規(guī)?；渥罡镜哪康木褪菍崿F(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟，即通過整合土地、資本、勞動力、技術(shù)等生產(chǎn)要素，以獲取因規(guī)模化而產(chǎn)生的額外收益。2017 年中央一號文件也曾提出“積極發(fā)展農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營”，這也凸顯了傳統(tǒng)農(nóng)戶的分散經(jīng)營與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)規(guī)模化生產(chǎn)經(jīng)營之間的矛盾[4]。因此，為了實現(xiàn)農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營、推動農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展，對農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟進行系統(tǒng)性分析具有重要的理論與現(xiàn)實意義。

學(xué)界從未停止過對農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營問題的研究與討論。國外學(xué)者曾經(jīng)多以新制度經(jīng)濟學(xué)中的交易費用理論為基礎(chǔ)對農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營問題進行討論，這些學(xué)者認為農(nóng)業(yè)經(jīng)營的規(guī)?；梢栽诤艽蟪潭壬咸嵘r(nóng)業(yè)經(jīng)營效率，但是土地規(guī)模報酬是遞減的，規(guī)模經(jīng)營對農(nóng)業(yè)經(jīng)營效率的提升需要控制在一定的規(guī)模范圍內(nèi)，即適度規(guī)模經(jīng)營可以帶來較高的農(nóng)業(yè)經(jīng)營效率[5]。而近些年的研究也更多地從經(jīng)營效率入手進行研究，普遍認為農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模與農(nóng)業(yè)經(jīng)營效率為“倒U 型”關(guān)系，且技術(shù)進步、產(chǎn)業(yè)集聚等因素也會帶來農(nóng)業(yè)經(jīng)營效率的提升[6-8]。國內(nèi)學(xué)者對農(nóng)業(yè)經(jīng)營中的規(guī)模化問題的研究也較為豐富，主要從以下四個方面進行研究。一是對農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營的重要性、必要性、問題、發(fā)展等方面的分析與闡述[9-11]；二是對農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營模式的創(chuàng)新的研究[12-13]；三是對農(nóng)業(yè)經(jīng)營的最佳規(guī)模范圍的測算與分析[14-15]；四是對與農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營相關(guān)因素的影響情況進行的分析與研究[16-18]。

綜上所述，農(nóng)戶實行農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營有利于提高農(nóng)業(yè)的機械化水平、降低單位生產(chǎn)成本，進而提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營效率，這是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟的主要方式?，F(xiàn)有國內(nèi)外研究也認為在一定范圍內(nèi)進行的規(guī)模經(jīng)營確實會提高農(nóng)業(yè)經(jīng)營收益，并且對農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營的最佳規(guī)模范圍、模式創(chuàng)新以及相關(guān)因素進行了探索與研究。然而，在實踐中發(fā)現(xiàn)，也存在一些農(nóng)戶利用農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營取得更高的市場談判地位，進而提高農(nóng)產(chǎn)品的交易價格，以此來獲取更高收益的現(xiàn)象，即獲取市場力量帶來的額外收益。因此，要想真正實現(xiàn)農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營，確定最佳的農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營形式，需要充分考慮農(nóng)業(yè)規(guī)?；械氖袌隽α啃?yīng)，并對農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟進行相應(yīng)的階段性分析，而現(xiàn)有文獻缺乏對此方面內(nèi)容的研究。基于此，本文擬利用C-D 函數(shù)，創(chuàng)新性地設(shè)定價格增量產(chǎn)量彈性系數(shù)概念，構(gòu)建引入市場力量效應(yīng)的農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟理論模型，對農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟進行理論解釋，而后利用實地調(diào)研所得的數(shù)據(jù)對市場力量效應(yīng)進行實證檢驗，以期豐富相關(guān)領(lǐng)域的研究成果。

1 理論模型構(gòu)建與分析

1.1 引入市場力量效應(yīng)的農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟理論模型構(gòu)建

實踐表明農(nóng)戶實行農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營不僅是為了獲得規(guī)模報酬效應(yīng)所帶來的收益，而且還是為了獲得市場力量效應(yīng)所帶來的收益。市場力量效應(yīng)是指農(nóng)戶利用農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營取得更高的市場談判地位，進而提高農(nóng)產(chǎn)品的交易價格以獲取更高收益的現(xiàn)象。因此，本文在規(guī)模報酬效應(yīng)的基礎(chǔ)上引入市場力量效應(yīng)，設(shè)定一定的假設(shè)條件，構(gòu)建理論模型對農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟問題進行理論分析。

1.1.1 基本假設(shè) 假設(shè)1：農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營過程是對各種生產(chǎn)要素的有機整合，包括土地要素（N）、資本要素（K）、勞動力要素（L）、技術(shù)要素（T）、信息要素（I）以及管理要素（M）等。其中，土地、資本和勞動力要素是農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營過程中的基本生產(chǎn)要素，三者的投入情況直接影響最終產(chǎn)量（Q），而技術(shù)、信息和管理要素則影響著基本生產(chǎn)要素投入轉(zhuǎn)化為最終產(chǎn)量的效果。另外，農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營中的內(nèi)生成本問題是不能被忽略的，也正是由于內(nèi)生成本的存在，農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模才不能無限度地擴張下去。因此，基于C-D 生產(chǎn)函數(shù)形式，假設(shè)農(nóng)戶規(guī)模經(jīng)營的生產(chǎn)函數(shù)為一般的良性生產(chǎn)函數(shù)，則生產(chǎn)函數(shù)為:

式中：Q為產(chǎn)量（并非單純的數(shù)量概念，而是一種包含數(shù)量與質(zhì)量的綜合概念），A為生產(chǎn)要素轉(zhuǎn)化系數(shù)，N為土地要素投入，α為產(chǎn)量土地彈性系數(shù)，K為資本要素投入，β為產(chǎn)量資本彈性系數(shù)，L為勞動力要素投入，γ 為產(chǎn)量勞動力彈性系數(shù)，η1、η2、η3分別為土地、資本和勞動力要素的內(nèi)生成本系數(shù)，μ1為隨機擾動項，Q、A、T、I、M、N、K、L、μ1均大于等于0，α，β，γ，η1，η2，η3均大于等于0且小于等于1，假定lnμ1服從期望為0 的正態(tài)分布。

假設(shè)2：農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模也會對交易價格產(chǎn)生影響。農(nóng)產(chǎn)品的市場價格與交易價格是不同的。市場價格是指某一農(nóng)產(chǎn)品在生產(chǎn)者、消費者與政府的三方博弈與相互作用下形成的宏觀價格；而交易價格是指微觀農(nóng)戶在農(nóng)產(chǎn)品交易時的實際銷售價格，交易價格的形成合理地解釋了市場力量效應(yīng)。因此，本文基于微觀農(nóng)戶視角，在需求側(cè)充足的非完全競爭市場上，由于規(guī)模經(jīng)營對交易價格的影響是在市場價格基礎(chǔ)上進行的，且可以認為規(guī)?；潭扰c產(chǎn)量是正相關(guān)的，所以本文引入價格增量產(chǎn)量彈性系數(shù)，該系數(shù)用來表示價格增量對產(chǎn)量變化的反應(yīng)情況。因此，本文利用C-D 函數(shù)來表示銷售價格與產(chǎn)量的關(guān)系。

式中：P為交易價格，P0為市場價格，ΔP為價格增量，B為產(chǎn)量對價格增量的轉(zhuǎn)化系數(shù)，λ為價格增量產(chǎn)量彈性系數(shù)，即本文的市場力量效應(yīng)指數(shù)，Q為產(chǎn)量，Q*為產(chǎn)量能對價格增量產(chǎn)生影響的最低限度，μ2為隨機擾動項，P、P0、Q、Q*、μ2均大于等于0，0 ≤λ≤1，假定lnμ2服從期望為0 的正態(tài)分布。

1.1.2 理論模型構(gòu)建 農(nóng)戶總收益函數(shù)的表達式為：

其中，R 為農(nóng)業(yè)經(jīng)營總收益，進一步計算可得：

在此基礎(chǔ)上另作如下設(shè)定：

式（5）、式（6）中，R1為交易價格等于市場價格時所獲得的收益，即市場價格收益；R2為產(chǎn)量影響價格增量所帶來的價格增量收益，即價格增量收益。總收益R按照市場價格收益和價格增量收益被分為了R1與R2兩個部分。進一步地，設(shè)定α+β+γ-η為規(guī)模報酬效應(yīng)指數(shù)，可以反映規(guī)模報酬效應(yīng)的強弱程度，該指數(shù)與規(guī)模報酬效應(yīng)正相關(guān)，且當α+β+γ-η＜1 時，規(guī)模報酬遞減；當α+β+γ-η＞1時，規(guī)模報酬遞增；當α+β+γ-η=1 時，規(guī)模報酬不變。設(shè)定λ為市場力量效應(yīng)指數(shù)，可以反映市場力量效應(yīng)的強弱程度，該指數(shù)與市場力量效應(yīng)正相關(guān)，并且0 ≤λ≤ 1。

1.2 農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟的階段性分析

對經(jīng)營規(guī)模的決策屬于長期決策，對長期決策的研究應(yīng)注重研究對象的階段性。因此，圖1 表示了農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟中的規(guī)模報酬效應(yīng)（ΔQ）、市場力量效應(yīng)（ΔP）與規(guī)?；潭龋▁）的近似關(guān)系圖，并且展示了各個類型的農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟的階段性特征。

如圖1 所示，農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟的階段性分析如下：

階段一：規(guī)模報酬效應(yīng)階段。階段一對應(yīng)的規(guī)?；潭葹? ≤x≤x1，其中x=x1為規(guī)?；潭饶軌驇硎袌隽α啃?yīng)的最低規(guī)?；潭?，即滿足Q=Q*，此時ΔP=ΔP0。該階段的特點為規(guī)模報酬效應(yīng)為正值，且規(guī)模報酬效應(yīng)隨規(guī)?；潭鹊臄U大而提升，而市場力量效應(yīng)基本不存在。處于階段一的農(nóng)戶規(guī)?；潭炔淮螅虼似浠緵]有影響價格的能力，這部分農(nóng)戶提升經(jīng)營規(guī)模主要為了獲取規(guī)模報酬效應(yīng)所帶來的成本節(jié)約和生產(chǎn)經(jīng)營效率的提高。

階段二：規(guī)模報酬效應(yīng)+市場力量效應(yīng)階段。如圖2所示，階段二對應(yīng)的規(guī)?；潭葹閤1＜x≤x3，在x=x3處α+β+γ-η=1。該階段的特點為規(guī)模報酬效應(yīng)為正值，且規(guī)模報酬效應(yīng)與市場力量效應(yīng)并存，x=x2處為規(guī)模報酬效應(yīng)達到最大值的規(guī)模化程度。處于階段二的農(nóng)戶已有一定的規(guī)模積累，因此其在市場中存在一定的價格談判地位，具有影響交易價格的能力，這部分農(nóng)戶提升經(jīng)營規(guī)模，既能獲取規(guī)模報酬效應(yīng)收益，也能獲取市場力量效應(yīng)收益。

階段三：市場力量效應(yīng)階段。如圖2 所示，階段三對應(yīng)的規(guī)?；潭葹閤3＜x≤x4，其中x=x4為規(guī)模報酬效應(yīng)所帶來的收益損失等于市場力量效應(yīng)收益的規(guī)?；潭?，即滿足R2=R1[1 -(α+β+γ-η)-1]。該階段的特點為規(guī)模報酬效應(yīng)為負值，而市場力量效應(yīng)依然存在，且市場力量效應(yīng)帶來的收益大于規(guī)模報酬效應(yīng)損失的收益。處于階段三的農(nóng)戶規(guī)?；潭容^大，規(guī)模報酬效應(yīng)已經(jīng)為負值，但市場力量效應(yīng)的增長還能夠彌補規(guī)模報酬效應(yīng)所損失的收益，直至x=x4時，規(guī)模化程度達到規(guī)模經(jīng)濟的最大化點，即農(nóng)業(yè)經(jīng)營的最適規(guī)模為x=x4。當x＞x4時，市場力量效應(yīng)的增長已經(jīng)較為困難，市場力量效應(yīng)的增長帶來的收益已經(jīng)無法彌補規(guī)模報酬效應(yīng)損失的收益，規(guī)模經(jīng)濟逐漸下降。

需要額外注意的是，在上述階段性分析中，是假設(shè)當R2=R1[1 -(α+β+γ-η)-1]時的規(guī)?；潭龋▁4）大于當α+β+γ-η=1 時的規(guī)模化程度（x3）的，而事實上可能存在x4＜x3的情況。當x4＜x3時，將不會存在階段三，x=x3的規(guī)模化程度即為規(guī)模經(jīng)濟最大化點，即農(nóng)業(yè)經(jīng)營的最適規(guī)模為x=x3。另外，雖然x=x4（或x=x3）的經(jīng)營規(guī)模為規(guī)模經(jīng)濟最大化點，但是并非是農(nóng)戶總收益最大化點，即但當x＞x4（或x＞x3）時，隨著規(guī)?；潭鹊臄U大規(guī)模經(jīng)濟開始下降，邊際要素投入回報率下降，而農(nóng)戶總收益依然在上升，農(nóng)戶可能依然會擴大經(jīng)營規(guī)模，所以只有通過外部因素的引導(dǎo)才能保持農(nóng)戶在最適經(jīng)營規(guī)模范圍內(nèi)進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動，實現(xiàn)總體的農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營。

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自2018 年12 月至2019 年12 月期間對黑龍江省、吉林省、山東省10 個縣（市）的多次實地走訪調(diào)研，10 個縣（市）分別為黑龍江?。ㄍê涌h、方正縣、甘南縣、林口縣）、吉林省（榆樹市、農(nóng)安縣、前郭縣）、山東?。▔酃馐小⒒菝窨h、東阿縣）。然后通過分層抽樣的方法確定調(diào)研樣本，以盡量確保樣本來自不同經(jīng)濟水平的鄉(xiāng)鎮(zhèn)，保證樣本數(shù)據(jù)的普遍性、可靠性。調(diào)研采取問卷調(diào)查、訪談記錄、后續(xù)電話訪問的形式進行，選取家庭農(nóng)戶為調(diào)研對象，詢問各個農(nóng)戶2016—2018 年間生產(chǎn)經(jīng)營情況。調(diào)研共發(fā)放問卷800 份，去除掉內(nèi)容有明顯出入的無效樣本153 份，最終得到有效問卷647 份，問卷有效率為80.88%。

2.2 模型設(shè)定

本文在上述理論模型的基礎(chǔ)上構(gòu)建相應(yīng)的實證模型，并利用多次實地調(diào)研所得的數(shù)據(jù)對農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營的市場力量效應(yīng)強弱程度進行實證檢驗，具體的研究方法如下：

首先，將式（5）、式（6）作對數(shù)處理得：

面板數(shù)據(jù)能夠同時反應(yīng)研究對象個體與時間的雙重特性，參考傳統(tǒng)生產(chǎn)函數(shù)模型的回歸方法[19]，設(shè)定了如下的具體回歸模型：

式中：j為樣本農(nóng)戶編號，t為時間序列編號，ρi、ωi為待估參數(shù)，εi為隨機擾動項，并假定εi服從期望為0 的正態(tài)分布。

進一步地，為了測算不同時期的效應(yīng)指數(shù)，再對該模型進行3 次截面數(shù)據(jù)回歸。基于理論模型與具體回歸模型，可以得出具體規(guī)模報酬效應(yīng)指數(shù)與市場力量效應(yīng)指數(shù)的測算公式為：

規(guī)模報酬效應(yīng)指數(shù)：

市場力量效應(yīng)指數(shù)：

2.3 變量選擇與模型檢驗

如表1 所示，本文對選擇的變量和衡量指標進行說明。在自變量方面，本文考慮農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的三大主要投入要素變量，即土地投入（N）、農(nóng)業(yè)資本投入（K）和農(nóng)業(yè)勞動力投入（L）。其中，N是指實質(zhì)性從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營部分土地的市場價值，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。K是指農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動投入的除土地和勞動力之外的資本，包括種子、化肥、農(nóng)藥、短期農(nóng)具、長期農(nóng)具折舊等內(nèi)容，以上述內(nèi)容的等量市場價值計量。L為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動投入的勞動力要素，以所有勞動力要素的等量市場價值計量；在因變量方面，本文選擇市場價格收益（R1）和價格增量收益（R2）。其中，市場價格是指當年與農(nóng)戶交易的收購商給出的最低單位價格或同村同質(zhì)產(chǎn)品交易中的最低單位價格。價格增量是指當年農(nóng)戶的最終成交單位價格與市場價格的差值。

表1 變量選擇及說明Table 1 Variable selection and description

設(shè)定對式（9）、式（10）的回歸模型分別為模型I、模型II，表2 展示了模型檢驗的結(jié)果。首先對模型I、模型II 進行混合效應(yīng)與固定效應(yīng)的F檢驗，統(tǒng)計值分別為47.669、32.718，概率值均為0.000，在1%顯著性水平上嚴格拒絕了固定效應(yīng)不存在假定。然后對模型I、模型II 進行Hausman 檢驗，統(tǒng)計值分別為12.392、13.216，概率值分別為0.006、0.004，在1%顯著性水平上拒絕了隨機效應(yīng)假定，所以接受了固定效應(yīng)模型?？紤]到本文回歸模型涉及的變量在個體層面存在明顯的差異性，因此，選擇利用個體固定效應(yīng)模型進行分析。

表2 模型檢驗結(jié)果Table 2 Results of statistical tests

3 結(jié)果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計分析

對上述原始數(shù)據(jù)進行整理、計算并進行分類匯總，所得到的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表3、表4 所示。表3 顯示了2018 年樣本農(nóng)戶基本特征變量的情況，在被調(diào)查的647 份樣本中，性別變量的均值為0.77，男性在其中所占比例達到了77%，男性在調(diào)研地區(qū)的家庭農(nóng)戶中仍然占據(jù)主導(dǎo)地位；年齡作為連續(xù)變量，均值為46.23，即樣本的平均年齡為46.23 歲，該樣本年齡相對適中；樣本中受教育水平變量的均值為3.26，該樣本受教育水平平均達到初中以上；樣本的地域分布情況為黑龍江占比48%、吉林占比30%、山東占比22%。

本文的研究區(qū)域有黑龍江、吉林、山東三省，結(jié)合不同區(qū)域人均耕地面積、農(nóng)業(yè)經(jīng)營條件的不同，本文將3 hm2、6 hm2、10 hm2分別作為山東、吉林、黑龍江普通農(nóng)戶和規(guī)?；r(nóng)戶的臨界點。表4 顯示了樣本農(nóng)戶2016—2018 三年的經(jīng)營規(guī)模情況。從總體規(guī)模上看，2016—2018 年規(guī)?；r(nóng)戶的數(shù)量分別為389 戶、397 戶、411 戶，農(nóng)戶逐漸朝著規(guī)模經(jīng)營的方向演變，具體表現(xiàn)為農(nóng)戶合作經(jīng)營、土地轉(zhuǎn)入形成家庭農(nóng)場等方式；從種植結(jié)構(gòu)上看，樣本農(nóng)戶的玉米種植規(guī)模較大，且增長明顯，2016—2018年分別為3 513.23 hm2、3 784.47 hm2、4 063.15 hm2，而大豆和小麥的經(jīng)營規(guī)模則上下波動。樣本中的蔬菜種植規(guī)模小于糧食作物，2016—2018 年分別為416.31 hm2、430.73 hm2、435.87 hm2，表現(xiàn)為緩慢增長的趨勢；從投入產(chǎn)出變量上看，2016—2018 年間樣本農(nóng)戶的戶均土地投入金額、戶均農(nóng)業(yè)資本投入金額、戶均農(nóng)業(yè)勞動力投入金額均呈遞增狀態(tài)，土地投入金額由2016 年的8.43 萬元/戶到2018 年的12.11 萬元/戶，農(nóng)業(yè)資本投入金額由2016 年的4.68萬元/戶到2018 年的5.27 萬元/戶，農(nóng)業(yè)勞動力投入金額由2016 年的2.45 萬元/戶到2.70 萬元/戶，表明研究區(qū)域的農(nóng)業(yè)規(guī)?；潭仍诓粩嗵岣?。在調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，無論是普通農(nóng)戶還是規(guī)?；r(nóng)戶都會更傾向于提升農(nóng)業(yè)規(guī)?；潭?，且對于農(nóng)業(yè)新技術(shù)、新品種的接受度在不斷提高，這也是農(nóng)業(yè)資本投入不斷提高的原因之一；2016—2018 年間價格增量收益在總收益中的占比提高，由2016 年的8.20%到2018 年的9.93%，表明對農(nóng)戶收益進行分析需要考慮市場力量效應(yīng)。

表3 2018 年樣本農(nóng)戶基本特征變量的描述性統(tǒng)計Table 3 Descriptive statistics of the basic characteristic variables of the samples in 2018

表4 2016—2018 年樣本農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模變量的描述性統(tǒng)計Table 4 Descriptive statistics of the scale variables of the samples from 2016 to 2018

3.2 農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟的市場力量效應(yīng)的測算結(jié)果與分析

利用STATA15.1 軟件，基于上文所述2016—2018 年的微觀數(shù)據(jù)，對式（9）、式（10）分別進行總體樣本、普通農(nóng)戶、規(guī)?；r(nóng)戶的個體固定效應(yīng)模型回歸，其中普通農(nóng)戶與規(guī)?；r(nóng)戶的判別以2016 年為基期，設(shè)對式（9）、式（10）的回歸模型分別為模型I、模型II，回歸結(jié)果如表5 所示。

如表5 所示，各個模型的組內(nèi)R2值較優(yōu)，F(xiàn)檢驗均通過了1%水平的顯著性檢驗，且自變量在各個回歸模型中通過至少10%水平顯著性檢驗的數(shù)量較多，表明各個模型的擬合效果較好。從總體樣本回歸結(jié)果上看，模型I 里土地要素變量和資本要素變量較為顯著地正向影響市場價格收益，模型II 里價格增量收益也同樣受到土地要素變量和資本要素變量顯著地正向影響，可以看出相比于勞動力要素，土地要素和資本要素對農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟的影響更為顯著，單純勞動力投入的增加帶來總收益提升的可能性不高。調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，勞動力的投入量與總收益并不是完全正相關(guān)的，究其原因一是投入勞動力的質(zhì)量難以衡量，影響勞動力質(zhì)量的可能因素包括個人品質(zhì)、社會關(guān)系、報酬預(yù)期等；二是農(nóng)業(yè)經(jīng)營的技術(shù)水平、管理水平、信息獲取水平的差異，在經(jīng)營收益相同的情況下，技術(shù)水平、管理水平、信息獲取水平高的農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體對勞動力投入量的需求一般會有所降低。

表5 模型回歸結(jié)果Table 5 Regression results of models

從普通農(nóng)戶樣本回歸結(jié)果上看，模型I 里各個自變量均顯著地正向影響市場價格收益，模型II 里各個自變量的影響情況基本不顯著，表明普通農(nóng)戶很難獲得價格增量收益；從規(guī)模化農(nóng)戶樣本回歸結(jié)果上看，模型I 里各個變量均較為顯著地正向影響市場價格收益，模型II 里土地要素變量和資本要素變量的影響系數(shù)較高且影響效果較顯著，表明規(guī)?；r(nóng)戶的土地要素變量和資本要素變量能夠正向影響價格增量收益。調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，無論是普通農(nóng)戶還是規(guī)?；r(nóng)戶，普遍是樂于提升農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模的，包括參與農(nóng)業(yè)合作經(jīng)營、尋求土地流轉(zhuǎn)等方式。這些現(xiàn)象解釋了兩種類型農(nóng)戶的模型I 擬合顯著性較高的原因。除此之外，普通農(nóng)戶的銷售渠道普遍較為單一，而且跨期變動現(xiàn)象不多，基本扮演價格接受者的角色。進一步訪談發(fā)現(xiàn)，面對價格的變化，他們將下期經(jīng)營策略抉擇的重點更多地放在經(jīng)營作物結(jié)構(gòu)和經(jīng)營規(guī)模上；而對于規(guī)?；r(nóng)戶來說，銷售渠道則普遍較為豐富，“訂單農(nóng)業(yè)”、“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營模式應(yīng)用使得其在交易價格上有著明顯的優(yōu)勢。這也說明了規(guī)?；r(nóng)戶模型II的擬合顯著性優(yōu)于普通農(nóng)戶的合理性?？偠灾@在一定程度上說明了前文對理論模型所進行的階段性分析的正確性，即普通農(nóng)戶與規(guī)?；r(nóng)戶均存在規(guī)模報酬效應(yīng)，而規(guī)?；r(nóng)戶的市場力量效應(yīng)更強。

為進一步分析樣本總體及各類型農(nóng)戶的市場地位效應(yīng)情況，基于上文各個模型的回歸結(jié)果，利用農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟中規(guī)模報酬效應(yīng)指數(shù)與市場力量效應(yīng)指數(shù)的測算公式，本文對不同主體類型的效應(yīng)指數(shù)進行了測算。與此同時，為了探究2016—2018 年各年間的規(guī)模報酬效應(yīng)與市場力量效應(yīng)的差異性，本文在上述面板數(shù)據(jù)回歸的基礎(chǔ)上又對每年各類型的樣本主體的模型I 與模型II 分別進行了截面數(shù)據(jù)回歸，所有效應(yīng)指數(shù)的測算結(jié)果見表6。

表6 不同主體類型各個年份的規(guī)?；?yīng)指數(shù)測算結(jié)果Table 6 Calculation results of scale effect indexes of different subject types in different years

如表6 所示，從規(guī)模報酬效應(yīng)上看，各類農(nóng)戶的規(guī)模報酬效應(yīng)指數(shù)均大于1，總體的規(guī)模報酬效應(yīng)指數(shù)為1.138，2016—2018 年各年分別為1.102、1.096、1.146，處于波動狀態(tài)，但普通農(nóng)戶與規(guī)?；r(nóng)戶的規(guī)模報酬效應(yīng)指數(shù)基本處于上升狀態(tài)，且規(guī)?；r(nóng)戶（1.239）明顯高于普通農(nóng)戶（1.078）。從市場力量效應(yīng)上看，規(guī)?；r(nóng)戶（0.072）明顯高于普通農(nóng)戶（-0.019），總體農(nóng)戶和規(guī)?；r(nóng)戶2017、2018 年的市場力量效應(yīng)指數(shù)更高，普通農(nóng)戶的市場力量效應(yīng)出現(xiàn)負值可能是由于回歸誤差導(dǎo)致，這也表明普通農(nóng)戶基本不存在市場力量效應(yīng)。上述數(shù)據(jù)說明普通農(nóng)戶基本處于“規(guī)模報酬效應(yīng)階段”，而由于規(guī)?；r(nóng)戶的規(guī)模報酬效應(yīng)仍為正向，所以其基本處于“規(guī)模報酬效應(yīng)+市場力量效應(yīng)階段”。表6 中數(shù)據(jù)所得出的結(jié)論基本與回歸模型的分析結(jié)果一致，可以認為本文構(gòu)建的理論模型基本得到了驗證。因此，對農(nóng)戶進行規(guī)模經(jīng)濟分析時應(yīng)當在規(guī)模報酬效應(yīng)的基礎(chǔ)上充分考慮市場力量效應(yīng)，市場力量效應(yīng)也是農(nóng)戶進行生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模決策會考慮的重要因素，且由于普通農(nóng)戶和規(guī)?；r(nóng)戶處在不同的規(guī)?；A段，在分析二者的市場力量效應(yīng)時應(yīng)當差別考慮?？偠灾谕苿愚r(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營時應(yīng)當充分考慮市場力量效應(yīng)對農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟的影響，正確辨別各個農(nóng)戶所處的規(guī)模化發(fā)展階段，針對處于不同農(nóng)業(yè)規(guī)?；A段的農(nóng)戶而采取不同的推進措施，避免出現(xiàn)無法規(guī)?；蜻^度規(guī)?；膯栴}，確保不同規(guī)模的農(nóng)戶均能有效地提升農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展水平。

4 結(jié)論

1）農(nóng)戶采取規(guī)模經(jīng)營策略是為了獲取農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟所帶來的額外收益，農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟在提高農(nóng)戶收益的過程中不僅存在規(guī)模報酬效應(yīng)，而且還存在市場力量效應(yīng)。并且農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟的演變可以分為“規(guī)模報酬效應(yīng)階段”、“規(guī)模報酬效應(yīng)+市場力量效應(yīng)階段”以及“市場力量效應(yīng)階段”三個階段。

2）相比于勞動力要素，土地要素和資本要素對農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟的影響更為顯著，究其原因一是投入勞動力質(zhì)量的差異性；二是農(nóng)業(yè)經(jīng)營的技術(shù)、管理以及信息獲取水平的差異性。

3）2016—2018 年，研究地區(qū)農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟中存在一定的市場力量效應(yīng)，但不存在明顯的跨期變化規(guī)律。其中，普通農(nóng)戶的市場力量效應(yīng)較弱，處于“規(guī)模報酬效應(yīng)階段”；而規(guī)?；r(nóng)戶的市場力量效應(yīng)較強，并且由于其規(guī)模報酬效應(yīng)仍為正向，因此其處于“規(guī)模報酬效應(yīng)+市場力量效應(yīng)階段”。

5 政策啟示

1）應(yīng)有針對性地推動農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營，確保規(guī)模經(jīng)營政策的適應(yīng)性。對于有條件、有意愿實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營的農(nóng)戶，有關(guān)部門應(yīng)當引導(dǎo)其向規(guī)模化農(nóng)戶轉(zhuǎn)化，持續(xù)推動農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)、農(nóng)業(yè)合作經(jīng)營以及農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的發(fā)展，提高市場力量效應(yīng)收益。而對于無條件或無意愿實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營的農(nóng)戶，有關(guān)部門應(yīng)當幫助其疏通銷售渠道，建立合作銷售制度，完善農(nóng)產(chǎn)品市場監(jiān)管體系，提升普通農(nóng)戶的市場競爭力。

2）應(yīng)明確農(nóng)戶所處農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟的階段，確保農(nóng)戶規(guī)模經(jīng)營的適度性。對于規(guī)模化農(nóng)戶來說，相關(guān)部門應(yīng)當避免其過度擴張經(jīng)營規(guī)模，確保經(jīng)營規(guī)模的適度性，引導(dǎo)農(nóng)戶注重提升農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量和特色，鼓勵農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)與二三產(chǎn)業(yè)融合的多種經(jīng)營形式，包括“土地托管”、農(nóng)產(chǎn)品加工、鄉(xiāng)村旅游等，進一步提升農(nóng)業(yè)經(jīng)營的深度與廣度。

3）應(yīng)不斷提高農(nóng)業(yè)經(jīng)營中的科技和管理水平，確保農(nóng)業(yè)要素投入結(jié)構(gòu)的合理性。實現(xiàn)農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營更應(yīng)優(yōu)化要素投入的結(jié)構(gòu)，相關(guān)部門應(yīng)注重吸引高素質(zhì)人才開展農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營，設(shè)立農(nóng)業(yè)科技、農(nóng)業(yè)經(jīng)營管理知識推廣普及平臺，組建農(nóng)業(yè)技術(shù)、設(shè)備、人才等社會化服務(wù)市場，抑制不合理的農(nóng)業(yè)要素投入。

4）應(yīng)準確評估各地區(qū)的市場力量效應(yīng)，確保整體農(nóng)業(yè)發(fā)展的高效性。對于中國整體的農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展來說，市場力量效應(yīng)的存在有利有弊且無法完全消失，應(yīng)當將市場力量效應(yīng)視作促進普通農(nóng)戶提升農(nóng)業(yè)經(jīng)營水平的推動力，推動規(guī)?；r(nóng)戶與普通農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營的合作與對接，同時也要把市場力量效應(yīng)控制在一個合理的范圍內(nèi)，避免出現(xiàn)市場競爭力的兩極分化，將農(nóng)業(yè)發(fā)展中心放在提升生產(chǎn)經(jīng)營數(shù)量、質(zhì)量與效率上，推動整體農(nóng)業(yè)的高效發(fā)展，以實現(xiàn)建設(shè)現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)強國的最終目標。