來曉東，杜志雄，郜亮亮

(1.中國(guó)社會(huì)科學(xué)院大學(xué) 研究生院，北京 102488；2.中國(guó)社會(huì)科學(xué)院 農(nóng)村發(fā)展研究所，北京 100732)

一、引言

培育壯大新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體是實(shí)現(xiàn)我國(guó)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的重要保障，各類新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體之間的協(xié)同發(fā)展勢(shì)在必行。家庭農(nóng)場(chǎng)、合作社和龍頭企業(yè)作為鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略中的重要生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)主體，是確保我國(guó)糧食供給和糧食安全的重要載體，更是實(shí)現(xiàn)我國(guó)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展、提高農(nóng)業(yè)綜合競(jìng)爭(zhēng)力的中堅(jiān)力量。但家庭農(nóng)場(chǎng)、合作社和龍頭企業(yè)在具體經(jīng)營(yíng)中各有優(yōu)勢(shì)與不足，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)中發(fā)揮著不同的作用與功能[1]。基于此，2014年2月農(nóng)業(yè)部印發(fā)的《關(guān)于促進(jìn)家庭農(nóng)場(chǎng)發(fā)展的指導(dǎo)意見》提出，“鼓勵(lì)工商企業(yè)通過訂單農(nóng)業(yè)、示范基地等方式，與家庭農(nóng)場(chǎng)建立穩(wěn)定的利益聯(lián)結(jié)機(jī)制，提高農(nóng)業(yè)組織化程度”，從而引導(dǎo)家庭農(nóng)場(chǎng)加強(qiáng)聯(lián)合與合作。2019年9月，中央農(nóng)辦、農(nóng)業(yè)農(nóng)村部、國(guó)家發(fā)展改革委、財(cái)政部等11家部門聯(lián)合發(fā)布了《關(guān)于實(shí)施家庭農(nóng)場(chǎng)培育計(jì)劃的指導(dǎo)意見》，鼓勵(lì)家庭農(nóng)場(chǎng)發(fā)展合作經(jīng)營(yíng)，并提出“積極引導(dǎo)家庭農(nóng)場(chǎng)領(lǐng)辦或加入農(nóng)民合作社，開展統(tǒng)一生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)”，充分調(diào)動(dòng)了家庭農(nóng)場(chǎng)加入合作社的積極性。可以看出，家庭農(nóng)場(chǎng)與其他新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體之間的合作，尤其是與農(nóng)民合作社之間的合作受到了高度重視。

家庭農(nóng)場(chǎng)加入合作社是順應(yīng)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體協(xié)同發(fā)展的重要體現(xiàn)，學(xué)者們對(duì)此展開了一系列研究。相關(guān)研究集中在以下幾個(gè)方面：第一，對(duì)家庭農(nóng)場(chǎng)加入合作社的必要性進(jìn)行研究。家庭農(nóng)場(chǎng)以家庭生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)為主導(dǎo)，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)中發(fā)揮著基礎(chǔ)性作用，保障了中國(guó)未來農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體發(fā)展的穩(wěn)定性和持續(xù)性[2]。但是，家庭農(nóng)場(chǎng)的主要優(yōu)勢(shì)在于直接生產(chǎn)環(huán)節(jié)，在產(chǎn)前和產(chǎn)后環(huán)節(jié)則表現(xiàn)相對(duì)不足[3]。而合作社更加注重企業(yè)家精神，其宗旨在于為其成員提供高質(zhì)量服務(wù)[4]，且在對(duì)接企業(yè)、聯(lián)結(jié)市場(chǎng)方面，合作社的優(yōu)勢(shì)更加明顯[5-6]。研究表明，家庭農(nóng)場(chǎng)加入合作社有助于二者在生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)過程中優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)、和諧共生[7-9]。第二，對(duì)家庭農(nóng)場(chǎng)加入合作社的影響因素展開研究。隨著家庭農(nóng)場(chǎng)土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模的擴(kuò)大，農(nóng)場(chǎng)加入合作社的概率將逐漸上升[10]。劉文霞等的研究發(fā)現(xiàn)2016年內(nèi)蒙古和東北三省實(shí)行的玉米收儲(chǔ)制度改革政策也提高了當(dāng)?shù)赜衩最愞r(nóng)場(chǎng)加入合作社的概率[11]。第三，家庭農(nóng)場(chǎng)入社行為對(duì)其生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)影響的研究。一方面，家庭農(nóng)場(chǎng)加入合作社不僅有益于改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)設(shè)施條件、增強(qiáng)農(nóng)民主體地位[12]，而且對(duì)于農(nóng)場(chǎng)選擇環(huán)境友好型生產(chǎn)方式[13]和優(yōu)化農(nóng)業(yè)治理結(jié)構(gòu)[14]同樣具有促進(jìn)作用。同時(shí)，加入合作社的種糧大戶購(gòu)買農(nóng)機(jī)和提供農(nóng)機(jī)服務(wù)的意愿更強(qiáng)，其農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)水平更高[15]。另一方面，家庭農(nóng)場(chǎng)加入合作社有助于提高農(nóng)場(chǎng)單產(chǎn)水平和純利潤(rùn)[16]。此外，加入合作社對(duì)種植類農(nóng)場(chǎng)創(chuàng)新銷售渠道、增加銷售收入、提高畝均凈效益也具有顯著的正向作用[17]。對(duì)于普通農(nóng)戶而言，加入合作社也能提高其收入水平，且低收入水平的農(nóng)戶受益程度更高[18]。需要指出的是，一些研究低估了收入影響因素的復(fù)雜性，比如經(jīng)濟(jì)類作物與糧食類作物的畝均收入差距懸殊，即使同為糧食類的玉米農(nóng)場(chǎng)和水稻農(nóng)場(chǎng)不但有不同的生產(chǎn)資料投入，而且也面臨不同的產(chǎn)品銷售市場(chǎng)(在所享受的收購(gòu)政策與價(jià)格上存在差別)。忽略這些多因素且有差別的影響，僅將糧食類農(nóng)場(chǎng)作為整體研究加入合作社對(duì)其收入的影響，得出的結(jié)論缺乏穩(wěn)健性。本文將對(duì)此進(jìn)行科學(xué)改進(jìn)。需要說明的是，本文的出發(fā)點(diǎn)依然是加入合作社對(duì)糧食類農(nóng)場(chǎng)的收入影響(并不是聚焦于某一作物農(nóng)場(chǎng))，只是在進(jìn)行實(shí)證分析時(shí)，先對(duì)不同作物農(nóng)場(chǎng)進(jìn)行分析，如果不同作物農(nóng)場(chǎng)的結(jié)論一致，則可以得出加入合作社對(duì)糧食類農(nóng)場(chǎng)影響的結(jié)論。

綜上所述，家庭農(nóng)場(chǎng)通過加入合作社實(shí)現(xiàn)了彼此優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)、和諧共生，推動(dòng)了家庭農(nóng)場(chǎng)持續(xù)、穩(wěn)定和高質(zhì)量發(fā)展。但是，通過文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)，對(duì)于家庭農(nóng)場(chǎng)加入合作社的研究更多是基于理論分析層面(1)其中最為著名的是杜志雄曾經(jīng)提出的假設(shè)，“無(wú)論農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體的特征如何，客觀上存在著對(duì)‘合作’的日常需要，但其是否將這種(日常)合作的需求轉(zhuǎn)化為合作的行動(dòng)，取決于其參與合作收益的大小，而收益的大小又取決于其經(jīng)營(yíng)規(guī)模的大小。相對(duì)于小規(guī)模農(nóng)戶，家庭農(nóng)場(chǎng)對(duì)農(nóng)資購(gòu)買、農(nóng)產(chǎn)品加工銷售、運(yùn)輸貯藏以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)技術(shù)等服務(wù)的需求更為迫切，其能從合作中獲得的效益更大”[19]，因而更具有合作的需求與行動(dòng)。，實(shí)證分析層面也大多基于對(duì)家庭農(nóng)場(chǎng)入社行為的研究，鮮有文章研究家庭農(nóng)場(chǎng)尤其是糧食類農(nóng)場(chǎng)入社行為對(duì)其收入的影響。此外，確保糧食安全和糧食供給是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要任務(wù)，如何保護(hù)農(nóng)民種糧積極性，提高糧食生產(chǎn)效益更是保障我國(guó)糧食安全的重要基礎(chǔ)，這為本文研究提供了現(xiàn)實(shí)依據(jù)。因此，基于2014—2015年全國(guó)644家糧食類家庭農(nóng)場(chǎng)監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)，利用面板固定效應(yīng)模型的估計(jì)方法，實(shí)證分析小麥、玉米和水稻三類農(nóng)場(chǎng)加入合作社對(duì)其收入的影響作用，從而為家庭農(nóng)場(chǎng)與合作社協(xié)同發(fā)展提供理論依據(jù)(2)本文糧食類農(nóng)場(chǎng)指種植作物主要為小麥、玉米、水稻的家庭農(nóng)場(chǎng)。。接下來的內(nèi)容安排如下：第二部分是加入合作社對(duì)家庭農(nóng)場(chǎng)增收影響機(jī)制的理論分析；第三部分介紹數(shù)據(jù)來源以及描述性統(tǒng)計(jì)分析；第四部分構(gòu)建計(jì)量模型并驗(yàn)證本文假說；第五部分是研究結(jié)論及其政策含義。

二、理論分析：加入合作社對(duì)家庭農(nóng)場(chǎng)增收的影響機(jī)制

家庭農(nóng)場(chǎng)加入合作社通過優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)、契約分工、要素互通和風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)，促進(jìn)了家庭農(nóng)場(chǎng)整體效益的提升。本文將家庭農(nóng)場(chǎng)加入合作社的行為定義為家庭農(nóng)場(chǎng)通過合作社獲取農(nóng)資購(gòu)買、土地流轉(zhuǎn)、技術(shù)指導(dǎo)、農(nóng)機(jī)服務(wù)、產(chǎn)品銷售等各類服務(wù)而開展的契約合作模式，并將入社行為對(duì)家庭農(nóng)場(chǎng)收入產(chǎn)生的影響劃分為降低生產(chǎn)資料交易成本、降低家庭農(nóng)場(chǎng)管理成本和提高家庭農(nóng)場(chǎng)銷售收入三個(gè)主要方面(3)除了生產(chǎn)型合作社(土地合作社等)外，農(nóng)戶加入合作社，通過合作購(gòu)買農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料投入品、共同銷售產(chǎn)出品從而獲得購(gòu)買低價(jià)降低成本、銷售高價(jià)提高銷售收入，是農(nóng)戶為什么要加入合作社的接近公理性的經(jīng)濟(jì)解釋。這里的討論旨在對(duì)家庭農(nóng)場(chǎng)加入合作社為何有增收效應(yīng)做前提性解釋，而非是需要驗(yàn)證的假設(shè)。。

(一)降低生產(chǎn)資料交易成本

家庭農(nóng)場(chǎng)通過加入合作社主要降低了農(nóng)資交易成本和土地交易成本。一是合作社在良種供應(yīng)、農(nóng)資購(gòu)買方面優(yōu)勢(shì)明顯，能夠降低家庭農(nóng)場(chǎng)農(nóng)資交易成本[20-21]。這可能是由于農(nóng)資聯(lián)購(gòu)使得市場(chǎng)談判能力增強(qiáng)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料如種子、化肥、農(nóng)藥等的購(gòu)買價(jià)格較單方面購(gòu)買有所降低，進(jìn)而降低了畝均生產(chǎn)成本。二是土地流轉(zhuǎn)交易成本降低。有序開展土地流轉(zhuǎn)是實(shí)現(xiàn)家庭農(nóng)場(chǎng)規(guī)模經(jīng)營(yíng)的一個(gè)必要環(huán)節(jié)。但是，由于土地規(guī)模流轉(zhuǎn)難度大以及土地承包關(guān)系的不穩(wěn)定性，家庭農(nóng)場(chǎng)土地細(xì)碎化問題突出，從而難以從事土地集中連片經(jīng)營(yíng)，這是制約農(nóng)場(chǎng)增收的重要現(xiàn)實(shí)障礙。而合作社(如土地合作社)能夠穩(wěn)定土地承包關(guān)系，協(xié)助家庭農(nóng)場(chǎng)流轉(zhuǎn)土地并開展規(guī)?；I(yè)化經(jīng)營(yíng)，為家庭農(nóng)場(chǎng)獲取規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益提供保障[22]。

(二)降低家庭農(nóng)場(chǎng)管理成本

合作社對(duì)家庭農(nóng)場(chǎng)的幫助主要表現(xiàn)在技術(shù)指導(dǎo)和農(nóng)機(jī)服務(wù)兩個(gè)方面，這有效降低了家庭農(nóng)場(chǎng)管理成本。一是技術(shù)指導(dǎo)提高了農(nóng)場(chǎng)綜合管理水平。通過開展生產(chǎn)技術(shù)、病蟲害防治培訓(xùn)指導(dǎo)，引導(dǎo)農(nóng)場(chǎng)主科學(xué)管理、合理施肥、統(tǒng)防統(tǒng)治，降低農(nóng)場(chǎng)綜合治理成本，增強(qiáng)風(fēng)險(xiǎn)抵抗能力。二是農(nóng)機(jī)服務(wù)水平得到提升。擁有大型農(nóng)機(jī)具的家庭農(nóng)場(chǎng)在加入合作社后其農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)水平得到提高，增加了農(nóng)機(jī)對(duì)外作業(yè)收入。而經(jīng)營(yíng)規(guī)模較小的家庭農(nóng)場(chǎng)通常情況下未購(gòu)買大型農(nóng)機(jī)具，加入合作社則滿足了其農(nóng)機(jī)服務(wù)的需求。如上海松江區(qū)農(nóng)委組建30家農(nóng)機(jī)專業(yè)合作社，開創(chuàng)“大機(jī)互助化、小機(jī)家庭化”的服務(wù)模式，提高了農(nóng)機(jī)服務(wù)綜合使用效率，降低了家庭農(nóng)場(chǎng)農(nóng)機(jī)具閑置成本[23]。

(三)提高家庭農(nóng)場(chǎng)銷售收入

通過加入合作社提高家庭農(nóng)場(chǎng)銷售收入具體體現(xiàn)在畝產(chǎn)水平提高、產(chǎn)品優(yōu)質(zhì)優(yōu)價(jià)和產(chǎn)品銷售穩(wěn)定三個(gè)方面。一是加入合作社的農(nóng)場(chǎng)前期通過合作社引進(jìn)良種、開展綜合治理后，其畝產(chǎn)水平得到提高。如聞朝鮮家庭農(nóng)場(chǎng)在加入合作社后，2013年和2014年其單季稻每公頃產(chǎn)量均高于當(dāng)年村民單產(chǎn)水平[11]。二是單個(gè)農(nóng)場(chǎng)由于缺乏市場(chǎng)勢(shì)力，難以保障農(nóng)產(chǎn)品優(yōu)質(zhì)優(yōu)價(jià)。家庭農(nóng)場(chǎng)與合作社聯(lián)合后，市場(chǎng)談判能力增強(qiáng)，通過協(xié)同定價(jià)避免農(nóng)產(chǎn)品被低價(jià)收購(gòu)[24]。三是加入合作社的家庭農(nóng)場(chǎng)銷售關(guān)系通常較為穩(wěn)定。隨著農(nóng)產(chǎn)品同質(zhì)化現(xiàn)象日趨嚴(yán)重，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)愈加激烈，導(dǎo)致部分農(nóng)場(chǎng)產(chǎn)品銷售受阻。而加入合作社的農(nóng)場(chǎng)由于可能與合作社簽訂了訂單合同，從而規(guī)避了農(nóng)產(chǎn)品滯銷風(fēng)險(xiǎn)，農(nóng)場(chǎng)收入得到進(jìn)一步保障。

綜上，家庭農(nóng)場(chǎng)通過與合作社建立密切合作關(guān)系，使得生產(chǎn)資料交易成本、家庭農(nóng)場(chǎng)管理成本降低以及農(nóng)場(chǎng)銷售收入增加，綜合提高了農(nóng)場(chǎng)經(jīng)營(yíng)效率和整體效益。因此，本文提出如下研究假說：在其他因素保持不變的情況下，家庭農(nóng)場(chǎng)加入合作社能夠提高農(nóng)場(chǎng)收入水平。

三、數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自2014—2015年全國(guó)家庭農(nóng)場(chǎng)監(jiān)測(cè)項(xiàng)目。該項(xiàng)目由中國(guó)社會(huì)科學(xué)院農(nóng)村發(fā)展研究所“全國(guó)家庭農(nóng)場(chǎng)發(fā)展監(jiān)測(cè)研究”課題組對(duì)全國(guó)家庭農(nóng)場(chǎng)開展的長(zhǎng)期固定監(jiān)測(cè)工作。截至2019年底已完成為期5年的家庭農(nóng)場(chǎng)監(jiān)測(cè)，監(jiān)測(cè)范圍覆蓋全國(guó)31個(gè)省，監(jiān)測(cè)內(nèi)容涵蓋家庭農(nóng)場(chǎng)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)各方面。

考慮到種植類農(nóng)場(chǎng)作物種類較復(fù)雜、專業(yè)化程度較低，本文選取糧食類家庭農(nóng)場(chǎng)作為數(shù)據(jù)分析樣本，并且以家庭農(nóng)場(chǎng)畝均純收入作為主要被解釋變量，同時(shí)對(duì)是否加入合作社對(duì)其他類別收入(勞均純收入、純收入和總收入)的影響作進(jìn)一步分析(4)對(duì)于家庭農(nóng)場(chǎng)而言，總收入和純收入所包含的收入來源及影響因素相對(duì)較為復(fù)雜，而勞均純收入則受到家庭農(nóng)場(chǎng)自有勞動(dòng)力變化的動(dòng)態(tài)影響，畝均純收入相對(duì)以上三種類別收入來說更具解釋力度，能夠更好地衡量家庭農(nóng)場(chǎng)入社行為對(duì)其收入的影響作用。。經(jīng)過數(shù)據(jù)處理，形成了一個(gè)包含644家糧食類家庭農(nóng)場(chǎng)共1288個(gè)有效樣本的2年面板數(shù)據(jù)集(表1)。

表1 家庭農(nóng)場(chǎng)樣本概況

(二)描述性統(tǒng)計(jì)

各類家庭農(nóng)場(chǎng)是否加入合作社與畝均純收入的關(guān)系見表2。

表2 各類家庭農(nóng)場(chǎng)是否加入合作社與畝均純收入的關(guān)系

總體看，加入合作社的糧食類農(nóng)場(chǎng)畝均純收入高于未加入合作社的農(nóng)場(chǎng)，2014年和2015年，加入合作社的糧食類農(nóng)場(chǎng)畝均純收入比未加入合作社的糧食類農(nóng)場(chǎng)分別多25.96元和126.54元。平均來看，加入合作社的糧食類農(nóng)場(chǎng)畝均純收入均值同樣高于未加入合作社的糧食類農(nóng)場(chǎng)。這表明，加入合作社有助于提高糧食類農(nóng)場(chǎng)畝均純收入水平。

接下來，分作物種類進(jìn)一步比較家庭農(nóng)場(chǎng)入社行為對(duì)畝均純收入的影響，比較結(jié)果如下：第一，2014—2015年，各類家庭農(nóng)場(chǎng)加入合作社的比例逐漸上升。其中，小麥類農(nóng)場(chǎng)加入合作社的占比在各類農(nóng)場(chǎng)中增幅最大(從26.73%到41.54%)，提高了14.81百分點(diǎn)；玉米類農(nóng)場(chǎng)和水稻類農(nóng)場(chǎng)加入合作社的占比增加幅度相對(duì)較小，分別為4.44%和0.54%，這表明，隨著家庭農(nóng)場(chǎng)的發(fā)展，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體之間的合作更加緊密，協(xié)同發(fā)展、互促共贏成為二者的共同目標(biāo)。第二，除玉米類農(nóng)場(chǎng)畝均純收入外，加入合作社的其他各類農(nóng)場(chǎng)畝均純收入均值均高于未加入合作社的農(nóng)場(chǎng)。從畝均純收入均值來看，加入合作社的小麥類和水稻類農(nóng)場(chǎng)畝均純收入均值分別高出未加入合作社的農(nóng)場(chǎng)137.18元和110.15元，而玉米類農(nóng)場(chǎng)畝均純收入均值較未加入合作社的玉米類農(nóng)場(chǎng)略低12.07元。這表明，除玉米類農(nóng)場(chǎng)畝均純收入均值發(fā)生小幅波動(dòng)外，加入合作社為小麥、玉米和水稻類農(nóng)場(chǎng)帶來的增收效益與糧食類農(nóng)場(chǎng)保持基本一致，這進(jìn)一步說明加入合作社能夠提高家庭農(nóng)場(chǎng)畝均純收入水平。

通過比較發(fā)現(xiàn)，農(nóng)場(chǎng)主個(gè)人特征不同，其農(nóng)場(chǎng)畝均純收入也存在一定差異(表3)。

表3 農(nóng)場(chǎng)主特征與家庭農(nóng)場(chǎng)畝均純收入的關(guān)系

第一，隨著農(nóng)場(chǎng)主教育程度提高，家庭農(nóng)場(chǎng)畝均純收入水平呈現(xiàn)先下降后上升的發(fā)展趨勢(shì)。從表3可以看出，教育程度為小學(xué)及以下的農(nóng)場(chǎng)主其農(nóng)場(chǎng)畝均純收入水平最高，平均值達(dá)到730.18元。可能的解釋是，教育程度為小學(xué)及以下的農(nóng)場(chǎng)主大多年齡較大，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的時(shí)間較長(zhǎng)，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)構(gòu)建、人力資本積累等方面已相對(duì)較為成熟，從而在生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)中占據(jù)優(yōu)勢(shì)地位。

第二，從畝均純收入均值來看，按照從事規(guī)模經(jīng)營(yíng)年限的組別順序，家庭農(nóng)場(chǎng)畝均純收入分別為590.59元、588.96元、754.06元和711.64元?？梢钥闯?，農(nóng)場(chǎng)主從事規(guī)模經(jīng)營(yíng)年限范圍在(0，2]和(2，4]的農(nóng)場(chǎng)組別在畝均純收入方面僅表現(xiàn)出細(xì)微差異，畝均純收入差值僅為1.63元。因此，基本可以認(rèn)為農(nóng)場(chǎng)畝均純收入隨農(nóng)場(chǎng)主規(guī)模經(jīng)營(yíng)年限增加呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢(shì)(5)在對(duì)糧食類農(nóng)場(chǎng)2年面板數(shù)據(jù)的分析中，按照四分法原則對(duì)規(guī)模經(jīng)營(yíng)年限進(jìn)行分組，規(guī)模經(jīng)營(yíng)年限小于等于2年、小于等于4年、小于等于7年的農(nóng)場(chǎng)占比分別為18.09%、50.31%和77.80%。。

此外，通過比較發(fā)現(xiàn)，家庭農(nóng)場(chǎng)經(jīng)營(yíng)特征與畝均純收入也存在一定的關(guān)系(表4)(6)農(nóng)場(chǎng)畝均農(nóng)資投入、農(nóng)場(chǎng)雇工支出、土地經(jīng)營(yíng)面積、農(nóng)機(jī)具總值均按照四分法原則進(jìn)行分組，土地平均租金和農(nóng)場(chǎng)土地塊數(shù)均按照二分法原則進(jìn)行分組，此處不再對(duì)各分界點(diǎn)數(shù)值進(jìn)行描述。。如糧食類示范農(nóng)場(chǎng)畝均純收入均值略低于非示范農(nóng)場(chǎng)，畝均純收入分別為668.85元和648.23元。畝均農(nóng)資投入方面，農(nóng)場(chǎng)畝均農(nóng)資投入小于250元對(duì)應(yīng)的畝均純收入最低，為630.59元；而農(nóng)場(chǎng)畝均農(nóng)資投入大于等于650元對(duì)應(yīng)的畝均純收入最高，為729.30元(7)農(nóng)場(chǎng)畝均農(nóng)資投入包括直接投入和間接投入兩個(gè)部分，其中直接投入包括種子、化肥、農(nóng)藥等直接生產(chǎn)資料投入，間接投入為農(nóng)機(jī)作業(yè)成本。。農(nóng)場(chǎng)雇工支出方面，農(nóng)場(chǎng)雇工支出小于2萬(wàn)元對(duì)應(yīng)的畝均純收入最高，達(dá)到730.46元；而當(dāng)雇工支出大于等于9萬(wàn)元時(shí)，農(nóng)場(chǎng)畝均純收入最低，為582.01元。土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模方面，家庭農(nóng)場(chǎng)土地經(jīng)營(yíng)面積與畝均純收入呈負(fù)向關(guān)系，土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模越大，農(nóng)場(chǎng)畝均純收入越低。這說明，土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大降低了家庭農(nóng)場(chǎng)畝均純收入水平。租金方面，租金小于500元/年的農(nóng)場(chǎng)畝均純收入均值為642.81元，而租金大于等于500元/年的農(nóng)場(chǎng)畝均純收入均值為676.04元。農(nóng)場(chǎng)土地塊數(shù)方面，土地塊數(shù)越多，畝均純收入越低，這與土地細(xì)碎化經(jīng)營(yíng)制約農(nóng)場(chǎng)效益增值的觀點(diǎn)相一致。土地整理方面，就畝均純收入均值來看，對(duì)轉(zhuǎn)入地進(jìn)行整理的農(nóng)場(chǎng)畝均純收入低于未對(duì)轉(zhuǎn)入地進(jìn)行整理的農(nóng)場(chǎng)。由于描述性統(tǒng)計(jì)并未考慮到個(gè)體和時(shí)間效應(yīng)，這并不能說明土地整理制約了畝均純收入的增長(zhǎng)，本文將在下文計(jì)量分析中對(duì)此進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。另外，從家庭農(nóng)場(chǎng)擁有的農(nóng)機(jī)具總值來看，農(nóng)機(jī)具總值越高，其畝均純收入水平越低。

表4 家庭農(nóng)場(chǎng)經(jīng)營(yíng)特征與畝均純收入的關(guān)系

四、計(jì)量分析

(一)模型設(shè)定

為進(jìn)一步分析是否加入合作社對(duì)糧食類家庭農(nóng)場(chǎng)收入的影響，建立如下模型：

(1)

控制變量由家庭農(nóng)場(chǎng)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)特征變量(農(nóng)場(chǎng)生產(chǎn)投入變量和經(jīng)營(yíng)特征變量)和農(nóng)場(chǎng)主特征變量?jī)刹糠纸M成。農(nóng)場(chǎng)生產(chǎn)投入變量(畝均農(nóng)資投入、雇工支出、農(nóng)機(jī)具總值、土地流轉(zhuǎn)平均租金、土地經(jīng)營(yíng)面積)用來考察農(nóng)場(chǎng)農(nóng)資投入、勞動(dòng)力雇傭成本、農(nóng)機(jī)設(shè)備總值、土地租金成本以及土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模大小對(duì)農(nóng)場(chǎng)收入的影響。在控制了農(nóng)場(chǎng)生產(chǎn)投入變量的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步對(duì)家庭農(nóng)場(chǎng)經(jīng)營(yíng)特征變量(土地塊數(shù)、是否對(duì)轉(zhuǎn)入地進(jìn)行整理、畝均化肥施用量是否比周邊農(nóng)戶少、畝均農(nóng)藥施用量是否比周邊農(nóng)戶少、是否示范類農(nóng)場(chǎng))進(jìn)行控制。如考慮到同等土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模的農(nóng)場(chǎng)可能在地塊數(shù)量方面存在差異以及是否對(duì)轉(zhuǎn)入地進(jìn)行整理對(duì)農(nóng)場(chǎng)收入的影響，本文進(jìn)而對(duì)農(nóng)場(chǎng)土地塊數(shù)、是否對(duì)轉(zhuǎn)入地進(jìn)行整理變量進(jìn)行控制。此外，畝均化肥或農(nóng)藥施用量是否比周邊農(nóng)戶少這兩個(gè)控制變量用于考察農(nóng)場(chǎng)化肥、農(nóng)藥減量施用對(duì)農(nóng)場(chǎng)收入的影響，是否示范類農(nóng)場(chǎng)變量則用來檢驗(yàn)示范類農(nóng)場(chǎng)是否具有更高的收入水平。農(nóng)場(chǎng)主特征變量(農(nóng)場(chǎng)主性別、農(nóng)場(chǎng)主年齡、農(nóng)場(chǎng)主年齡平方項(xiàng)、農(nóng)場(chǎng)主教育程度、農(nóng)場(chǎng)主從事規(guī)模經(jīng)營(yíng)年限)用來考察農(nóng)場(chǎng)主個(gè)人特征對(duì)家庭農(nóng)場(chǎng)收入的影響，其中農(nóng)場(chǎng)主年齡平方項(xiàng)變量用來檢驗(yàn)?zāi)挲g對(duì)家庭農(nóng)場(chǎng)收入的邊際影響作用(9)農(nóng)場(chǎng)主年齡平方項(xiàng)變量在下文回歸結(jié)果中呈現(xiàn)，在表5變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果中未體現(xiàn)。。

(二)估計(jì)方法

為盡可能解決模型中可能存在的遺漏變量問題，本文使用面板雙向固定效應(yīng)模型對(duì)(1)式進(jìn)行估計(jì)。第一，從理論上講，面板雙向固定效應(yīng)模型能夠解決不隨時(shí)間變化但隨個(gè)體而異的和不隨個(gè)體變化但隨時(shí)間變化的遺漏變量問題。一方面，通過使用面板雙向固定效應(yīng)模型有效解決了家庭農(nóng)場(chǎng)所在地地形地貌、農(nóng)場(chǎng)主戶籍歸屬、農(nóng)場(chǎng)主從業(yè)經(jīng)歷、農(nóng)場(chǎng)主個(gè)人能力以及農(nóng)場(chǎng)主性格等遺漏變量問題。另一方面，在使用面板雙向固定效應(yīng)模型的基礎(chǔ)上，對(duì)農(nóng)場(chǎng)主個(gè)人特征變量、農(nóng)場(chǎng)經(jīng)營(yíng)特征變量進(jìn)行控制。同時(shí)，考慮到家庭農(nóng)場(chǎng)所在地區(qū)以及省份差異可能對(duì)收入產(chǎn)生一定的影響，本文在所有回歸方程中對(duì)地區(qū)、省份等一系列虛擬變量進(jìn)行進(jìn)一步控制。此外，不同作物種類(小麥、玉米或水稻)的家庭農(nóng)場(chǎng)在收入方面可能具有差異性，本文在表6模型(4)和表7模型(1)—模型(3)中通過控制作物類別虛擬變量以解決農(nóng)場(chǎng)收入可能因經(jīng)營(yíng)作物不同而發(fā)生變化的問題。考慮到家庭農(nóng)場(chǎng)是否選擇加入合作社會(huì)受到農(nóng)場(chǎng)所在縣有無(wú)合作社以及合作社數(shù)量的影響，進(jìn)而會(huì)對(duì)農(nóng)場(chǎng)收入產(chǎn)生影響，本文將“各縣家庭農(nóng)場(chǎng)加入合作社的占比”作為各縣合作社數(shù)量的代理變量，并對(duì)此進(jìn)行控制，從而進(jìn)一步確保估計(jì)結(jié)果的一致性。第二，本文在對(duì)混合回歸、隨機(jī)效應(yīng)和固定效應(yīng)的方法選擇上進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。其中，LM檢驗(yàn)在1%水平上拒絕了“不存在個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)”的原假設(shè)，同時(shí)Hausman檢驗(yàn)在1%水平上拒絕了隨機(jī)效應(yīng)模型，故本文選擇采用固定效應(yīng)模型對(duì)(1)式進(jìn)行估計(jì)。第三，在樣本回歸分析中，本文首先分作物種類對(duì)小麥、玉米和水稻家庭農(nóng)場(chǎng)是否加入合作社對(duì)畝均純收入的影響進(jìn)行分析，以考察是否加入合作社對(duì)不同作物類別的農(nóng)場(chǎng)收入影響是否具有一致性；然后對(duì)糧食類農(nóng)場(chǎng)(小麥、玉米和水稻的混合樣本農(nóng)場(chǎng))是否加入合作社對(duì)畝均純收入的影響進(jìn)行估計(jì)；最后對(duì)糧食類農(nóng)場(chǎng)是否加入合作社對(duì)勞均純收入、純收入和總收入的影響作進(jìn)一步分析。

(三)內(nèi)生性討論

本文可能存在的內(nèi)生性問題主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面：一是遺漏變量?！澳芰Α睆?qiáng)的農(nóng)場(chǎng)主不但會(huì)加入合作社甚至?xí)I(lǐng)辦合作社，由此而導(dǎo)致樣本存在“自選擇”問題。本質(zhì)上，這種“自選擇”問題主要源于遺漏變量[25]，特別是遺漏家庭農(nóng)場(chǎng)主的“能力”變量。為此，本文將農(nóng)場(chǎng)主教育程度、從事規(guī)模經(jīng)營(yíng)年限等變量作為“能力”變量的代理變量并加以控制。同時(shí)，本文使用2014和2015年兩期面板數(shù)據(jù)并采用了面板雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸估計(jì)，控制了那些不隨時(shí)間變化但會(huì)影響被解釋變量和關(guān)鍵解釋變量的因素，比如“能力”，特別是那些影響農(nóng)場(chǎng)主加入合作社且也影響其畝均純收入的因素。因此，本文存在遺漏變量的可能性較低。二是反向因果關(guān)系。家庭農(nóng)場(chǎng)加入合作社可能會(huì)提高農(nóng)場(chǎng)畝均純收入，但家庭農(nóng)場(chǎng)畝均純收入的高低并不會(huì)對(duì)農(nóng)場(chǎng)是否加入合作社產(chǎn)生必然聯(lián)系。這是因?yàn)?，家庭農(nóng)場(chǎng)是否加入合作社與當(dāng)?shù)赜袩o(wú)合作社、合作社數(shù)量的多少以及合作社與家庭農(nóng)場(chǎng)之間距離的遠(yuǎn)近有著必然聯(lián)系。因此，這就會(huì)導(dǎo)致家庭農(nóng)場(chǎng)可能受限于當(dāng)?shù)貨]有合作社或者合作社位置較為偏遠(yuǎn)而不能選擇加入合作社，這一行為與家庭農(nóng)場(chǎng)畝均純收入的高低無(wú)關(guān)。所以，反向因果關(guān)系而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題在本文計(jì)量分析中可以基本忽略。此外，本文還進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)以克服可能存在的內(nèi)生性問題，比如分樣本回歸和替換被解釋變量(勞均純收入、純收入和總收入)。結(jié)果顯示，表6和表7中的各回歸結(jié)果均保持一致。綜上，本文較好地解決了模型中可能存在的內(nèi)生性問題。

(四)估計(jì)結(jié)果

表6中，模型(1)—模型(3)分別是玉米、小麥和水稻類農(nóng)場(chǎng)加入合作社對(duì)畝均純收入影響的OLS固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果；模型(4)為糧食類農(nóng)場(chǎng)加入合作社對(duì)畝均純收入影響的OLS固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果。表7中，模型(1)—模型(3)分別為糧食類農(nóng)場(chǎng)加入合作社對(duì)勞均純收入、純收入和總收入影響的OLS固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果。總的來看，表6和表7中各列F值均較大，模型估計(jì)效果良好，具體估計(jì)結(jié)果解釋如下：

1.玉米類家庭農(nóng)場(chǎng)加入合作社對(duì)其畝均純收入具有顯著的正向影響作用

如表6模型(1)所示，是否加入合作社變量的估計(jì)系數(shù)為正，且在1%水平上顯著；該變量估計(jì)系數(shù)為0.0225，即在控制其他變量不變的前提下，加入合作社的玉米類家庭農(nóng)場(chǎng)畝均純收入較未加入合作社的玉米類家庭農(nóng)場(chǎng)高出225元。這一畝均純收入增值相當(dāng)于2014年和2015年玉米類家庭農(nóng)場(chǎng)畝均純收入均值的1/3(10)具體值為37.24%，2014—2015年521家玉米類農(nóng)場(chǎng)畝均純收入均值為604.14元。。

除核心解釋變量外，其他解釋變量對(duì)糧食類農(nóng)場(chǎng)畝均純收入也產(chǎn)生了一定影響。由表6模型(1)可以看出，農(nóng)場(chǎng)主年齡變量的估計(jì)系數(shù)為正且在5%水平上顯著，而農(nóng)場(chǎng)主年齡平方項(xiàng)變量的估計(jì)系數(shù)為負(fù)且在5%水平上顯著，這與表6模型(4)的估計(jì)結(jié)果一致。這表明農(nóng)場(chǎng)主年齡越大，該農(nóng)場(chǎng)畝均純收入水平越高，但隨著農(nóng)場(chǎng)主年齡的增長(zhǎng)，其對(duì)農(nóng)場(chǎng)畝均純收入的邊際影響先上升后下降。這意味著農(nóng)場(chǎng)主年齡對(duì)農(nóng)場(chǎng)畝均純收入的影響呈現(xiàn)“倒U型”。此外，畝均農(nóng)資投入對(duì)畝均純收入具有正向影響且在5%水平上顯著，這進(jìn)一步證明了農(nóng)資投入與農(nóng)場(chǎng)產(chǎn)出的正向關(guān)系。同時(shí)發(fā)現(xiàn)，是否示范類農(nóng)場(chǎng)和是否對(duì)轉(zhuǎn)入地進(jìn)行整理兩個(gè)變量分別在1%和5%水平上顯著，且對(duì)畝均純收入均具有正向影響。這意味著玉米類示范農(nóng)場(chǎng)較非示范農(nóng)場(chǎng)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)方面畝均純收入水平更高，對(duì)轉(zhuǎn)入地進(jìn)行整理也能夠提高玉米類農(nóng)場(chǎng)畝均純收入水平。

2.小麥、水稻類家庭農(nóng)場(chǎng)加入合作社對(duì)其畝均純收入具有顯著的正向影響作用

由表6的模型(2)和模型(3)可以看出，是否加入合作社變量的估計(jì)系數(shù)均為正，且在5%的水平上顯著，該變量估計(jì)系數(shù)分別為0.0236和0.0132。這表示，在控制其他變量不變的前提下，小麥和水稻類家庭農(nóng)場(chǎng)加入合作社分別能夠提高該農(nóng)場(chǎng)畝均純收入236元和132元。通過比較可以看出，加入合作社對(duì)小麥和玉米類農(nóng)場(chǎng)畝均純收入的影響效果基本一致，而水稻類農(nóng)場(chǎng)加入合作社帶來的畝均純收入增值相對(duì)較小。

從其他解釋變量來看，土地流轉(zhuǎn)平均租金、土地經(jīng)營(yíng)面積(對(duì)數(shù))和土地塊數(shù)對(duì)畝均純收入也產(chǎn)生了一定影響。由表6模型(2)和模型(3)可以看出，土地流轉(zhuǎn)平均租金(對(duì)數(shù))分別在10%和5%水平上對(duì)小麥和水稻農(nóng)場(chǎng)畝均純收入產(chǎn)生了負(fù)向影響作用。土地經(jīng)營(yíng)面積方面，表6的模型(2)和(3)中該變量估計(jì)系數(shù)均為負(fù)，但只有模型(3)在10%的水平上顯著。通過對(duì)比表6各模型后，仍然可以認(rèn)為，土地規(guī)模的增大降低了糧食類農(nóng)場(chǎng)尤其是水稻類農(nóng)場(chǎng)的畝均純收入水平。這一判斷與家庭農(nóng)場(chǎng)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)的理念相一致[26]。土地塊數(shù)方面，表6模型(2)中該變量在1%水平上對(duì)小麥類農(nóng)場(chǎng)畝均純收入產(chǎn)生了負(fù)向影響，這可能是因?yàn)檗r(nóng)場(chǎng)土地塊數(shù)越多，其土地細(xì)碎化程度越高，使得農(nóng)場(chǎng)呈現(xiàn)土地碎片化經(jīng)營(yíng)，從而制約了農(nóng)場(chǎng)收入增加。

3.即使考慮到作物類別差異，用玉米、小麥和水稻混合的樣本農(nóng)場(chǎng)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，在控制作物類別后，加入合作社對(duì)農(nóng)場(chǎng)畝均純收入也具有顯著的正向影響作用

由表6模型(4)可以看出，是否加入合作社變量的估計(jì)系數(shù)為正且在1%水平上顯著。這意味著，在其他變量保持不變的前提下，加入合作社能夠提高糧食類農(nóng)場(chǎng)畝均純收入178元。此外，在作物類別虛擬變量中，以小麥為基準(zhǔn)，玉米和水稻虛擬變量的系數(shù)均不顯著。這進(jìn)一步表明，至少對(duì)于糧食類家庭農(nóng)場(chǎng)來說，加入合作社對(duì)家庭農(nóng)場(chǎng)畝均純收入的影響并不會(huì)因種植作物種類不同而發(fā)生顯著變化。

4.若不考慮其他類別收入影響因素的異質(zhì)性，加入合作社對(duì)糧食類農(nóng)場(chǎng)其他類別收入仍具有顯著的正向影響作用

由表7模型(1)—模型(3)可以看出，是否加入合作社變量的估計(jì)系數(shù)均為正且在1%水平上顯著。這說明，即使考慮到勞均純收入、純收入和總收入影響因素的差異性，加入合作社對(duì)其仍具有正向促進(jìn)作用。此外，農(nóng)機(jī)具總值和土地經(jīng)營(yíng)面積(對(duì)數(shù))兩個(gè)變量的系數(shù)在其他收入類別估計(jì)結(jié)果中均表現(xiàn)為顯著的正向性。一般來講，農(nóng)機(jī)具總值在一定程度上衡量了農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平，而農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的提高是建立在規(guī)模經(jīng)營(yíng)的基礎(chǔ)上。因此，農(nóng)機(jī)具總值越高的家庭農(nóng)場(chǎng)其土地經(jīng)營(yíng)規(guī)?？赡茉酱?。這意味著，土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大和農(nóng)機(jī)具總值增加能夠明顯提高勞均純收入、純收入和總收入，為家庭農(nóng)場(chǎng)帶來規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，但這并不能提高畝均效益。

表7 家庭農(nóng)場(chǎng)加入合作社對(duì)其他類型收入影響的估計(jì)結(jié)果 N=1288

五、結(jié)論與政策啟示

本文利用2014—2015年644家糧食類家庭農(nóng)場(chǎng)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，主要結(jié)論如下：第一，無(wú)論是小麥類農(nóng)場(chǎng)、玉米類農(nóng)場(chǎng)還是水稻類農(nóng)場(chǎng)，加入合作社均能夠有效提高家庭農(nóng)場(chǎng)畝均純收入水平；第二，農(nóng)場(chǎng)主年齡與畝均純收入呈現(xiàn)“倒U型”關(guān)系，隨著農(nóng)場(chǎng)主年齡增長(zhǎng)，其對(duì)農(nóng)場(chǎng)畝均純收入的邊際影響作用先上升后下降；第三，土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大能夠帶來規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，但抑制了家庭農(nóng)場(chǎng)畝均純收入的提高，家庭農(nóng)場(chǎng)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)才是更適宜、更合意的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)方式；第四，農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度提高能夠顯著增加農(nóng)場(chǎng)勞均純收入、純收入和總收入，但對(duì)于提高農(nóng)場(chǎng)畝均純收入并無(wú)明顯作用；第五，土地細(xì)碎化經(jīng)營(yíng)制約了家庭農(nóng)場(chǎng)各類收入的增加，對(duì)流轉(zhuǎn)土地進(jìn)行整理則有助于提高農(nóng)場(chǎng)各類收入水平。

綜合以上研究結(jié)論，提出以下政策建議：第一，鼓勵(lì)并支持家庭農(nóng)場(chǎng)加入或領(lǐng)辦合作社以及組建具有合作經(jīng)濟(jì)功能的家庭農(nóng)場(chǎng)聯(lián)盟和協(xié)會(huì)。充分發(fā)揮合作社互助經(jīng)濟(jì)組織平臺(tái)作用，促進(jìn)家庭農(nóng)場(chǎng)與合作社形成優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)、產(chǎn)業(yè)融合、利益共享的互助合作體系，為家庭農(nóng)場(chǎng)在農(nóng)資購(gòu)買、技術(shù)指導(dǎo)、農(nóng)機(jī)服務(wù)和產(chǎn)品銷售等方面提供幫助，從而增強(qiáng)家庭農(nóng)場(chǎng)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)能力、提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效益。此外，支持各地組建家庭農(nóng)場(chǎng)聯(lián)盟和協(xié)會(huì)，通過家庭農(nóng)場(chǎng)聯(lián)盟或協(xié)會(huì)來降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料購(gòu)買成本，提高農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)價(jià)格談判能力，穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)銷售關(guān)系，增強(qiáng)家庭農(nóng)場(chǎng)健康發(fā)展的可持續(xù)性和穩(wěn)定性。第二，全面推廣家庭農(nóng)場(chǎng)主培訓(xùn)制度，尤其是加強(qiáng)青壯年農(nóng)場(chǎng)主及新建家庭農(nóng)場(chǎng)主的培訓(xùn)工作，不斷提升家庭農(nóng)場(chǎng)專業(yè)化、標(biāo)準(zhǔn)化、規(guī)?；图s化生產(chǎn)水平。各地對(duì)家庭農(nóng)場(chǎng)主的培訓(xùn)工作應(yīng)體現(xiàn)針對(duì)性和具體性，需按照家庭農(nóng)場(chǎng)類型以及種養(yǎng)品種開展特定的指導(dǎo)培訓(xùn)，全面提高農(nóng)場(chǎng)主綜合素質(zhì)能力。第三，堅(jiān)持家庭農(nóng)場(chǎng)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)的發(fā)展理念。家庭農(nóng)場(chǎng)經(jīng)營(yíng)發(fā)展要適應(yīng)自身生產(chǎn)力，規(guī)避經(jīng)營(yíng)規(guī)模過大或過小引致的農(nóng)場(chǎng)收益降低的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)。在充分考慮家庭經(jīng)營(yíng)特征的前提下，當(dāng)?shù)卣畱?yīng)因地制宜，合理確定家庭農(nóng)場(chǎng)經(jīng)營(yíng)規(guī)模并予以積極引導(dǎo)，提高農(nóng)場(chǎng)主適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)的科學(xué)發(fā)展意識(shí)。第四，優(yōu)化完善農(nóng)地流轉(zhuǎn)平臺(tái)建設(shè)，保障土地流轉(zhuǎn)有序高效進(jìn)行。當(dāng)?shù)卣畱?yīng)進(jìn)一步完善農(nóng)地市場(chǎng)交易平臺(tái)建設(shè)，對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)交易信息予以及時(shí)公布，增強(qiáng)流轉(zhuǎn)雙方信息獲取的可得性、便利性和及時(shí)性。同時(shí)，依托農(nóng)村土地合作社等平臺(tái)優(yōu)勢(shì)，鼓勵(lì)和支持土地流轉(zhuǎn)重點(diǎn)向家庭農(nóng)場(chǎng)傾斜，為家庭農(nóng)場(chǎng)開展土地流轉(zhuǎn)提供有效幫扶，解決好農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)中的土地細(xì)碎化等突出問題，引導(dǎo)家庭農(nóng)場(chǎng)土地集中連片與適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)。第五，推動(dòng)當(dāng)?shù)卣_展土地宜機(jī)化整治，鼓勵(lì)具備條件的家庭農(nóng)場(chǎng)自行開展土地整理工作，為農(nóng)場(chǎng)機(jī)械化生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)提供保障。通過土地平整、陡坡緩坡化等綜合改造改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)條件，為中大型農(nóng)機(jī)具作業(yè)提供便利，提高農(nóng)地綜合利用率和土地產(chǎn)出率，進(jìn)而提高家庭農(nóng)場(chǎng)經(jīng)營(yíng)效益。