李友藝 錢忠好

摘要：研究目的：基于上海松江區(qū)家庭農(nóng)場的調(diào)查數(shù)據(jù)計算家庭農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率，離析出影響家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率的關(guān)鍵因素，據(jù)以提出有針對性的措施。研究方法：Global Malmquist和混合Tobit模型。研究結(jié)果：（1）2007—2017年，全部家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率指數(shù)為1.077 3，其中，純效率變化指數(shù)為0.998 4、技術(shù)變化指數(shù)為1.075 0、規(guī)模效率變化指數(shù)為1.007 2；純糧食種植型家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率指數(shù)為1.061 9，純效率變化指數(shù)為0.989 6，技術(shù)變化指數(shù)為1.071 9，規(guī)模效率變化指數(shù)為1.004 6；其他類型家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率指數(shù)為1.081 7，其中，純效率變化指數(shù)、技術(shù)變化指數(shù)和規(guī)模效率變化指數(shù)分別為1.027 9、1.049 0和1.014 0。（2）總體水平上，農(nóng)場主是否有農(nóng)業(yè)從業(yè)經(jīng)歷、是否有農(nóng)機駕駛證、土地經(jīng)營權(quán)合同年限、是否購買農(nóng)機作業(yè)正向影響全部家庭農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率，但不同類型家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率的影響因素存在差異。研究結(jié)論：雖然松江家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率增長速度較快，但仍然存在一定的提升空間。為此，需要提高家庭農(nóng)場勞動力素質(zhì)，切實保障好家庭農(nóng)場的土地經(jīng)營權(quán)，健全農(nóng)機社會化服務(wù)體系，引導家庭農(nóng)場走適度規(guī)模經(jīng)營之路，有針對性地制定多樣化的農(nóng)業(yè)補貼政策。

關(guān)鍵詞：土地經(jīng)濟；家庭農(nóng)場；全要素生產(chǎn)率

中圖分類號：F301 文獻標志碼：A 文章編號：1001-8158（2023）04-0084-11

基金項目：國家自然科學基金項目（71673234）；江蘇省“六大人才高峰”項目（NY-069）。

進入21世紀后，我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)顯現(xiàn)加速發(fā)展的趨勢。截至2017年底，我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積為5.12億畝，流轉(zhuǎn)率為37%①。通過“三權(quán)分置”的制度安排，初步實現(xiàn)了土地經(jīng)營權(quán)的健康有序流轉(zhuǎn)，使我國農(nóng)業(yè)分散、小規(guī)模的土地經(jīng)營狀況逐步得以改善，并為家庭農(nóng)場等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的發(fā)展創(chuàng)造了條件。在諸多新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體中，由于家庭農(nóng)場既堅持了農(nóng)業(yè)家庭經(jīng)營的合理內(nèi)核，又在一定程度上摒棄了小農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營可能的不足，因而家庭農(nóng)場備受中央政策和地方政府的推崇和扶持。農(nóng)業(yè)農(nóng)村部的調(diào)查顯示，2014年我國家庭農(nóng)場數(shù)不到14萬戶，2018年則增長至近60萬戶②。然而，盡管我國家庭農(nóng)場發(fā)展勢頭良好，但家庭農(nóng)場發(fā)展的質(zhì)態(tài)仍不盡如人意。錢忠好等[1]研究表明，家庭農(nóng)場的效率處于較低的水平上，純技術(shù)效率和規(guī)模效率均有極大的提升空間。因此，從動態(tài)變化的角度考察家庭農(nóng)場效率特別是從全要素生產(chǎn)率的視角考察家庭農(nóng)場的發(fā)展狀況，揭示影響家庭農(nóng)場發(fā)展質(zhì)態(tài)的關(guān)鍵因素，進而有針對性地采取有效措施促進家庭農(nóng)場的健康發(fā)展，就具有極其重要的意義。

已有研究嘗試運用多種方法測度家庭農(nóng)場的效率，分析諸多因素對家庭農(nóng)場效率的影響作用，并提出促進家庭農(nóng)場效率提升的對策建議。在測度家庭農(nóng)場的技術(shù)效率或全要素生產(chǎn)率時，研究者大多采用參數(shù)法和非參數(shù)法兩種方法。參數(shù)法主要運用隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)法（SFA），如蔡榮等[2]對我國1 278戶種植業(yè)家庭農(nóng)場的技術(shù)效率進行了測度，研究發(fā)現(xiàn)，我國家庭農(nóng)場的整體技術(shù)效率水平偏低；吳方[3]對湖北武漢和安徽郎溪603戶家庭農(nóng)場的平均技術(shù)效率進行了估算，結(jié)果為0.58；王麗霞等[4]對安徽省1 647個家庭農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率進行了測度，結(jié)果表明，2011—2016年家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率年均增長僅為0.75%，與鄧正華等[5]的研究有較大差異；鄧正華等對洞庭湖區(qū)110戶水稻種植家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率的估算結(jié)果表明，2009—2018年家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率年均增長達5.3%。非參數(shù)法主要依賴于數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法（DEA）和Malmquist指數(shù)法對家庭農(nóng)場的生產(chǎn)效率進行測度，如俞博等[6]測度了浙江省193個家庭農(nóng)場的技術(shù)效率，研究發(fā)現(xiàn)，家庭農(nóng)場技術(shù)效率不高主要源于純技術(shù)效率過低；MARTINHO[7]計算了2008—2013年歐盟各區(qū)域家庭農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率，結(jié)果表明，家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)兩極分化現(xiàn)象，或增長較快，或表現(xiàn)為負增長；LATRUFFE等[8]計算了波蘭250個家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率發(fā)現(xiàn)，1996—2000年波蘭家庭農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率停滯不前，但LATRUFFE等[9]計算法國和匈牙利兩國家庭農(nóng)場2001—2007年種植業(yè)農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率得出，兩國全要素生產(chǎn)率分別年均增長達到4.6%和3%。關(guān)于相關(guān)因素對家庭農(nóng)場效率的影響，研究者的結(jié)論不盡相同。一些研究發(fā)現(xiàn)，高昂的土地使用成本、家庭非農(nóng)兼業(yè)等因素會阻礙家庭農(nóng)場技術(shù)效率的提高，而有效的土地流轉(zhuǎn)、規(guī)范的農(nóng)業(yè)技術(shù)指導等因素對家庭農(nóng)場技術(shù)效率的提升具有顯著的促進作用[3，10-11]；還有學者研究得出雇傭勞動和農(nóng)場兼業(yè)會阻礙家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率的提高[8]；家庭規(guī)模、農(nóng)場經(jīng)營年限、社會資本和政府農(nóng)業(yè)補貼等則能夠促進家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率的增長[12-13]；關(guān)于土地規(guī)模對家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率的影響，研究結(jié)論不盡相同，SHENG等[14]研究發(fā)現(xiàn)，土地經(jīng)營規(guī)模對家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率的影響呈正向作用，HELFAND等[15]則認為，兩者之間表現(xiàn)為“U”型關(guān)系。關(guān)于如何提高家庭農(nóng)場的效率，有研究指出要通過引導農(nóng)地有序流轉(zhuǎn)和統(tǒng)籌整治提高農(nóng)地集約高效利用水平，實現(xiàn)土地適度規(guī)模經(jīng)營；有學者建議要重視農(nóng)業(yè)人力資本的培育，促進先進技術(shù)的研發(fā)、運用和推廣，健全農(nóng)業(yè)技術(shù)服務(wù)體系[4-5]；也有研究主張通過調(diào)整農(nóng)業(yè)政策以提高勞動生產(chǎn)率，和改善農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施等外部生產(chǎn)環(huán)境以提高產(chǎn)出水平[7，9]。

現(xiàn)有研究關(guān)于家庭農(nóng)場效率的判斷及其影響因素的分析之所以存在差異，甚至結(jié)論大相徑庭，可能原因在于：第一，現(xiàn)有研究大多基于截面數(shù)據(jù)分析家庭農(nóng)場的效率，而要把握家庭農(nóng)場效率的動態(tài)變化，需要基于面板數(shù)據(jù)對家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率進行研究；不僅如此，由于影響家庭農(nóng)場效率的因素和影響家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率及其構(gòu)成的因素并不是同質(zhì)的[13]，因此，需要基于家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率的視角解析影響家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率及其構(gòu)成的因素的作用。第二，現(xiàn)有研究在計算家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率時通常采用經(jīng)典的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法，基于這一方法計算出的家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率指數(shù)往往存在不具循環(huán)性、可能無解且不允許技術(shù)退步的問題。第三，現(xiàn)有研究在家庭農(nóng)場樣本選擇上，大多采用抽樣的方法，由于各區(qū)域間無論自然條件還是社會經(jīng)濟條件都必然存在著一定的差異，家庭農(nóng)場經(jīng)營類型也會存在一定的差異，家庭農(nóng)場外部異質(zhì)性的存在會影響到全要素生產(chǎn)率及其影響因素的估算結(jié)果。

不難理解，要有效提高家庭農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率，不僅需要有高質(zhì)量的家庭農(nóng)場研究樣本及其可觀察的長期研究數(shù)據(jù)，而且需要選擇合適的研究方法準確計算家庭農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率及其構(gòu)成，并運用可靠的分析工具研究影響家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率及其構(gòu)成的因素的作用，如此才能為有針對性地采取有效措施提供科學依據(jù)。為此，本文做了如下的改進：第一，以較早探索發(fā)展糧食規(guī)?；a(chǎn)且具有十多年發(fā)展歷史的上海松江家庭農(nóng)場為研究對象，并對松江區(qū)2017年登記在冊的全部945戶家庭農(nóng)場進行了問卷調(diào)查，獲取了家庭農(nóng)場2007—2017年的投入、產(chǎn)出數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)時間跨度長，數(shù)據(jù)質(zhì)量較好，能最大限度地控制外部異質(zhì)性對家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率計算及其影響因素分析可能帶來的影響。第二，采用Global Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法計算家庭農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率變化情況，既滿足了循環(huán)性要求又避免了無解且允許技術(shù)退步的存在[16]。不僅如此，還參照RAY和DESLI的分解方法將Global Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)在規(guī)模報酬可變假設(shè)下分解為純效率變化指數(shù)、技術(shù)變化指數(shù)和規(guī)模效率變化指數(shù)[17]，這有助于對家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率指數(shù)進行深入的討論。第三，采用混合Tobit模型綜合考察家庭農(nóng)場主和家庭農(nóng)場特征變量等對家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率及其構(gòu)成的影響，指標體系全面涵蓋了勞動力素質(zhì)、農(nóng)場稟賦因素、土地因素、農(nóng)機作業(yè)因素、制度政策因素等，并據(jù)以提出有針對性的措施。

1 研究區(qū)概況及數(shù)據(jù)來源

上海市松江區(qū)是全國較早探索發(fā)展家庭農(nóng)場的地區(qū)。早在2007年，松江區(qū)政府就發(fā)布了《關(guān)于鼓勵糧食生產(chǎn)家庭農(nóng)場的意見》，大力鼓勵發(fā)展糧食生產(chǎn)型家庭農(nóng)場[18]。經(jīng)過十多年的實踐探索，松江家庭農(nóng)場得到了長足的發(fā)展，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)初步實現(xiàn)由小農(nóng)戶經(jīng)營向家庭農(nóng)場規(guī)?；?jīng)營的轉(zhuǎn)變。2017年4月，由揚州大學、中國人民大學、南京農(nóng)業(yè)大學、南京審計大學師生組成的課題組在松江進行了預(yù)調(diào)查，走訪了松江相關(guān)職能部門和部分家庭農(nóng)場。2017年8月和2018年3月，課題組在松江進行實地問卷調(diào)查，收集登記在冊的945戶家庭農(nóng)場2007—2017年的投入、產(chǎn)出數(shù)據(jù)。需說明的是，有兩戶家庭農(nóng)場缺失了2017年的產(chǎn)出數(shù)據(jù)，但基于樣本數(shù)據(jù)完整性的考慮，筆者保留了這兩戶家庭農(nóng)場其余年份的數(shù)據(jù)。最終得到各類家庭農(nóng)場的樣本數(shù)量為：全部樣本5 181個、純糧食種植型樣本4 177個、其他類型樣本969個①。

2 家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率及其構(gòu)成的測定

2.1 模型設(shè)定

2.2 樣本的描述性統(tǒng)計

家庭農(nóng)場的投入向量包括每公頃的家庭勞動力投入、雇工投入、資本投入和機械投入。家庭勞動力投入用所有家庭農(nóng)場自有勞動力勞作的總天數(shù)表示。雇工投入用家庭農(nóng)場投入的季節(jié)性臨時雇工費用表示。資本投入包括種植糧食作物投入的化肥、有機肥、農(nóng)藥、運雜費及農(nóng)機購置成本③，生豬養(yǎng)殖中投入的水電費、保養(yǎng)修理費、取暖焦炭費等，以及農(nóng)機服務(wù)中投入的燃油費、保養(yǎng)維護費、修理費、水電費等。機械投入是指家庭農(nóng)場購買的農(nóng)機作業(yè)費用，包括糧食生產(chǎn)和培肥地力過程中所購買的機耕、機播、機收等服務(wù)費用④。家庭農(nóng)場的產(chǎn)出用家庭農(nóng)場每公頃的產(chǎn)值表示。家庭農(nóng)場投入和產(chǎn)出的描述性統(tǒng)計見表1。

2.3 家庭農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率

表2匯報了各類家庭農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率指數(shù)及其構(gòu)成的計算結(jié)果。就全部家庭農(nóng)場而言，全要素生產(chǎn)率指數(shù)（MI）為1.077 3，這一數(shù)據(jù)表明，全部農(nóng)場全要素生產(chǎn)率年均增長達到7.73%。進一步地，純效率變化指數(shù)（PEFFCH）為0.998 4，表明其阻礙了全部農(nóng)場全要素生產(chǎn)率的增長；技術(shù)變化指數(shù)（TECHCH）和規(guī)模效率變化指數(shù)（SCH）分別為1.075 0和 1.007 2，表明其促進了全部農(nóng)場全要素生產(chǎn)率的增長。就純糧食種植型家庭農(nóng)場而言，全要素生產(chǎn)率指數(shù)（MI）為1.061 9，表明其全要素生產(chǎn)率年均增長6.19%，略低于全部農(nóng)場；純效率變化指數(shù)（PEFFCH）為0.989 6，略高于全部農(nóng)場，但其仍然阻礙了純糧食種植型農(nóng)場全要素生產(chǎn)率的增長；技術(shù)變化指數(shù)（TECHCH）和規(guī)模效率變化指數(shù)（SCH）分別為1.071 9和1.004 6，均略低于全部家庭農(nóng)場。就其他類型家庭農(nóng)場而言，全要素生產(chǎn)率指數(shù)（MI）為1.081 7，表明其全要素生產(chǎn)率年均增長8.17%，略高于全部農(nóng)場；純效率變化指數(shù)（PEFFCH）、技術(shù)變化指數(shù)（TECHCH）和規(guī)模效率變化指數(shù)（SCH）分別為1.027 9、1.049 0和1.014 0，表明其對其他類型農(nóng)場全要素生產(chǎn)率的增長均有促進作用。

圖1匯報了2007—2017年各類家庭農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率指數(shù)及構(gòu)成的變化情況。

從全部家庭農(nóng)場來看，全要素生產(chǎn)率指數(shù)（MI）在各年均大于1，說明全部農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率連續(xù)10年得到了增長。純效率變化指數(shù)（PEFFCH）圍繞著1上下波動，其中，2009年、2012年、2015年位于較低的水平上。技術(shù)變化指數(shù)（TECHCH）除2008年外均大于1，說明技術(shù)進步在絕大多數(shù)時期都促進了全部農(nóng)場全要素生產(chǎn)率的增長。規(guī)模效率變化指數(shù)（SCH）也圍繞著1上下波動，其中，2016年、2017年規(guī)模效率變化指數(shù)較低。

從純糧食種植型家庭農(nóng)場來看，全要素生產(chǎn)率指數(shù)（MI）除2013年外均大于1，說明純糧食種植型農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率大多數(shù)年份均得到了增長。純效率變化指數(shù)（PEFFCH）圍繞著1上下波動，且大多數(shù)時期小于1。技術(shù)變化指數(shù)（TECHCH）除2013年、2014年外均大于1，說明就總體水平而言，技術(shù)進步促進了純糧食種植型農(nóng)場全要素生產(chǎn)率的增長。規(guī)模效率變化指數(shù)（SCH）在2011年之前均大于1，表明這一階段規(guī)模效率促進了全要素生產(chǎn)率的增長。2011年之后，規(guī)模效率變化指數(shù)除個別年份（2014年）外都小于1，需要引起足夠的重視。

從其他類型家庭農(nóng)場來看，全要素生產(chǎn)率指數(shù)（MI）在各年均大于1，說明其他類型農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率連續(xù)10年得到了增長。純效率變化指數(shù)（PEFFCH）圍繞著1上下波動，并且大多數(shù)年份純效率變化指數(shù)較低。技術(shù)變化指數(shù)（TECHCH）除2016年外均大于1，表明技術(shù)進步成為多年全要素生產(chǎn)率增長的主要來源。規(guī)模效率變化指數(shù)（SCH）僅在2012年和2017年小于1，說明規(guī)模效率對其他類型農(nóng)場全要素生產(chǎn)率的增長起到了促進作用。

3 如何有效地提升家庭農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率

3.1 模型設(shè)定

3.2 計量結(jié)果及分析

利用Stata 16得到的計量結(jié)果見表4和表5。表4和表5中，模型1—模型12的Prob>F均在1%或5%的水平上顯著，說明模型的解釋變量具有較好的顯著性。

表4中的模型1是對全部樣本家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率指數(shù)影響因素的估計結(jié)果。模型結(jié)果顯示，家庭農(nóng)場主的特征變量中，是否有農(nóng)業(yè)從業(yè)經(jīng)歷和是否有農(nóng)機駕駛證分別在5%和1%的水平上顯著，且正向影響家庭農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率指數(shù)。家庭農(nóng)場的特征變量中，土地經(jīng)營權(quán)合同年限和是否購買農(nóng)機作業(yè)分別在5%和1%的水平上顯著，且正向影響家庭農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率指數(shù)。表4中的模型2—模型4是對全部樣本家庭農(nóng)場純效率變化指數(shù)、技術(shù)變化指數(shù)和規(guī)模變化指數(shù)影響因素的估計結(jié)果。從家庭農(nóng)場主的特征變量來看，是否有農(nóng)業(yè)從業(yè)經(jīng)歷正向影響純效率變化指數(shù)?？赡艿脑蚴牵S著時間的推移，有農(nóng)業(yè)從業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)場主會更容易發(fā)揮好“干中學”的經(jīng)驗并持續(xù)提高純效率[13]，進而有利于提升家庭農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率。是否有農(nóng)機駕駛證正向影響純效率變化指數(shù)、技術(shù)變化指數(shù)和規(guī)模效率變化指數(shù)?？赡艿脑蚴?，有農(nóng)機駕駛證的農(nóng)場主更易使用機械和掌握技術(shù)，有更強的經(jīng)營管理能力，從而能從整體上促進全要素生產(chǎn)率的增長。從家庭農(nóng)場的特征變量來看，是否是純糧食種植型在模型2中顯著為負，在模型3中顯著為正，這說明只種植糧食作物一方面不利于提高純效率，另一方面又有利于長期的技術(shù)進步。土地經(jīng)營權(quán)合同年限在模型3中顯著為負，在模型4中顯著為正，這意味著其負向影響技術(shù)變化指數(shù)的同時也正向影響規(guī)模效率變化指數(shù)，并且其對規(guī)模效率變化指數(shù)的正向影響更大，因此，更加穩(wěn)定的土地經(jīng)營權(quán)有利于優(yōu)化家庭農(nóng)場的規(guī)模進而促進其全要素生產(chǎn)率的增長[22]。經(jīng)營土地面積在模型2和模型3中均顯著為負，表明經(jīng)營土地面積負向影響純效率變化指數(shù)和技術(shù)變化指數(shù)；該變量及其平方項在模型4中分別顯著為正和顯著為負，表明經(jīng)營土地面積與規(guī)模效率變化指數(shù)呈倒“U”型的關(guān)系，說明規(guī)模適中的農(nóng)場更容易獲得較高的規(guī)模效率[23]。是否購買農(nóng)機作業(yè)在模型3和模型4中均顯著為正，說明其正向影響技術(shù)變化指數(shù)和規(guī)模效率變化指數(shù)，可能的原因在于，松江區(qū)建立了機農(nóng)互助點、農(nóng)機合作社、村集體服務(wù)隊的農(nóng)機作業(yè)服務(wù)網(wǎng)絡(luò)，家庭農(nóng)場可以極為便捷地購買農(nóng)機作業(yè)服務(wù)[1]，因此對大型農(nóng)機不投入或少量投入可以長期有效地減少成本、優(yōu)化規(guī)模并避免技術(shù)退步。單位面積種糧補貼正向影響純效率變化指數(shù)的同時也負向影響技術(shù)變化指數(shù)和規(guī)模效率變化指數(shù)。可能的原因在于，農(nóng)業(yè)補貼一方面能夠改善農(nóng)場的收入，提高經(jīng)營者的生產(chǎn)積極性，另一方面也可能會減弱經(jīng)營者追求技術(shù)進步的努力程度[21]。此外，村人均收入負向影響純效率變化指數(shù)，但并沒有顯著影響到家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率的增長。

表5中的模型5是對純糧食種植型家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率指數(shù)影響因素的估計結(jié)果。模型結(jié)果顯示，家庭農(nóng)場主的特征變量中，是否有農(nóng)業(yè)從業(yè)經(jīng)歷在10%的水平上顯著，且正向影響純糧食種植型農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率指數(shù)。家庭農(nóng)場的特征變量中，土地經(jīng)營權(quán)合同年限在5%的水平上顯著，且正向影響純糧食種植型農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率指數(shù)；單位面積種糧補貼在5%的水平上顯著，且負向影響純糧食種植型農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率指數(shù)。表5中的模型6—模型8是對純糧食種植型家庭農(nóng)場純效率變化指數(shù)、技術(shù)變化指數(shù)和規(guī)模變化指數(shù)影響因素的估計結(jié)果。從家庭農(nóng)場主的特征變量來看，年齡與技術(shù)變化指數(shù)呈倒“U”型關(guān)系，受教育年限負向影響技術(shù)變化指數(shù)，但二者對純糧食種植型農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率指數(shù)并沒有顯著影響。是否有農(nóng)業(yè)從業(yè)經(jīng)歷正向影響規(guī)模效率變化指數(shù)，這說明純糧食種植型農(nóng)場主能夠根據(jù)從事農(nóng)業(yè)的經(jīng)驗把握好糧食種植規(guī)模，進而有利于其全要素生產(chǎn)率的增長。是否有農(nóng)機駕駛證正向影響純效率變化指數(shù)，這說明純糧食種植型農(nóng)場主具有農(nóng)機駕駛證有利于長期改善純效率。從家庭農(nóng)場的特征變量來看，土地經(jīng)營權(quán)合同年限在模型6和模型8中均顯著為正，表明穩(wěn)定的土地經(jīng)營權(quán)有利于長期提高純糧食種植型農(nóng)場的純效率和規(guī)模效率[24]，進而很好地促進了其全要素生產(chǎn)率的增長。經(jīng)營土地面積在模型6中顯著為負，說明擴大規(guī)模不利于改善純糧食種植型農(nóng)場的效率；該變量和其平方項在模型7分別顯著為負和顯著為正，說明較小和較大的經(jīng)營規(guī)模更有利于純糧食種植型農(nóng)場的技術(shù)進步。是否購買農(nóng)機作業(yè)負向影響純效率變化指數(shù)，但同時也正向影響其規(guī)模效率變化指數(shù)。單位面積種糧補貼正向影響純效率變化指數(shù)和技術(shù)變化指數(shù)，同時也負向影響規(guī)模效率變化指數(shù)。此外，村人均收入負向影響純糧食種植型農(nóng)場的純效率變化指數(shù)，但并沒有顯著影響到其全要素生產(chǎn)率的增長。

表5中的模型9是對其他類型家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率指數(shù)影響因素的估計結(jié)果。模型結(jié)果顯示，家庭農(nóng)場主的特征變量中，是否有農(nóng)業(yè)從業(yè)經(jīng)歷在5%的水平上顯著，且正向影響其他類型農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率指數(shù)。家庭農(nóng)場的特征變量中，是否購買農(nóng)機作業(yè)在1%的水平上顯著，且正向影響其他類型農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率指數(shù)。表5中的模型10—模型12是對其他類型家庭農(nóng)場純效率變化指數(shù)、技術(shù)變化指數(shù)和規(guī)模變化指數(shù)影響因素的估計結(jié)果。從家庭農(nóng)場主的特征變量來看，是否有農(nóng)業(yè)從業(yè)經(jīng)歷正向影響其他類型農(nóng)場的規(guī)模效率變化指數(shù)，這說明其他類型家庭農(nóng)場主從事農(nóng)業(yè)的經(jīng)驗?zāi)軌驇椭浒盐蘸棉r(nóng)場的適度規(guī)模，從而有利于長期改善農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率。從家庭農(nóng)場的特征變量來看，經(jīng)營土地面積負向影響其他類型農(nóng)場的純效率變化指數(shù)。是否購買農(nóng)機作業(yè)正向影響其他類型農(nóng)場的技術(shù)變化指數(shù)和規(guī)模效率變化指數(shù)，可能的原因在于，在松江農(nóng)機作業(yè)服務(wù)網(wǎng)絡(luò)十分便利的條件下，其他類型農(nóng)場部分購買農(nóng)機服務(wù)與部分購買農(nóng)機相結(jié)合既能避免技術(shù)退步，又能提高規(guī)模效率水平，進而能從整體上促進其全要素生產(chǎn)率的增長。此外，村人均收入正向影響其他類型農(nóng)場的技術(shù)變化指數(shù)，說明村人均收入越高越能促進整個村農(nóng)場的技術(shù)進步，但其并沒有對全要素生產(chǎn)率的增長起作用。

3.3 如何更有效地提高家庭農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率

現(xiàn)根據(jù)計量估計結(jié)果進一步討論如何更有效地提高家庭農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率。

第一，反映勞動力素質(zhì)的農(nóng)場主是否有農(nóng)業(yè)從業(yè)經(jīng)歷和是否有農(nóng)機駕駛證這兩個變量都正向影響全部家庭農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率指數(shù)，并且農(nóng)場主是否有農(nóng)業(yè)從業(yè)經(jīng)歷正向影響純糧食種植型和其他類型家庭農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率指數(shù)，這表明較高的家庭農(nóng)場勞動力素質(zhì)有利于促進其全要素生產(chǎn)率的增長。這一結(jié)論與張德元等[25]的研究結(jié)論在本質(zhì)上一致，他們的研究表明，經(jīng)營者的管理經(jīng)驗和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技能有利于提高家庭農(nóng)場的經(jīng)營績效。因此，要提升家庭農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率，就應(yīng)該重視家庭農(nóng)場勞動力素質(zhì)的提高。為此，一方面可以鼓勵或優(yōu)先選擇具有農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營經(jīng)驗的農(nóng)戶家庭經(jīng)營家庭農(nóng)場，另一方面可以通過培訓和技術(shù)指導提高經(jīng)營者對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的認知水平和對現(xiàn)有技術(shù)、資源的利用水平。

第二，反映土地經(jīng)營權(quán)穩(wěn)定性的土地經(jīng)營權(quán)合同年限正向影響全部和純糧食種植型家庭農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率指數(shù)，這說明較強的土地經(jīng)營權(quán)穩(wěn)定性有利于促進家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率的增長。鄒偉等[26]的研究結(jié)論表明穩(wěn)定的經(jīng)營權(quán)有利于提高農(nóng)戶貸款的可能性。說明家庭農(nóng)場簽訂較長的經(jīng)營權(quán)合同年限，有助于家庭農(nóng)場形成長期穩(wěn)定的經(jīng)營預(yù)期。因此，為提升家庭農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率，就必須切實保障好家庭農(nóng)場的土地經(jīng)營權(quán)，賦予長期穩(wěn)定經(jīng)營的家庭農(nóng)場優(yōu)先續(xù)約土地經(jīng)營的權(quán)利。

第三，體現(xiàn)農(nóng)機社會化服務(wù)水平的是否購買農(nóng)機作業(yè)變量正向影響全部和其他類型家庭農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率指數(shù)，這說明較高的農(nóng)機社會化服務(wù)水平有利于促進家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率的增長。張麗等[27]的研究也證實了農(nóng)機作業(yè)服務(wù)能起到促進糧食全要素生產(chǎn)率增長的作用。說明良好的農(nóng)機社會化服務(wù)體系能夠提高農(nóng)機作業(yè)服務(wù)效率，幫助缺乏大型農(nóng)機的家庭農(nóng)場有效實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營并避免技術(shù)退步。因此，提升家庭農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率應(yīng)不斷完善農(nóng)機社會化服務(wù)體系，力爭為家庭農(nóng)場提供效率高、質(zhì)量好的農(nóng)機作業(yè)服務(wù)。

第四，盡管土地經(jīng)營規(guī)模對所有類型家庭農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率指數(shù)沒有影響，但土地經(jīng)營規(guī)模過大不利于各類型家庭農(nóng)場提高純效率，而且對于全部家庭農(nóng)場而言，中等的土地經(jīng)營規(guī)模更有利于提高規(guī)模效率。盡管韓朝華[28]的研究發(fā)現(xiàn)發(fā)達國家的一些實證研究表明大規(guī)模家庭農(nóng)場的效率往往優(yōu)于小規(guī)模家庭農(nóng)場的效率，但黃宗智[29]指出“大而粗”的經(jīng)營方式并不適合我國的國情，冀縣卿等[21] 和欒健等[30]的研究也分別發(fā)現(xiàn)，在我國中等規(guī)模的水稻種植家庭農(nóng)場和小麥規(guī)模種植戶的技術(shù)效率更高。因此，為避免家庭農(nóng)場無效率的規(guī)模擴張而導致全要素生產(chǎn)率的下降，中國的家庭農(nóng)場應(yīng)該走適度規(guī)模經(jīng)營之路，要根據(jù)家庭農(nóng)場的實際合理確定規(guī)模和配置資源。

第五，單位面積種糧補貼負向影響純糧食種植型家庭農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率指數(shù)，這說明種糧補貼沒有真正發(fā)揮促進全要素生產(chǎn)率提高的作用。種糧補貼一方面能降低家庭農(nóng)場的生產(chǎn)成本，廣泛地刺激經(jīng)營者學習和使用先進的種糧技術(shù)來提高純效率，另一方面又可能導致經(jīng)營者單純?yōu)榱双@得現(xiàn)金補貼而擴大規(guī)模。這一結(jié)論與劉同山等[31]的研究結(jié)論一致，他們的研究發(fā)現(xiàn)政府補貼一方面有助于提高家庭農(nóng)場總的凈收益和人均的凈收益，另一方面也會促使家庭農(nóng)場經(jīng)營的土地面積超過合理范圍而粗放經(jīng)營，導致農(nóng)場效率降低。因此，提升家庭農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率應(yīng)有針對性地采取多樣有效的補貼政策，既要通過補貼降低家庭農(nóng)場的生產(chǎn)成本，創(chuàng)新和使用先進的農(nóng)業(yè)技術(shù)，還要根據(jù)當?shù)氐膶嶋H制定補貼規(guī)模的上限標準，避免刺激家庭農(nóng)場單純?yōu)楂@得補貼而盲目擴張規(guī)模。

4 結(jié)論與啟示

本文利用上海市松江區(qū)5 181個家庭農(nóng)場樣本2007—2017年的投入、產(chǎn)出數(shù)據(jù)計算家庭農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率，離析出影響家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率的關(guān)鍵因素，據(jù)以提出有針對性的措施。研究結(jié)果表明：其一，雖然松江家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率增長速度較快，但仍然存在一定的提升空間。2007—2017年，全部家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率指數(shù)為1.077 3，其中，純效率變化指數(shù)為0.998 4、技術(shù)變化指數(shù)為1.075 0、規(guī)模效率變化指數(shù)為1.007 2；純糧食種植型家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率指數(shù)為1.061 9，純效率變化指數(shù)為0.989 6，技術(shù)變化指數(shù)為1.071 9、規(guī)模效率變化指數(shù)為1.004 6；其他類型家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率指數(shù)為1.081 7，其中，純效率變化指數(shù)、技術(shù)變化指數(shù)和規(guī)模效率變化指數(shù)分別為1.027 9、1.049 0和1.014 0。其二，總體水平上，農(nóng)場主是否有農(nóng)業(yè)從業(yè)經(jīng)歷、是否有農(nóng)機駕駛證、土地經(jīng)營權(quán)合同年限、是否購買農(nóng)機作業(yè)正向影響全部家庭農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率，但不同類型家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率的影響因素存在差異。農(nóng)場主是否有農(nóng)業(yè)從業(yè)經(jīng)歷、土地經(jīng)營權(quán)合同年限正向影響，單位面積種糧補貼負向影響純糧食種植型農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率；農(nóng)場主是否有農(nóng)業(yè)從業(yè)經(jīng)歷、是否購買農(nóng)機作業(yè)正向影響其他類型農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率。

基于以上研究結(jié)論，得出如下啟示：（1）即使在松江這樣一個農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平較高、家庭農(nóng)場發(fā)展較早的地區(qū)，家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率的提升仍然存在一定的空間。（2）有效提高家庭農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率可從以下幾個方面著手：提高家庭農(nóng)場勞動力素質(zhì)，注重經(jīng)營者的經(jīng)驗積累和技能培訓；切實保障好家庭農(nóng)場的土地經(jīng)營權(quán)，賦予長期穩(wěn)定的經(jīng)營者優(yōu)先續(xù)約土地經(jīng)營的權(quán)利；健全農(nóng)機社會化服務(wù)體系，提高農(nóng)機作業(yè)服務(wù)的效率和質(zhì)量；引導家庭農(nóng)場走適度規(guī)模經(jīng)營之路；有針對性地制定多樣化的農(nóng)業(yè)補貼政策，盡可能發(fā)揮農(nóng)業(yè)補貼促進家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率提升的作用。

本文利用松江家庭農(nóng)場2007—2017年的數(shù)據(jù)，探討如何有效提高家庭農(nóng)場的全要素生產(chǎn)率，未來將對松江家庭農(nóng)場做跟蹤研究，以進一步考察家庭農(nóng)場全要素生產(chǎn)率的變動趨勢。

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How to Effectively Improve the Total Factor Productivity of Family Farms： An Empirical Analysis Based on Survey Data of Family Farms in Songjiang， Shanghai

LI Youyi1， QIAN Zhonghao1，2

（1. College of Public Administration， Nanjing Agricultural University， Nanjing 210095， China； 2. Business School， Yangzhou University， Yangzhou 225127， China）

Abstract： The purposes of this study are to measure total factor productivity and to analyze its influencing factors， to propose effective measures for improving total factor productivity of family farms， based on the survey data in Songjiang， Shanghai. The research methods of Global Malmquist and pooled Tobit model are employed. The results show that： 1） between 2007 and 2017， the total factor productivity index of all family farms was 1.077 3. In particular， the pure efficiency change index was 0.998 4， the technical change index was 1.075 0， and the scale efficiency change index was 1.007 2. The total factor productivity index of pure grain farms was 1.061 9. In particular， the pure efficiency change index was 0.989 6， the technical change index was 1.071 9， and the scale efficiency change index was 1.004 6. The total factor productivity index of other types of family farms was 1.081 7. In particular， the pure efficiency change index， technical change index and scale efficiency change index were 1.027 9， 1.049 0 and 1.014 0， respectively. 2） In general， farm owners experience in farming， a machinery driving license， the contract period of land operational rights and purchasing machinery operations positively affect the total factor productivity of all family farms. However， there are differences in the factors of total factor productivity of different types of family farms. In conclusion， although the growth rate of total factor productivity of family farms in Songjiang is high， it still remains to be improved. Therefore， it is necessary to improve the quality of family farm labor， effectively protect the land operational rights of family farms， improve the agricultural machinery service system， guide family farms to operate on an appropriate scale， and formulate diversified agricultural subsidy policies in targeted manners.

Key words： land economy； family farm； total factor productivity

（本文責編：陳美景）

①資料來源：中華人民共和國農(nóng)業(yè)農(nóng)村部，http：//www.moa.gov.cn/govpublic/NCJJTZ/201810/t20181023_6161286.htm。

②資料來源：中華人民共和國農(nóng)業(yè)農(nóng)村部，http：//www.moa.gov.cn/nybgb/2020/202003/202004/t20200423_6342187.htm。

①松江家庭農(nóng)場大體上可分為純糧食種植型、種養(yǎng)結(jié)合型（既種植糧食作物又養(yǎng)殖生豬）、機農(nóng)一體型（既種植糧食作物，又購買機械并提供農(nóng)機作業(yè)服務(wù)）和三位一體型（既種植糧食作物又養(yǎng)殖生豬且購買機械并提供農(nóng)機作業(yè)服務(wù)）4類。本文中，將純糧食種植型家庭農(nóng)場劃為一類，將種養(yǎng)結(jié)合型、機農(nóng)一體型和三位一體型劃為其他類型。

②限于篇幅，推導過程未給出，感興趣的讀者可與筆者聯(lián)系。

③農(nóng)機購置成本已按年份折舊。

④松江區(qū)建有完備的“引、繁、供”良種繁育體系，政府每年4月底前免費供種給家庭農(nóng)場，良種覆蓋率達100%；從2007年開始，松江區(qū)由政府負責農(nóng)田水利排灌設(shè)施、生產(chǎn)輔助設(shè)施和設(shè)備等農(nóng)田基礎(chǔ)設(shè)施的日常維護和管理。基于松江的實際情況，模型中沒有包括良種投入和基礎(chǔ)設(shè)施投入這兩個變量。

①變量是否是純糧食種植型家庭農(nóng)場將應(yīng)用于全部樣本的回歸模型中，變量是否是機農(nóng)一體型家庭農(nóng)場將應(yīng)用于其他類型樣本的回歸模型中。