侯國慶，馬驥

(1. 中國農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京，100083；2. 內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，內(nèi)蒙古呼和浩特，010019)

不同受教育水平農(nóng)戶的畜禽養(yǎng)殖規(guī)模差異分析

侯國慶1,2，馬驥1

(1. 中國農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京，100083；2. 內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，內(nèi)蒙古呼和浩特，010019)

為了解不同文化程度農(nóng)戶畜禽養(yǎng)殖規(guī)模的差異問題，運用無條件分位數(shù)回歸與FEL差異分解方法，利用全國7個省份蛋雞規(guī)?；B(yǎng)殖戶調(diào)研數(shù)據(jù)展開了實證研究。結(jié)果表明：高中以下、高中及以上兩類受教育水平農(nóng)戶的經(jīng)營規(guī)模間存在明顯差異，且差異在整體規(guī)模分布上呈上升趨勢；兩類農(nóng)戶的養(yǎng)殖規(guī)模受到不同決策機(jī)制的制約；農(nóng)戶的資源稟賦和外部環(huán)境對差異具有一定影響，但教育水平分割是造成差異的主要原因。據(jù)此，提出針對不同受教育水平農(nóng)戶采取差異化的規(guī)模化養(yǎng)殖發(fā)展政策，以多種方式提升農(nóng)村教育水平，并在現(xiàn)階段重點推動高中教育在農(nóng)村中的普及，以及加快土地流轉(zhuǎn)、加強(qiáng)規(guī)?；B(yǎng)殖的政策扶持與農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣的政策建議。

教育水平；養(yǎng)殖規(guī)模；差異；無條件分位數(shù)回歸；FEL差異分解

一、引言

現(xiàn)階段，規(guī)模化經(jīng)營已成為中國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展的重要特征[1]。而鑒于家庭經(jīng)營在我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的基礎(chǔ)性地位，農(nóng)戶的規(guī)?；?jīng)營問題對于我國農(nóng)業(yè)的整體規(guī)?；l(fā)展具有重要影響。目前，盡管眾多研究已指出適度規(guī)模經(jīng)營在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的必要性，但鑒于農(nóng)戶小規(guī)模、分散式的經(jīng)營現(xiàn)狀，如何推動農(nóng)戶的規(guī)?；?jīng)營依然具有重要的研究價值和現(xiàn)實意義。

近年來，隨著我國農(nóng)村教育投入的不斷加大，農(nóng)村勞動力受教育水平逐步提高，教育水平的變化與農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模間的關(guān)系日益引起了學(xué)者們的廣泛關(guān)注。從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，首先，部分學(xué)者從人力資本的角度認(rèn)為，農(nóng)民受教育水平的改善使農(nóng)村的人力資本存量獲得了提升，有助于農(nóng)戶生產(chǎn)技術(shù)的改進(jìn)與管理能力的提高，從而構(gòu)建了農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營發(fā)展的關(guān)鍵要素[2,3]。其次，部分研究從生產(chǎn)資料配置的角度發(fā)現(xiàn)，較高的受教育水平使得農(nóng)戶對于新型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)、知識具備了更強(qiáng)的接受能力，其擴(kuò)大經(jīng)營規(guī)模的意愿更為強(qiáng)烈，會更多地選擇流入土地；而較高的受教育水平又促使部分農(nóng)戶從事非農(nóng)就業(yè)，其更愿意將土地流出。因此，教育水平的提高推動了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的集中，為規(guī)?；?jīng)營的發(fā)展創(chuàng)造了有利的條件[5]。此外，學(xué)者們還通過對國內(nèi)外農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營情況的研究，實證了教育水平在推動規(guī)模化經(jīng)營發(fā)展過程中的積極作用[5-7]?？傮w來看，現(xiàn)有文獻(xiàn)已肯定了教育水平對農(nóng)戶規(guī)?；?jīng)營的重要影響。

然而，值得思考的是在我國從傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵時期，農(nóng)戶內(nèi)部不同受教育水平的群體在經(jīng)營規(guī)模上是否存在差異？如果存在，那么差異在整體規(guī)模分布層面的變化趨勢是怎樣的？不同文化程度群體的經(jīng)營規(guī)模決策機(jī)制是否存在差異？教育水平分割在農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模差異中發(fā)揮了怎樣的作用？這些問題的回答，對于充分了解不同受教育水平農(nóng)戶的經(jīng)營規(guī)模差異，進(jìn)而為相關(guān)政策的制定與出臺提供決策依據(jù)，推動我國農(nóng)戶規(guī)?；?jīng)營發(fā)展具有重要的意義。但從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，鮮有學(xué)者在此方面展開具體研究。為此，本文擬以我國蛋雞規(guī)?；B(yǎng)殖戶為例，利用2015年全國7個雞蛋主產(chǎn)省份的規(guī)?；B(yǎng)殖戶微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，開展以下工作：①分析不同受教育水平群體在經(jīng)營規(guī)模上的差異，以及差異在整體規(guī)模分布上的變化；②采用Firpo等提出的無條件分位數(shù)回歸方法[8]，考察不同受教育水平群體經(jīng)營規(guī)模的影響因素在整體規(guī)模分布上的差異；③利用FEL差異分解方法，從不同受教育水平的農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模差異角度測度教育水平的分割效應(yīng)。

二、理論分析

(一) 農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營的理論分析

從規(guī)模報酬理論角度來看，大量研究發(fā)現(xiàn)，由于當(dāng)前我國農(nóng)戶小規(guī)模、分散式的經(jīng)營模式，其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)仍處于規(guī)模報酬遞增階段。因此，當(dāng)農(nóng)戶的生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模擴(kuò)大，各類投入要素的數(shù)量同比例增加時，產(chǎn)量增加的比例將大于要素投入的增加比例，即農(nóng)業(yè)產(chǎn)出將獲得較快增加，農(nóng)產(chǎn)品供給獲得了有效的保障，而這也正是我國政府推動農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營發(fā)展的目的所在[9]。然而，從農(nóng)戶角度來看，其從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的目標(biāo)并不是追求產(chǎn)量的最大化，而是實現(xiàn)家庭經(jīng)濟(jì)收益的增加。因此，以產(chǎn)量為目標(biāo)的規(guī)模報酬理論不再適用于農(nóng)戶視角下的規(guī)模化經(jīng)營分析，現(xiàn)有研究轉(zhuǎn)而利用規(guī)模經(jīng)濟(jì)理論分析了規(guī)?；?jīng)營對于農(nóng)戶增收的重要作用。許慶等、李文明等的研究發(fā)現(xiàn)，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，即隨著經(jīng)營規(guī)模的擴(kuò)大，單位農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)成本呈現(xiàn)遞減趨勢[10-11]。這表明，通過擴(kuò)大經(jīng)營規(guī)模，農(nóng)戶能夠利用成本的降低以獲得更高的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收益，從而達(dá)到增收的目標(biāo)。因此，農(nóng)戶自身具備擴(kuò)大農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模的內(nèi)在經(jīng)濟(jì)驅(qū)動力。

(二) 教育水平對農(nóng)戶畜禽養(yǎng)殖規(guī)模的影響機(jī)制

在畜禽規(guī)?；B(yǎng)殖的發(fā)展過程中，農(nóng)戶的受教育水平發(fā)揮著重要的影響作用。一方面，現(xiàn)代畜禽養(yǎng)殖業(yè)的規(guī)模化經(jīng)營有別于傳統(tǒng)畜禽養(yǎng)殖模式，其主要依靠先進(jìn)養(yǎng)殖技術(shù)、設(shè)備的運用，在提高生產(chǎn)效率的前提下實現(xiàn)養(yǎng)殖規(guī)模的擴(kuò)大，而不是單純依賴于養(yǎng)殖勞動力的增加，在重復(fù)低效率傳統(tǒng)人工飼養(yǎng)模式的基礎(chǔ)上增加養(yǎng)殖數(shù)量。因此，農(nóng)戶的受教育水平越高，其越易于接受和掌握新型養(yǎng)殖技術(shù)，更具備發(fā)展現(xiàn)代畜禽規(guī)模化養(yǎng)殖的能力。同時，較高的受教育水平使農(nóng)戶能夠更為熟練地通過網(wǎng)絡(luò)等新型媒體有效獲取相關(guān)養(yǎng)殖技術(shù)等信息，提高農(nóng)戶的信息搜尋與獲取能力[12]，為發(fā)展規(guī)?；B(yǎng)殖創(chuàng)造有利的條件。另一方面，受教育水平也構(gòu)成對個體未來能力與風(fēng)險預(yù)期的重要影響，農(nóng)戶的受教育水平越高，其對于未來規(guī)?；B(yǎng)殖發(fā)展能力的預(yù)期水平也越高，從而越有利于形成良好的從事規(guī)?；B(yǎng)殖的心理基礎(chǔ)[13]。

(三) 農(nóng)戶畜禽養(yǎng)殖規(guī)模的制約因素分析

農(nóng)戶的畜禽養(yǎng)殖規(guī)模不僅受到其自身文化程度的重要影響，同時還受到其他因素的制約。從傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)角度來看，農(nóng)戶作為“理性經(jīng)濟(jì)人”，其從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的目的是追求利潤的最大化，并以此對生產(chǎn)要素進(jìn)行配置以實現(xiàn)帕累托最優(yōu)[14]。但也有學(xué)者提出了不同的觀點，認(rèn)為農(nóng)戶在從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的過程中并非是為了獲得收益的最大化，而主要是在追求家庭對農(nóng)產(chǎn)品的需求與農(nóng)業(yè)勞動投入辛苦程度之間的平衡[15]。此外，部分來自心理學(xué)研究領(lǐng)域的經(jīng)驗發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶的生產(chǎn)行為不一定是追求決策的最優(yōu)化，而可能是為了尋求自我價值的體現(xiàn)和社會認(rèn)同感。綜上，有學(xué)者提出農(nóng)戶的生產(chǎn)經(jīng)營決策具有理性與非理性，經(jīng)濟(jì)目標(biāo)與非經(jīng)濟(jì)目標(biāo)并存的特點[16]。因此，農(nóng)戶對于經(jīng)營規(guī)模的決策不僅受制于其個人與家庭特征的影響，還受到農(nóng)業(yè)經(jīng)營特征和外部環(huán)境等決策環(huán)境因素的制約。

三、數(shù)據(jù)來源及統(tǒng)計分析

(一) 數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來源于國家蛋雞產(chǎn)業(yè)技術(shù)體系產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究室于2015年7月在全國開展的蛋雞規(guī)?；B(yǎng)殖戶調(diào)研。此次調(diào)查涵蓋了遼寧、山東、河北、河南、陜西、湖北和四川等中國7個雞蛋主產(chǎn)省份，共涉及25個市、45個縣。調(diào)查采取隨機(jī)抽樣模式，對調(diào)研地區(qū)的大規(guī)模、中等規(guī)模和小規(guī)模養(yǎng)殖戶分別進(jìn)行了樣本戶的抽取，通過一對一入戶調(diào)查的方式，共獲得有效樣本678份。其中，高中以下受教育水平和高中及以上受教育水平的農(nóng)戶樣本分別占到總樣本的75.37%和24.63%。

(二) 數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析

近20年來，我國農(nóng)村居民受教育水平已有較大提高，平均每百個農(nóng)村勞動力小學(xué)以上文化程度的比例從1990年的40.41%增長至2012年的68.63%，增幅達(dá)到28.22%。但是，農(nóng)村居民受教育水平整體偏低的狀況依然存在。根據(jù)2015年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》公布的最近年份的數(shù)據(jù)顯示，截至2012年，農(nóng)村平均每百個勞動力初中以下文化程度的比例為31.37%、初中文化程度的比例為53.03%、高中及以上文化程度的比例為15.6%?？梢?，初中及以下文化水平在農(nóng)戶中占據(jù)絕大多數(shù)，高中及以上受教育程度在農(nóng)村中相對而言屬于較高的文化水平。因此，本文將農(nóng)戶分為高中以下、高中及以上兩類受教育水平群體，重點分析這兩類群體的規(guī)?；?jīng)營差異問題。

從表1中可以發(fā)現(xiàn)，高中及以上受教育水平農(nóng)戶的蛋雞養(yǎng)殖規(guī)模明顯大于高中以下受教育水平農(nóng)戶，兩類農(nóng)戶的蛋雞存欄規(guī)模均值相差達(dá)2.41倍。從不同規(guī)模分布區(qū)間來看，隨著規(guī)模分位數(shù)的提高，高中及以上受教育水平農(nóng)戶的蛋雞存欄規(guī)模增長速度明顯快于高中以下受教育水平農(nóng)戶，兩類農(nóng)戶蛋雞存欄規(guī)模的差距不斷增大。

表1 2015年不同受教育水平農(nóng)戶蛋雞存欄規(guī)模差異

由于核密度估計方法不需要事先知道數(shù)據(jù)分布的有關(guān)信息，能夠直接從數(shù)據(jù)自身獲取到其分布特征，避免了人為設(shè)定參數(shù)所可能導(dǎo)致的偏誤。因此，本文利用核密度圖對樣本數(shù)據(jù)做了進(jìn)一步的分析。

根據(jù)圖1可以發(fā)現(xiàn)：(1)高中及以上文化的農(nóng)戶存欄規(guī)模曲線較高中以下文化的農(nóng)戶存欄規(guī)模曲線右移，說明兩類農(nóng)戶間存欄規(guī)模因教育水平的不同存在差異。(2)在規(guī)模較小的位置，高中以下文化的農(nóng)戶存欄規(guī)模分布密度更大，表明受教育程度低的農(nóng)戶中存在著更多的小規(guī)模養(yǎng)殖戶；而在規(guī)模較大的位置，高中及以上文化的農(nóng)戶存欄規(guī)模分布密度更大，表明受教育程度高的農(nóng)戶中存在著更多的大規(guī)模養(yǎng)殖戶。(3)高中以下文化的農(nóng)戶存欄規(guī)模曲線離散程度較低，說明此類農(nóng)戶的養(yǎng)殖規(guī)模較為集中；而高中及以上文化的農(nóng)戶存欄規(guī)模曲線離散程度較高，意味著其養(yǎng)殖規(guī)模相對較為分散。

圖1 農(nóng)戶蛋雞存欄規(guī)模核密度估計

四、模型設(shè)定與變量選取

(一) 模型設(shè)定

1. 非條件分位數(shù)回歸模型(unconditional quantile regression，UQR)

目前，越來越多的研究者希望了解各因素對被解釋變量在不同分布下的異質(zhì)性作用，而不僅僅是自變量對于因變量的條件期望的影響。因此，自Koenker與Bassett提出條件分位數(shù)回歸(conditional quantile regression，CQR)方法以來[17]，其已被廣泛地應(yīng)用于社會經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的相關(guān)研究。CQR回歸解釋了當(dāng)X=x的個體組成的群體Y分布在θ分位數(shù)的影響，但通常我們需要考察的是X對于被解釋變量Y無條件分布在θ分位數(shù)的影響，相當(dāng)于計算無條件分位數(shù)的偏效應(yīng)(unconditional quantile partial effects，UQPE)，而條件分位數(shù)回歸方法無法實現(xiàn)這一目的。為此，F(xiàn)irpo等基于影響函數(shù)(influence function，IF)的概念，進(jìn)一步構(gòu)建了求解UQPE的方法[8]，其函數(shù)公式如式(1)所示：

式中：RIF(Qθ,y,FY)為FY在θ分位數(shù)對應(yīng)的再中心化影響函數(shù)，其表達(dá)式如式(2)所示：

式中：Qθ是Y的無條件分位數(shù)，且滿足FY(Qθ)=θ，Y的密度函數(shù)為fY。通過條件期望迭代法與虛擬的無窮小平移變換法對式(2)進(jìn)行變化后，最終可以獲得X對于Y無條件分布在θ分位數(shù)位置的邊際效應(yīng)，即無條件分位數(shù)的偏效應(yīng)(UQPE)，如式(3)所示：

2. FEL差異分解方法

相比較傳統(tǒng)的Oaxaca-Blinder均值差異分解方法，F(xiàn)EL分解以無條件分位數(shù)回歸模型為基礎(chǔ)，能夠反映出整體分布上的差異分解情況。Firpo等[8]利用DiNardo等[18]提出的重置權(quán)重函數(shù)(reweighting function)通過構(gòu)造反事實分布將兩群體間的差異分解為構(gòu)成效應(yīng)與結(jié)構(gòu)效應(yīng)，并在此基礎(chǔ)上利用對分布統(tǒng)計量的再中心化影響函數(shù)回歸，將上述兩個效應(yīng)具體劃分到了每個協(xié)變量上，其分解過程如式(4)：

式(4)中：Fj表示高中以下受教育水平農(nóng)戶的經(jīng)營規(guī)模分布，F(xiàn)s表示高中及以上受教育水平農(nóng)戶的經(jīng)營規(guī)模分布，F(xiàn)c為反事實規(guī)模分布函數(shù)，v是描述分布在F上的統(tǒng)計量，記為ve=v(Fe)，D為Yj與Ys兩類農(nóng)戶的無條件分布差異。公式右側(cè)第一項為規(guī)模結(jié)構(gòu)效應(yīng)，第二項為構(gòu)成效應(yīng)。

在獲得v(Fj)、v(Fs)與v(Fc)的基礎(chǔ)上，利用再中心化影響函數(shù)(RIF)獲得式(5)后，由于RIF回歸滿足參數(shù)線性，因此可以獲得式(6)，并能夠使用類似Oaxaca-Blinder的分解方式，將規(guī)模分布差異分解到各個協(xié)變量上，如式(7)所示。

式(7)中：第一項為規(guī)模的構(gòu)成效應(yīng)在各協(xié)變量上的總和；第二項表示規(guī)模的結(jié)構(gòu)效應(yīng)在各協(xié)變量的總和；第三項是誤差項，為實證中的條件期望線性設(shè)定與一階近似所產(chǎn)生的誤差。

(二) 變量選取

根據(jù)前述理論分析，并在借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)研究經(jīng)驗的基礎(chǔ)上，本文重點考察農(nóng)戶個人特征、家庭特征、農(nóng)業(yè)經(jīng)營特征和外部環(huán)境特征四個方面對于農(nóng)戶畜禽養(yǎng)殖規(guī)模決策的影響。此外，模型中還對地區(qū)變量進(jìn)行了控制。表2分為高中以下、高中及以上兩類受教育水平農(nóng)戶相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表2 變量描述性統(tǒng)計

五、實證分析

(一) 不同受教育水平農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模影響因素的差異分析

首先對高中以下受教育水平(低文化程度)群體、高中及以上受教育水平(高文化程度)群體兩類農(nóng)戶進(jìn)行無條件分位數(shù)回歸，然后比較兩類樣本經(jīng)營規(guī)模影響因素的回歸系數(shù)。如果系數(shù)間存在系統(tǒng)差異，則說明不同文化程度的農(nóng)戶在經(jīng)營規(guī)模上存在不同的決策機(jī)制，據(jù)此可揭示教育水平在規(guī)?；?jīng)營中的重要作用，以及教育水平和其他因素的關(guān)系。

此外，為避免自變量間的多重共線性問題，本文采用方差膨脹因子方法對自變量進(jìn)行了檢驗，結(jié)果顯示當(dāng)所有自變量分別作為被解釋變量時，VIF值均小于1.39，表明自變量間的共線性程度在可接受范圍以內(nèi)。因篇幅所限，本處未對VIF檢驗結(jié)果進(jìn)行公布。表3、表4分別為兩類農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模影響因素的回歸結(jié)果。

表3 高中以下受教育水平農(nóng)戶的UQR回歸結(jié)果

1. 農(nóng)戶個人特征的影響差異

首先，從年齡因素來看，高中以下受教育水平群體中年齡的負(fù)向系數(shù)在不同規(guī)模分位數(shù)上均顯著，且規(guī)模分位數(shù)的上升系數(shù)值越來越小，說明年齡對低文化程度農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模的阻礙作用隨著規(guī)模的增大而越來越強(qiáng)；而高中及以上受教育水平群體中，年齡的系數(shù)僅在25%的規(guī)模分位數(shù)上顯著，未表現(xiàn)出明顯的變動趨勢。其次，從養(yǎng)殖經(jīng)驗來看，其系數(shù)在文化程度低的農(nóng)戶中75%和90%的規(guī)模分位數(shù)上顯著且為正，即豐富的從業(yè)經(jīng)驗有助于高中以下文化水平群體中較大規(guī)模的養(yǎng)殖戶發(fā)展規(guī)?；?jīng)營；而在文化程度高的農(nóng)戶中，經(jīng)驗的系數(shù)并不顯著?？梢?，年齡和經(jīng)驗在兩類農(nóng)戶UQR回歸結(jié)果中的系數(shù)大小、顯著性水平存在明顯的教育水平差別，這意味著農(nóng)戶個人特征對經(jīng)營規(guī)模的影響存在較大的教育水平差異。

2. 家庭特征的影響差異

首先，從蛋雞養(yǎng)殖勞動力占家庭人口的比例來看，勞動力比例對高中以上文化程度的群體在25%的規(guī)模分位數(shù)上具有顯著的正向影響，而高中以下文化程度的農(nóng)戶中勞動力比例的系數(shù)并不顯著。其次，從蛋雞養(yǎng)殖收入占家庭總收入的比重來看，低文化程度群體中收入比重的系數(shù)在多數(shù)規(guī)模分位數(shù)上均顯著且為正，并隨著規(guī)模分位數(shù)的上升系數(shù)值呈遞增趨勢，意味著收入比重對經(jīng)營規(guī)模的刺激作用隨著規(guī)模的增大而越來越強(qiáng)，但在文化程度高的群體中這一趨勢并不明顯。同時，盡管兩類群體的收入比重系數(shù)在25%和50%的規(guī)模分位數(shù)上均顯著且為正，但文化程度高的農(nóng)戶中收入比重的系數(shù)明顯大于文化程度低的農(nóng)戶，即收入比重對高文化程度農(nóng)戶的經(jīng)營規(guī)模的刺激作用更強(qiáng)。上述結(jié)論表明，高中以上受教育水平群體的經(jīng)營規(guī)模更多地受到勞動力比例與收入比重的刺激；而高中以下受教育水平群體的經(jīng)營規(guī)模僅受到收入比重的影響，且影響強(qiáng)度相對較小。因此，家庭特征對農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模的影響存在明顯的教育水平差異。

表4 高中及以上受教育水平農(nóng)戶的UQR回歸結(jié)果

3. 農(nóng)業(yè)經(jīng)營特征的影響差異

首先，從自有土地面積來看，其系數(shù)在高中以下受教育水平群體中各規(guī)模分位數(shù)上均顯著且為正，同時隨著規(guī)模分位數(shù)的上升系數(shù)值逐漸增大，表明自有土地對于低文化程度農(nóng)戶的養(yǎng)殖規(guī)模的促進(jìn)作用隨著規(guī)模的擴(kuò)大而越來越強(qiáng)；而在文化程度高的農(nóng)戶群體中，自有土地面積的系數(shù)并不顯著。其次，從租用土地面積來看，其系數(shù)在兩類農(nóng)戶中75%的規(guī)模分位數(shù)上均顯著，但文化程度高的農(nóng)戶中其系數(shù)值明顯大于文化程度低的農(nóng)戶，表明高中及以上文化水平農(nóng)戶的養(yǎng)殖規(guī)模更多地受到租用土地因素的制約。再次，從標(biāo)準(zhǔn)化養(yǎng)殖示范場方面來看，其系數(shù)在文化程度低的農(nóng)戶群體中50%以上的規(guī)模分位數(shù)位置顯著且為正，而在文化程度高的農(nóng)戶群體中其系數(shù)在50%以下的規(guī)模分位數(shù)位置顯著且為正，這表明標(biāo)準(zhǔn)化養(yǎng)殖技術(shù)主要對高中及以上文化程度群體中的小規(guī)模養(yǎng)殖戶的規(guī)模化經(jīng)營具有明顯的促進(jìn)作用，而在高中以下文化程度群體中這一促進(jìn)作用則主要對大規(guī)模養(yǎng)殖戶有效。此外，規(guī)?；B(yǎng)殖政策僅在高中以上受教育水平群體中75%的規(guī)模分位數(shù)位置顯著。綜上可以發(fā)現(xiàn)，自有與租用土地面積、標(biāo)準(zhǔn)化養(yǎng)殖示范場和規(guī)?；B(yǎng)殖政策對兩類農(nóng)戶養(yǎng)殖規(guī)模的影響明顯不同，即農(nóng)業(yè)經(jīng)營特征對養(yǎng)殖規(guī)模的影響具有明顯的教育水平差異。

4. 外部環(huán)境特征的影響差異

外部環(huán)境特征對不同受教育水平群體經(jīng)營規(guī)模的影響存在一定差異：在教育水平高的群體中，是否了解規(guī)?；B(yǎng)殖政策的系數(shù)在75%的規(guī)模分位數(shù)上顯著且為正；而在教育水平低的群體中，該變量的系數(shù)在各規(guī)模分位數(shù)上均不顯著。

此外還可以看到，地區(qū)控制變量的回歸系數(shù)在低文化程度農(nóng)戶群體中50%以下的規(guī)模分位數(shù)位置顯著且為正，而在文化程度高的群體中并不顯著。由于地區(qū)變量中0～6分別表示了我國從北到南的7個蛋雞養(yǎng)殖大省。因此，在高中以下受教育水平的群體中，南方地區(qū)小規(guī)模養(yǎng)殖戶的經(jīng)營規(guī)模較北方地區(qū)更大。

綜上可見，教育水平差異與農(nóng)戶個人特征差異、家庭特征差異、農(nóng)業(yè)經(jīng)營特征差異、外部環(huán)境特征差異等典型差異因素交織，對高中及以上、高中以下兩類受教育水平農(nóng)戶的經(jīng)營規(guī)模的影響存在著明顯的不同，即不同文化程度農(nóng)戶的經(jīng)營規(guī)模受到不同決策機(jī)制的制約。

(二) 不同受教育水平農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模差異的分位數(shù)分解

為進(jìn)一步了解何種因素導(dǎo)致了不同受教育水平農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模差異的產(chǎn)生，以及這些因素在整體規(guī)模分布上的貢獻(xiàn)度，本文在UQR回歸的基礎(chǔ)上利用FEL差異分解方法進(jìn)行反事實分析。

1. 不同受教育水平農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模差異的總分解

表5 不同受教育水平農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模差異的總分解

表5為高中以下、高中及以上受教育水平群體經(jīng)營規(guī)模分布中各分位數(shù)上的總差異、構(gòu)成效應(yīng)與結(jié)構(gòu)效應(yīng)的分解結(jié)果。其中，各分位數(shù)上的總差異測度的是該分位點上兩類文化程度農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模間的差距，且總差異分為構(gòu)成效應(yīng)與結(jié)構(gòu)效應(yīng)兩個部分。構(gòu)成效應(yīng)是自變量的特征分布發(fā)生變化而導(dǎo)致規(guī)模分布發(fā)生改變的效應(yīng)，結(jié)構(gòu)效應(yīng)是個體自變量特征相同情況下完全由教育水平不同而引起的經(jīng)營規(guī)模差異。在類似的戶籍工資差異分解研究中，常常把結(jié)構(gòu)效應(yīng)歸結(jié)為戶籍的分割作用[19]。據(jù)此，若回歸結(jié)果中的結(jié)構(gòu)效應(yīng)占比越高，則說明由教育水平不同而導(dǎo)致的經(jīng)營規(guī)模差異越大，即教育水平的分割越嚴(yán)重。

由表5可以看到，兩類受教育水平群體在不同規(guī)模分位數(shù)上的總差異、構(gòu)成效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)的系數(shù)均在1%的水平上顯著。為了更為直觀地反映出整體規(guī)模分布上教育水平對兩類農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模差異的影響，本文對規(guī)模差異的總分解情況以圖形進(jìn)行了擬合，如圖2所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，隨著規(guī)模分位數(shù)的上升，不同教育程度農(nóng)戶間的經(jīng)營規(guī)?？偛町?、構(gòu)成效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)均呈現(xiàn)上升趨勢。但是，結(jié)構(gòu)效應(yīng)的上升速度明顯大于構(gòu)成效應(yīng)，兩類效應(yīng)間的差距越來越大，結(jié)構(gòu)效應(yīng)占據(jù)了主要地位。這意味著教育水平分割是導(dǎo)致兩類文化程度農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模差異的主要原因，且經(jīng)營規(guī)模越大教育水平分割越嚴(yán)重。

2. 不同受教育水平農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模差異的構(gòu)成分解

表6為兩類受教育水平群體經(jīng)營規(guī)模差異中的構(gòu)成效應(yīng)與結(jié)構(gòu)效應(yīng)具體分解為各自變量貢獻(xiàn)度的結(jié)果。

從構(gòu)成效應(yīng)在各因素上的分解結(jié)果來看，養(yǎng)殖收入占家庭總收入的比重、養(yǎng)殖用地中的自有土地與租用土地面積、是否為標(biāo)準(zhǔn)化規(guī)模養(yǎng)殖示范場、村內(nèi)平均存欄規(guī)模、是否了解規(guī)?；B(yǎng)殖政策等變量的系數(shù)在各分位數(shù)上顯著，是形成構(gòu)成效應(yīng)的主要因素。其他變量在統(tǒng)計上不顯著，且對構(gòu)成效應(yīng)的影響相對較小。在各主要因素中，村內(nèi)平均存欄規(guī)模有助于兩類群體間經(jīng)營規(guī)模差距的縮小，而其他因素都造成了這一差距的擴(kuò)大。為更直觀地分析，圖3對造成構(gòu)成效應(yīng)的主要因素在各分位數(shù)上的分解結(jié)果進(jìn)行了擬合。由圖3可見，首先，養(yǎng)殖用地中租用土地面積對構(gòu)成效應(yīng)的正向影響最大，其后按照影響作用的大小依次為是否了解規(guī)?；B(yǎng)殖政策、是否為標(biāo)準(zhǔn)化規(guī)模養(yǎng)殖示范場、養(yǎng)殖用地中自有土地面積、養(yǎng)殖收入占家庭總收入的比重。這一結(jié)果反應(yīng)出農(nóng)戶蛋雞養(yǎng)殖過程中存在著較為嚴(yán)重的用地緊張問題，而租賃已成為獲得養(yǎng)殖用地的主要方式，租用土地面積的大小是造成不同受教育水平農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模差距的重要原因。其次，隨著規(guī)模分位數(shù)的增加，各因素對經(jīng)營規(guī)模差距的正向作用呈上升趨勢。第三，村內(nèi)平均存欄規(guī)模對農(nóng)戶養(yǎng)殖規(guī)模差距的縮小作用隨著分位數(shù)的擴(kuò)大而增強(qiáng)，但其作用相對有限。

從結(jié)構(gòu)效應(yīng)在各因素上的分解結(jié)果來看，盡管絕

大部分自變量的系數(shù)在不同分位數(shù)上顯著，但由于系數(shù)值很小，對于規(guī)模差異的影響有限，因此并不是造成結(jié)構(gòu)效應(yīng)的主要原因。相比而言，常數(shù)項的系數(shù)顯著且為正，同時其系數(shù)值在結(jié)構(gòu)效應(yīng)中占據(jù)很大比例，這意味著常數(shù)項是導(dǎo)致結(jié)構(gòu)效應(yīng)的主要原因。由于常數(shù)項是指模型中未包含因素(觀察到或觀察不到)的影響，本文中主要為教育分割因素。所以，這也意味著教育分割是形成結(jié)構(gòu)效應(yīng)的重要原因。

表6 不同受教育水平農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模差異的構(gòu)成分解

圖2 不同受教育水平農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模差異的總分解

圖3 結(jié)構(gòu)效應(yīng)的分解

六、結(jié)論與政策建議

本文運用無條件分位數(shù)回歸與FEL差異分解方法，以蛋雞規(guī)模養(yǎng)殖戶為例研究有如下發(fā)現(xiàn)。

(1)高中以下、高中及以上兩類文化程度農(nóng)戶的經(jīng)營規(guī)模間存在明顯差異，且差異隨著規(guī)模分位數(shù)的上升呈增大趨勢。此外，核密度分析結(jié)果表明高中以下文化的農(nóng)戶群體主要以較為集中的小規(guī)模養(yǎng)殖模式為主；而高中及以上文化的農(nóng)戶群體養(yǎng)殖規(guī)模相對較大，但其規(guī)模較為分散。

(2)不同受教育水平農(nóng)戶的經(jīng)營規(guī)模決策機(jī)制存在明顯差異。農(nóng)戶個人特征、家庭特征、農(nóng)業(yè)經(jīng)營特征與外部環(huán)境特征對農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模的影響在不同規(guī)模分布上存在明顯的教育水平差異，從而使高中以下、高中及以上兩類文化程度的農(nóng)戶在經(jīng)營規(guī)模上形成了不同的決策機(jī)制。

(3)教育水平分割是造成不同文化程度農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模差異的主要原因。不同受教育水平農(nóng)戶的經(jīng)營規(guī)模的總差異隨著規(guī)模分位數(shù)的上升呈擴(kuò)大趨勢，而結(jié)構(gòu)效應(yīng)在總差異中一直占據(jù)著主導(dǎo)地位，表明教育水平分割在農(nóng)戶的經(jīng)營規(guī)模差異中扮演著關(guān)鍵角色。此外，構(gòu)成效應(yīng)中各因素對總差異的貢獻(xiàn)度也存在明顯不同。

本文的政策含義在于，盡管農(nóng)戶自身的資源稟賦與外部環(huán)境對其規(guī)?；?jīng)營的發(fā)展具有一定影響，但教育水平分割是造成不同文化程度農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模差異的主要原因。要加快我國農(nóng)戶規(guī)?；?jīng)營發(fā)展步伐，不僅需破除制約規(guī)模化經(jīng)營的直接因素，還應(yīng)盡快消除教育水平分割導(dǎo)致的經(jīng)營規(guī)模不均衡現(xiàn)象。為此，基于研究結(jié)論本文提出以下政策建議：(1)在推動農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營發(fā)展的現(xiàn)階段，應(yīng)重視教育水平差異導(dǎo)致的農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模決策機(jī)制的不同。可以根據(jù)農(nóng)戶文化程度，采取有差別的規(guī)模化經(jīng)營發(fā)展政策。(2)進(jìn)一步加快農(nóng)村教育發(fā)展。通過提高農(nóng)戶對于教育的重視程度，以及持續(xù)并不斷加大農(nóng)村教育投入的方式推動農(nóng)村勞動力文化水平的提升。(3)結(jié)合目前我國農(nóng)村勞動力文化水平主要處于高中以下的狀況，重點推廣高中文化教育在農(nóng)村中的普及，并進(jìn)一步向高中以上文化程度方向發(fā)展，以適應(yīng)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)對勞動者較高文化水平的需求。(4)加快農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)，確保農(nóng)戶能夠通過租賃方式有效獲得規(guī)模化經(jīng)營發(fā)展過程中急需的養(yǎng)殖用地；同時，進(jìn)一步通過規(guī)模化經(jīng)營扶持政策以及農(nóng)業(yè)技術(shù)的推廣，為農(nóng)戶開展規(guī)模化生產(chǎn)創(chuàng)造有利條件。

[1] 陳錫文. 構(gòu)建新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營體系刻不容緩[J]. 求是, 2013(22): 38-41.

[2] 劉琦. 農(nóng)村人口生產(chǎn)偏好轉(zhuǎn)變下的土地規(guī)模經(jīng)營[J]. 農(nóng)村經(jīng)濟(jì), 2012(9): 76-82.

[3] 于偉, 張鵬. 我國省域農(nóng)村教育與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展[J]. 華南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版), 2015, 14(1): 16-24.

[4] 包宗順, 徐志明, 高珊, 等. 農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的區(qū)域差異與影響因素研究——以江蘇省為例[J]. 中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì), 2009(4): 23-30, 47.

[5] 劉晗, 王釗, 曹崢林. 農(nóng)業(yè)要素配置效率及其地區(qū)收斂性研究——基于省際面板數(shù)據(jù)的實證分析[J]. 中南大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版), 2016, 22(4): 70-78.

[6] 雷國銓, 高水練, 陳梅英. 茶業(yè)家庭農(nóng)場經(jīng)營意愿與培育策略研究[J]. 東南學(xué)術(shù), 2015(5): 155-161.

[7] 杜志雄, 肖衛(wèi)東. 家庭農(nóng)場發(fā)展的實際狀態(tài)與政策支持: 觀照國際經(jīng)驗[J]. 改革, 2014(6): 39-51.

[8] Firpo S, Fortin N, Lemieux T. Unconditional quantile regressions [J]. Econometrica, 2009, 77(3): 953-973.

[9] 錢克明, 彭廷軍. 我國農(nóng)戶糧食生產(chǎn)適度規(guī)模的經(jīng)濟(jì)學(xué)分析[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題, 2014(3): 4-7.

[10] 許慶, 尹榮梁, 章輝. 規(guī)模經(jīng)濟(jì)、規(guī)模報酬與農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營——基于我國糧食生產(chǎn)的實證研究[J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2011(3): 59-71, 94.

[11] 李文明, 羅丹, 陳潔, 等. 農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營:規(guī)模效益、產(chǎn)出水平與生產(chǎn)成本——基于1 552個水稻種植戶的調(diào)查數(shù)據(jù)[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì), 2015(3): 4-17, 43.

[12] 劉榮茂, 馬林靖. 農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資行為的影響因素分析——以南京市五縣區(qū)為例的實證研究[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題, 2006(12): 22-26.

[13] 陳浩, 畢永魁. 人力資本對農(nóng)戶兼業(yè)行為及其離農(nóng)決策的影響研究——基于家庭整體視角[J]. 中國人口資源與環(huán)境, 2013, 23(8): 90-99.

[14] Schultz T W. Transforming traditional agriculture [M]. New Haven: Yale University Press, 1964.

[15] Ellis F. Peasant economics: Farm households in agrarian development [M]. Cambridge: Cambridge University Press, 1993.

[16] Taylor J E. Adelman L. Agricultural household models: Genesis, evolution and extensions [J]. Review of Economics of the Household, 2003, 1(1/2): 33-58.

[17] Koenker R, Bassett G. Regression quantiles [J]. Econometrica, 1978(46): 33-50.

[18] DiNardo J, Fortin N, Lemieux T. Labor market institutions and the distribution of wages, 1973—1992: A semiparametric approach [J]. Econometrica, 1996, 64(5): 1002-1044.

[19] 余向華, 陳雪娟. 中國勞動力市場的戶籍分割效應(yīng)及變遷——工資差異與機(jī)會差異雙重視角下的實證研究[J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2012(12): 97-110.

Analysis of the different breeding scale of farmers at different educational levels

HOU Guoqing1,2, MA Ji1
(1. College of Economics and Management, China Agricultural University, Beijing 100083, China; 2. College of Economics and Management, Inner Mongolia Agricultural University, Hohhot, Inner Mongolia 010019, China)

In order to understand the differences in the scales of breeding livestock which have been caused by farmers' variant educational levels, the present study, by adopting unconditional quantile regression and FEL parameter counterfactual decomposition method, undertakes an empirical research on the data of the laying hens of large-scale breeding farmers in seven provinces in our country. The results show that there is an obvious difference between the management scales of the two types of farmers who are under senior middle school level and who are senior middle school or above, that the difference tends to be rising in the overall size distribution, that the breeding scales of the two types of farmers are restrained by different decision-making mechanism, that farmers' resources, talents and external environment all exert certain influence on the differences, but that the differentiation of educational levels is the main factor. Accordingly, the present essay advocates diverse large-scale development policies according to different educational levels, improves the educational levels in the rural area in various ways, promotes the popularization of the senior school education in the rural area as a focus for the present stage, speeds up the land transfer, and strengthens policy support for large-scale breeding and the transmission of agricultural technology.

educational level; breeding scale; differences; UQR; FEL decomposition

F323.4

A

1672-3104(2016)06-0082-10

[編輯: 譚曉萍]

2016-06-05；

2016-10-27

教育部人文社會科學(xué)研究青年基金項目“環(huán)境約束條件下農(nóng)戶畜禽養(yǎng)殖適度規(guī)模決策研究—— 以蛋雞為例”(16XJC790003)；中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費專項資金資助“污染防治條件下農(nóng)戶蛋雞養(yǎng)殖適度規(guī)模決策研究”(2015RW007)；國家現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)技術(shù)體系建設(shè)專項“國家蛋雞產(chǎn)業(yè)技術(shù)體系”(CARS-41-K26)

侯國慶(1981-)，男，內(nèi)蒙古呼和浩特人，中國農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士研究生，內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院講師，主要研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策；馬驥(1974-)，男，甘肅慶陽人，中國農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，主要研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策