摘 要 以美國、加拿大等7個發(fā)達國家為研究對象，結(jié)合1930～2010年歷史數(shù)據(jù)，以人均GDP、制造業(yè)工資與農(nóng)業(yè)工資之比以及戶均機械數(shù)量為解釋變量，以家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模為被解釋變量，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)計量模型。計量結(jié)果顯示：3個解釋變量均表現(xiàn)出相應(yīng)顯著性水平的解釋力，其中，人均GDP和戶均機械數(shù)量均對家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模變化有正向促進作用，但制造業(yè)工資與農(nóng)業(yè)工資之比與家庭經(jīng)營規(guī)模卻呈現(xiàn)出一定的負(fù)相關(guān)關(guān)系。這一結(jié)論對于我國家庭農(nóng)場未來經(jīng)營規(guī)?？赡艿难葑兙哂幸欢ǖ膯⑹疽饬x。

關(guān)鍵詞 家庭農(nóng)場；規(guī)模經(jīng)營；panel data計量模型

[中圖分類號]F306.1 [文獻標(biāo)識碼] A [文章編號]1673-0461（2016）06-0035-06

一、引 言

20世紀(jì)70年代末期我國政府在廣大農(nóng)村地區(qū)推行家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制，該項制度賦予農(nóng)民相對穩(wěn)定的土地使用權(quán)，從而調(diào)動了億萬農(nóng)民群眾的生產(chǎn)積極性與創(chuàng)造性，但伴隨而來的卻是農(nóng)戶家庭生產(chǎn)經(jīng)營過度分散和非組織化問題，承包制的紅利政策逐步被分散化、小規(guī)模經(jīng)營的弊端所侵蝕，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率增長速度緩慢。與此同時，國家加快推進工業(yè)化和城鎮(zhèn)化發(fā)展戰(zhàn)略，吸引了大量農(nóng)村剩余勞動力逐步轉(zhuǎn)移至城鎮(zhèn)工作和生活，農(nóng)村“空心村”多，土地閑置現(xiàn)象卻大量存在，有限的土地資源沒有得到充分利用，長此以往必將嚴(yán)重危及到我國糧食供給安全。2013年中央一號文件明確提出“鼓勵和支持承包土地向?qū)I(yè)大戶、家庭農(nóng)場、農(nóng)民合作社流轉(zhuǎn)，發(fā)展多種形式的適度規(guī)模經(jīng)營”；2014年中央一號文件再次提出“家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模適度”的問題；2015年中央一號文件提出“鼓勵發(fā)展規(guī)模適度的農(nóng)戶家庭農(nóng)場，完善對糧食生產(chǎn)規(guī)模經(jīng)營主體的支持服務(wù)體系”。市場經(jīng)濟條件下，家庭農(nóng)場作為我國農(nóng)村一種最基本的農(nóng)業(yè)經(jīng)營組織形式，為獲取經(jīng)濟利益最大化，農(nóng)戶家庭必然擴大土地的經(jīng)營規(guī)模，雇用更多的勞動力和增加農(nóng)業(yè)機械等專用性資產(chǎn)投資。然而，在我國現(xiàn)實歷史條件下，家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模通常面臨著多重約束：第一，資本供給短缺；第二，農(nóng)業(yè)機械專用性投資的鎖定效應(yīng)；第三，農(nóng)地供給數(shù)量有限性；第四，家庭農(nóng)場的管理者對各類生產(chǎn)要素的管控能力。隨著家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模的不斷擴大，其內(nèi)部管理成本的不斷攀升“熨平”了專業(yè)化分工所創(chuàng)造的規(guī)模效益，從而對農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模的擴張起著收縮性作用，因此，家庭農(nóng)場必然存在著適度規(guī)模經(jīng)營的理論問題。到底哪些因素對家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模起著決定性的作用？其影響程度如何？等等。本文希望通過對美、加等發(fā)達國家的家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模變化影響因素的考證，旨在更好地引導(dǎo)當(dāng)前乃至今后一段時間內(nèi)我國家庭農(nóng)場更加穩(wěn)定、健康和可持續(xù)發(fā)展。

二、文獻回顧

國外針對家庭農(nóng)場相關(guān)問題研究的文獻十分豐富，綜合國外家庭農(nóng)場相關(guān)文獻可知，其研究主要涉及庭農(nóng)場定義、家庭農(nóng)場分類、家庭農(nóng)場特征、家庭農(nóng)場形成的原因、家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模以及家庭農(nóng)場生產(chǎn)效率等諸多領(lǐng)域（吳晨，2014），其中，專門針對家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模影響因素的研究主要有：Schmitt （1997a）研究認(rèn)為家庭所擁有勞動力數(shù)量的多寡影響著農(nóng)場的經(jīng)營規(guī)模，農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模隨勞動力數(shù)量的增減而作出相應(yīng)的調(diào)整，并逐步達到最優(yōu)經(jīng)營規(guī)模；Kislev 和Peterson（1982）研究認(rèn)為生產(chǎn)要素價格變動對農(nóng)場規(guī)模有較大的影響，其中美國1930～1970年間各類生產(chǎn)要素價格的變化能夠解釋90%農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模的變化；而Atwood et al.（2002）也利用1950～2000年美國10個地區(qū)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，分析了資本價格、非農(nóng)就業(yè)機會和農(nóng)場收入對農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模的顯著影響；而Seckler（1978）等學(xué)者的研究發(fā)現(xiàn)，相對于家庭農(nóng)場的經(jīng)營績效而言，農(nóng)場主的管理能力、農(nóng)場所掌握的資源質(zhì)量和整個社會制度往往比家庭農(nóng)場的經(jīng)營規(guī)模顯得更為重要；Banker（2004）等人研究發(fā)現(xiàn)，自然環(huán)境狀況以及社會經(jīng)濟整體發(fā)展程度等因素最終會影響到家庭農(nóng)場的經(jīng)營規(guī)模；此外，Snyder（2005）設(shè)計了應(yīng)該從總收入、財產(chǎn)量、收入來源和投資數(shù)額等4方面指標(biāo)考核家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模；Dolev和Kimhi（2008）的研究則認(rèn)為技術(shù)進步是影響農(nóng)場規(guī)模變化的重要因素；Easwood et al.（2010）通過對南美、中亞和北美等許多發(fā)展中國家農(nóng)場的考證后，發(fā)現(xiàn)土壤質(zhì)量等級與農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模成反比，即土壤質(zhì)量越高，農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模反而越?。粐H糧農(nóng)組織（FAO）的相關(guān)研究表明，較大規(guī)模農(nóng)場增長趨勢往往發(fā)生在人均GDP較高的國家，而在人均GDP較低的國家其農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模卻呈現(xiàn)出下降的趨勢。此外，諸如愛沙尼亞等國所制定的針對土地分配政策也深深地影響到一國家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模的變化（Alanen，2002）。BjOrkhaug（2012）描述了挪威自20世紀(jì)60年代以來，由于國內(nèi)居民普遍受教育的層次提升，人口逐步向中心城市聚集，就業(yè)機會增多，從而吸引了更多的農(nóng)村從業(yè)人員離開農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域，家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模呈現(xiàn)出進一步擴大的趨勢。

總之，國外學(xué)者分別從經(jīng)濟增長、技術(shù)進步、土地制度、非農(nóng)工資與農(nóng)業(yè)工資差額大小、生產(chǎn)要素價格變動、土壤質(zhì)量以及國民受教育層次等諸多方面，對家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模及其變化趨勢作出較為詳細(xì)的闡述，并且還進行了相應(yīng)的統(tǒng)計分析。本文主要借助上述學(xué)者的主要觀點，結(jié)合美、加等發(fā)達國家家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模變化的歷史數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建面板數(shù)據(jù)計量模型，分析家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模變化的影響因素，以期更好地研判和指導(dǎo)我國家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模未來可能演變的趨勢。

三、研究假說

（一）經(jīng)濟增長與家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模之間的關(guān)系

縱觀美、加等眾多發(fā)達國家經(jīng)濟增長的路徑可以發(fā)現(xiàn)這樣一個清楚的事實，幾乎所有經(jīng)濟發(fā)達國家都是依靠推進工業(yè)化和出口導(dǎo)向型的發(fā)展戰(zhàn)略，從而實現(xiàn)各自國家經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的調(diào)整和經(jīng)濟總量的快速增長。隨著工業(yè)化進程不斷加快，非農(nóng)就業(yè)機會不斷增加，導(dǎo)致農(nóng)村勞動力逐步向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移。據(jù)此可以提出研究假說1。

假說H1：隨著一國經(jīng)濟發(fā)展水平不斷提高，工業(yè)化進程進一步加快推進，非農(nóng)領(lǐng)域的就業(yè)機會相應(yīng)增多，農(nóng)業(yè)勞動力逐步向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的速度加快，農(nóng)村剩余勞動力數(shù)量不斷減少，家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模將進一步擴大。

（二）制造業(yè)工資與農(nóng)業(yè)工資之比與家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模之間的關(guān)系

市場經(jīng)濟條件下，農(nóng)民作為理性的經(jīng)濟人，其所作出的就業(yè)選擇往往受到利益最大化思維的支配。對于自己是否留在農(nóng)村繼續(xù)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，還是放棄務(wù)農(nóng)到城鎮(zhèn)就業(yè)的意愿和選擇，主要取決于非農(nóng)工資與農(nóng)業(yè)工資之間的差距。當(dāng)非農(nóng)工資提高時，特別在非農(nóng)就業(yè)工資與農(nóng)業(yè)工資之比的數(shù)值超過一定的上限時，轉(zhuǎn)移到非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)的農(nóng)民數(shù)量相應(yīng)增加，農(nóng)地流轉(zhuǎn)的機會增加，農(nóng)場規(guī)?？赡艹尸F(xiàn)出不斷擴大的趨勢。據(jù)此可以提出假說2。

假說H2：遵循理性經(jīng)濟人假說，當(dāng)一國非農(nóng)工資與農(nóng)業(yè)工資之間的差距越來越大時，并且超過某一臨界點時，農(nóng)業(yè)從業(yè)人員向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的意愿越強烈，農(nóng)村可耕種的土地相應(yīng)增加，家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模將呈現(xiàn)出進一步擴大的趨勢。

（三）科技進步水平與家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模之間的關(guān)系

科技進步是支撐一國經(jīng)濟持續(xù)增長的強大內(nèi)生動力源泉，伴隨技術(shù)進步而來的是各類技術(shù)先進的機械設(shè)備被發(fā)明和被廣泛運用，農(nóng)民使用機械的相對價格呈現(xiàn)出逐步下降的趨勢，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中替代效應(yīng)增強，農(nóng)民將會選擇更多農(nóng)用生產(chǎn)機械以此來提高家庭的生產(chǎn)能力，農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模擴大變?yōu)楝F(xiàn)實。據(jù)此可以提出研究假說3。

假說H3：隨著一國科技水平不斷提升，代表先進生產(chǎn)力水平的農(nóng)用機械被廣泛運用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域，農(nóng)戶家庭戶均機械數(shù)量增加，家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模呈現(xiàn)出逐步擴大的趨勢。

四、家庭農(nóng)場規(guī)模及其影響因素分析：經(jīng)濟發(fā)達國家的歷史數(shù)據(jù)

（一）指標(biāo)選取

由上述理論分析可知，影響一國家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模的主要因素涉及到經(jīng)濟增長、制造業(yè)工資與農(nóng)業(yè)工資的比值、農(nóng)戶家庭戶均機械數(shù)量，通常情況下，一國政策變量不易獲取，而且難以界定，因此，在具體問題的研究過程中將其舍去，有關(guān)變量及其詳細(xì)定義見表1所示。

（二）數(shù)據(jù)來源

經(jīng)濟發(fā)達國家數(shù)量相對眾多，而且各國經(jīng)濟發(fā)展水平不盡相同，為了研究過程中的便利，尤其是遵循相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)的可獲得性原則，本文主要選取美國、加拿大、澳大利亞、法國、丹麥、奧地利以及日本共計7個經(jīng)濟比較發(fā)達的國家。本次所建立計量模型所選用的數(shù)據(jù)主要包括家庭農(nóng)場規(guī)模（英畝）、人均GDP（美元）、制造業(yè)工資與農(nóng)業(yè)工資比值、戶均機械數(shù)量（臺）；此外，由于每個國家針對農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模所制定的政策各不相同，而且也不容易查找，因此，本文在做實證分析時沒有選擇政策變量。數(shù)據(jù)選擇的時間段為1930～2010年，而且所選數(shù)據(jù)為不連續(xù)時間序列。本項研究所選用的部分?jǐn)?shù)據(jù)主要來源于郭熙保、馮玲玲（2015），部分?jǐn)?shù)據(jù)來源于賀力平（2002），同時對部分缺失數(shù)據(jù)作了相應(yīng)補充，具體數(shù)據(jù)見表2。

（三）協(xié)整分析與模型構(gòu)建

1.面板協(xié)整檢驗

由于本項研究只選擇7個不同國家9年的歷史統(tǒng)計數(shù)據(jù)，因此，不可能建立時間序列模型，但可以建立面板數(shù)據(jù)模型（panel data）。通常情況下，在構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型分析問題之前需要對所用到的相關(guān)數(shù)據(jù)進行協(xié)整檢驗。面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗方法通?？煞譃閮纱箢悾阂活愂窃僭O(shè)數(shù)據(jù)之間不存在協(xié)整關(guān)系，可以使用類似恩格爾—格蘭杰（Engle-Granger）的平穩(wěn)回歸方程，需要從面板數(shù)據(jù)中得到殘差并構(gòu)造統(tǒng)計量進行檢驗，如Kao檢驗、Pedroni檢驗方法就屬于類似的分析；另一類就是運用Maddala-Wu-Fisher的單個變量聯(lián)合檢驗的結(jié)果，從而獲得對應(yīng)于面板數(shù)據(jù)的檢驗統(tǒng)計量。為了克服不同年份之間數(shù)據(jù)的波動性的缺陷，因此，在建立面板數(shù)據(jù)模型之前，首先需要對4類歷史統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行對數(shù)處理。由ADF值及伴隨概率（Prob）統(tǒng)計值，最終可以得到y(tǒng)it和變量x1it、x2it、x3it之間在5%的統(tǒng)計顯著水平上存在著長期的均衡協(xié)整關(guān)系，協(xié)整檢驗結(jié)果見表3。

2.模型設(shè)定

結(jié)合數(shù)據(jù)的可獲得性的原理，本項研究只選擇美國、加拿大、澳大利亞、法國、丹麥、奧地利和日本7國1930～2010年間不間斷的歷史統(tǒng)計數(shù)據(jù)，由于所選取的變量為時間序列與橫截面相結(jié)合的數(shù)據(jù)，這種具有時間、個體、指標(biāo)三維信息的數(shù)據(jù)較適合采用面板數(shù)據(jù)模型。如果解釋變量對被解釋變量的效應(yīng)不隨個體和時間的變化而變化，并且解釋變量的信息不夠完整，即解釋變量中不包含一些影響被解釋變量的不可觀測的確定性因素時，可以建立固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型（白仲林，2009）。該類模型顯著性特征是對于不同的時間序列或不同的截面，其所建立的計量模型中解釋變量前的系數(shù)保持不變，只有模型中的截距項隨個體或時間的變化而變化。通常情況下，固定效應(yīng)模型又進一步劃分為個體固定效應(yīng)模型（entity fixed effects regression model）、時點固定效應(yīng)模型（time fixed effects regression model）和時點個體固定效應(yīng)模型（time and entity fixed effects regression model）3種類型。綜合考慮后本項研究選擇個體固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)回歸模型，其模型的一般形式為：

yit = αit + βit′ xit′ + μit

（i=1，2，…，N；t=1，2，…，T） （1）

式（1）中，αit為常數(shù)項；xit′=（x1it ， x2it ， …， xKit）為解釋變量，βit′=（β1it ， β2it ，…， βKit）為參數(shù)向量，K為解釋變量總數(shù)；N為截面單位總數(shù)；T是時間總數(shù)；μit為隨機擾動項，相互獨立且滿足均值為零、同方差的分布。這里的αit、βit′包含了時間和截面效應(yīng)，αit可進一步再分解成總體效應(yīng)與個體效應(yīng)之和，即：

αit = α + δi + ηt （2）

式（2）中α表示總體效應(yīng)，δi表示截面效應(yīng)，ηt表示時間效應(yīng)，它們在一起構(gòu)成個體效應(yīng)。結(jié)合上述所列舉的7個國家不同時期歷史數(shù)據(jù)，初步可建立起的個體固定效應(yīng)模型如下：

lnyit = αi + β1×lnx1it + β2×lnx2it + β3×lnx3it + μit

（i=1，2，…，7；t=1930，1940，…，2010） （3）

式（3）中，yit為被解釋變量，表示7國農(nóng)戶家庭農(nóng)場平均經(jīng)營規(guī)模數(shù)值，αi代表截面單元的個體特性，反映模型中7國家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模的個體差異性特征；x1it為人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，x2it為制造業(yè)工資與農(nóng)業(yè)工資的比值，x3it為農(nóng)戶家庭戶均機械數(shù)量；βi表示模型待估計的參數(shù)；μit為隨機誤差項，i和t分別代表國別和年份。對各類不同的變量均作出自然對數(shù)處理，其目的就是盡量消除不同年份之間數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)性，并且有βi=■，βi分別為各解釋變量對家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模變化的彈性系數(shù)值。

3.計量結(jié)果及其原因分析

運用Eviews6.0統(tǒng)計軟件可得到該個體固定效應(yīng)模型的計量結(jié)果（見表4）。模型運行結(jié)果表明，調(diào)整后的R2 =0.9909，F(xiàn)統(tǒng)計值=758.8892，D.W=0.5574，相伴概率Prob=0.0000 ，表明所建立起的個體固定效應(yīng)變截距模型整體擬合效果較好，而且3個解釋變量均通過了不同水平的統(tǒng)計假設(shè)檢驗（見表4）。

（1）人均GDP的自然對數(shù)X1前回歸系數(shù)為0.3285，通過1%水平的統(tǒng)計顯著性假設(shè)檢驗，表明在制造業(yè)與農(nóng)業(yè)兩產(chǎn)業(yè)工資之比和農(nóng)戶家庭戶均機械數(shù)量保持不變的前提下，當(dāng)人均GDP每增長1%，則7國家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模平均擴大0.3285%，并且驗證了前文所提出的假說H1。從這7國的發(fā)展經(jīng)驗來看，隨著經(jīng)濟不斷增長，第二、三產(chǎn)業(yè)必將得到快速發(fā)展，從而吸引更多原本在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域的就業(yè)人員，農(nóng)業(yè)剩余勞動力的轉(zhuǎn)移速度加快，從而導(dǎo)致家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模呈現(xiàn)出逐步擴大的趨勢。

（2）制造業(yè)工資與農(nóng)業(yè)工資之比的自然對數(shù)X2前回歸系數(shù)為-0.1709，通過10%的統(tǒng)計顯著性假設(shè)檢驗，表明人均國內(nèi)生產(chǎn)總值和農(nóng)戶家庭戶均機構(gòu)數(shù)量保持不變時，當(dāng)制造業(yè)工資與農(nóng)業(yè)工資之比的數(shù)據(jù)每增長1%，則7國農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模平均縮減0.1709%，即制造業(yè)工資與農(nóng)業(yè)工資差距越大，反而對農(nóng)場規(guī)模起著反向的抑制作用，因此，前文假說H2沒有得到驗證。首先，這7個國家都是當(dāng)今世界上比較發(fā)達的國家，不僅工業(yè)發(fā)展層次高，而且其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率也相對較高，農(nóng)產(chǎn)品具有很強的國際競爭力；其次，自進入20世紀(jì)80年代以來，7國制造業(yè)工資與農(nóng)業(yè)工資之比呈現(xiàn)出或低或高的變化趨勢，兩者工資之比普遍維持在2左右，差距不是特別大，吸引農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移的動力不強；第三，從國際發(fā)展的經(jīng)驗來看，伴隨工業(yè)化水平的不斷提升，城市生活成本相應(yīng)增加，從而進一步抑制勞動力從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域向非農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移。因此，伴隨制造業(yè)工資與農(nóng)業(yè)工資之比的增長，家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模呈縮減趨勢。

（3）農(nóng)戶戶均機械數(shù)量自然對數(shù)X3前回歸系數(shù)為0.1562，通過5%的統(tǒng)計顯著性假設(shè)檢驗，表明人均國內(nèi)生產(chǎn)總值和制造業(yè)與農(nóng)業(yè)工資之比保持不變時，當(dāng)農(nóng)戶家庭戶均機械數(shù)量每增長1%，那么7國家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模平均擴大0.1562%，并且驗證了前文提出的假說H3。一般而言，農(nóng)戶家庭擁有的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機械數(shù)量越多，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力相應(yīng)提高，農(nóng)戶擴大生產(chǎn)規(guī)模的愿望越強烈，從而推動了家庭農(nóng)場規(guī)模的進一步擴大。

（4）從表4所作的個體固定效應(yīng)模型結(jié)果來看，在人均國內(nèi)生總值、制造業(yè)與農(nóng)業(yè)兩行業(yè)工資之比和農(nóng)戶家庭戶均機械數(shù)量3個變量保持不變的前提下，在這7個國家中澳大利亞農(nóng)戶家庭農(nóng)場平均經(jīng)營面積最大，其次為加拿大，而經(jīng)營面積最小的國家為日本。這項計量結(jié)果與當(dāng)前這7國的自然和經(jīng)濟條件非常吻合（見表5）。

五、結(jié)論與啟示

（一）主要結(jié)論

本項研究目的在于解釋發(fā)達國家在經(jīng)濟發(fā)展的歷史進程中，家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模的變化趨勢，經(jīng)濟發(fā)展水平、制造業(yè)工資與農(nóng)業(yè)工資之比以及農(nóng)戶家庭戶均機械數(shù)量的變化是否對家庭農(nóng)場經(jīng)濟規(guī)模產(chǎn)生顯著性影響。本研究主要基于對美國、加拿大、澳大利亞、法國、丹麥、奧地利以及日本7個國家1930～2010年歷史數(shù)據(jù)對家庭農(nóng)場規(guī)模變化進行了面板數(shù)據(jù)的實證研究，得出如下的結(jié)論：

第一，隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的不斷提升，第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)機會相應(yīng)增多，將會吸引更多原本在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域的從業(yè)人員轉(zhuǎn)移到第二、三產(chǎn)業(yè)，從而導(dǎo)致家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模呈現(xiàn)出逐步擴大的趨勢。

第二，在推進工業(yè)化發(fā)展戰(zhàn)略的前提下，伴隨制造業(yè)工資與農(nóng)業(yè)工資之比的差距進一步擴大，卻導(dǎo)致家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模的相應(yīng)縮減，出現(xiàn)這種結(jié)果的原因可能由于目前這7個國家兩者工資之比仍然相對平穩(wěn)，尤其是歐美國家的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率普遍較高，工資之比的差距還沒有足夠?qū)е罗r(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域的勞動力大幅度轉(zhuǎn)移。

第三，隨著科技在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的廣泛運用，特別是隨著家庭擁有的先進農(nóng)業(yè)機械數(shù)量的相應(yīng)增加，農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力不斷提升，家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模呈現(xiàn)出逐步擴大的趨勢。

（二）對我國家庭農(nóng)場發(fā)展的啟示

第一，努力保持國內(nèi)經(jīng)濟快速增長。繼續(xù)推進工業(yè)化、新興城鎮(zhèn)化、信息化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展戰(zhàn)略，努力保持國內(nèi)經(jīng)濟相對較快的增長勢頭，積極引導(dǎo)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域的從業(yè)人員逐步轉(zhuǎn)移到第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)，逐步轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動力，為家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模的進一步擴大提供可能。

第二，加快推進土地流轉(zhuǎn)進程。在做好土地確權(quán)相關(guān)事宜的前提下，加快推進農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)逐步向家庭農(nóng)場等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體流轉(zhuǎn)，不斷擴大土地經(jīng)營規(guī)模，進一步提升家庭農(nóng)場土地規(guī)模經(jīng)營效率。

第三，加快先進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機械設(shè)備研制和推廣使用。國家鼓勵和大力支持對先進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機械設(shè)備的研制工作，提高對農(nóng)戶購置現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機械設(shè)備的財政補貼力度， 努力提升農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)科技裝備水平，進一步擴大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力，為家庭農(nóng)場規(guī)模經(jīng)營提供強大的動力源泉。

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