葉海鍵，姚子期，李 彬(南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇 南京 210095)

浙江是一個糧食銷區(qū)大省，全省人口達(dá)5 600萬人，耕地面積卻僅為197.67萬hm2，人均耕地面積只有0.03 hm2左右，自給率不到40%。且浙江地形復(fù)雜，丘陵山地平原并存，人地矛盾較為嚴(yán)重。要使全國糧食生產(chǎn)能力不下降，穩(wěn)定浙江這類糧食銷區(qū)的生產(chǎn)能力顯得十分重要。穩(wěn)定糧食生產(chǎn)能力必須保護(hù)種糧農(nóng)民的生產(chǎn)積極性，關(guān)注糧農(nóng)的投入產(chǎn)出分析，關(guān)注土地規(guī)模經(jīng)營效益，穩(wěn)定和增加種糧農(nóng)民的收入。

目前，學(xué)術(shù)界對土地規(guī)模和經(jīng)濟(jì)效應(yīng)問題已有大量的研究，但長期以來，在這一問題上還尚未做出統(tǒng)一的解釋。羅丹等[1]基于全國層面的實證研究表明，規(guī)模小、經(jīng)營分散是我國糧食生產(chǎn)不穩(wěn)定的主要原因。因此，農(nóng)戶糧食作物種植面積的擴(kuò)大，將帶來產(chǎn)量的顯著提高[2]。但在考慮土地細(xì)碎化的影響之后，我國糧食生產(chǎn)卻呈現(xiàn)總體規(guī)模報酬不變的現(xiàn)象，即擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模不一定能得到產(chǎn)量的提升[3]，甚至還有可能導(dǎo)致土地單位面積收益下降的現(xiàn)象[4]。張曉桓等[5]則認(rèn)為，稻谷單位成本與種植規(guī)模間呈現(xiàn)“U”型關(guān)系。呂挺等[6]從地塊的角度出發(fā)，得出單位產(chǎn)品成本隨地塊面積遞減，水稻種植存在地塊規(guī)模經(jīng)濟(jì)。在適度經(jīng)營規(guī)模方面，李文明等[7]基于1 552個水稻戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，綜合不同政策取向得出水稻適宜規(guī)模在5～8 hm2。張曉桓等[5]根據(jù)邊際產(chǎn)品價值的測量，認(rèn)為規(guī)模為3.33 hm2以下的農(nóng)戶存在機械的過量投入問題。陳杰等[8]對單位面積糧食生產(chǎn)率測算后，得出糧食作物的土地生產(chǎn)率在0.7～1.3 hm2時最高。由于研究視角、樣本選取的差異，當(dāng)前學(xué)術(shù)界對水稻適度經(jīng)營規(guī)模尚未達(dá)成統(tǒng)一，但是所得結(jié)論多數(shù)處于1.3～13.3 hm2，表明即使是3.3 hm2以下的小農(nóng)戶也可能會存在一定的規(guī)模效應(yīng)?；谑袌龌潭鹊募由?，土地的每公頃收益已代替產(chǎn)量成為農(nóng)戶決定是否擴(kuò)大經(jīng)營規(guī)模的標(biāo)準(zhǔn)[9]。此外，水稻生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步可帶來成本減少約2.3%[10]，資源稟賦的不同可能會加劇農(nóng)戶異質(zhì)性的產(chǎn)生。農(nóng)戶異質(zhì)性是導(dǎo)致土地利用率差異的重要原因[11]，大農(nóng)戶更傾向于資本密集型的技術(shù)，而小農(nóng)戶更傾向于勞動密集型技術(shù)。同時，蘇昕等[12]根據(jù)各地資源稟賦的差異，得出我國各地家庭農(nóng)場規(guī)模存在較大區(qū)別。然而，稟賦差異在不同規(guī)模的農(nóng)場中也可能存在，并直接體現(xiàn)在農(nóng)戶最終的生產(chǎn)投入之上，在農(nóng)業(yè)增長方式中，物質(zhì)投入因素的影響仍然占有重要地位[13]。而相比較散戶經(jīng)營規(guī)模大的農(nóng)戶“經(jīng)濟(jì)理性人”特征表現(xiàn)更加明顯[14]，這或?qū)⑹苟叩母魃a(chǎn)投入要素對其收益的影響產(chǎn)生較明顯的差異。

回顧現(xiàn)有文獻(xiàn)，主要有3個較為突出的問題：一是樣本選取存在局限性，多數(shù)研究選擇進(jìn)行宏觀層面的實證分析，往往難以準(zhǔn)確反應(yīng)微觀主體的實際行為；二是從研究內(nèi)容角度，多數(shù)文獻(xiàn)在進(jìn)行成本收益分析時往往是研究如何實現(xiàn)土地規(guī)?；耙?guī)模經(jīng)營問題，很少進(jìn)一步探討因規(guī)模不同而引起的成本要素投入對農(nóng)戶收入影響出現(xiàn)的差異性現(xiàn)象；三是從研究方法角度，已有文獻(xiàn)多是僅基于C-D生產(chǎn)函數(shù)，很難量化各自變量的貢獻(xiàn)程度。對于這些問題，本研究將基于浙江省6市14區(qū)221戶農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，通過樣本及不同規(guī)模農(nóng)戶的異質(zhì)性分析，構(gòu)建超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型，并采用基于回歸的Shapley(夏普里)值分解方法[15-16]，從水稻種植的成本分解角度，根據(jù)不同成本構(gòu)成要素對農(nóng)戶收益差異的貢獻(xiàn)程度，對各成本要素按照貢獻(xiàn)率的大小排序進(jìn)行同一規(guī)模內(nèi)部及不同規(guī)模之間的比較分析，識別不同種植規(guī)模下農(nóng)戶生產(chǎn)要素投入行為和水稻種植收益產(chǎn)生差異的來源。所得結(jié)論有利于農(nóng)戶根據(jù)自身規(guī)模對生產(chǎn)投入要素進(jìn)行合理配置，并為政府部門完善我國糧食規(guī)模種植標(biāo)準(zhǔn)及支持政策提供參考。

1 模型選擇

1.1 樣本基尼系數(shù)的測定

為測定稻農(nóng)在樣本不同組別的收入差異，并建立收入不平等指標(biāo)，本文選擇基尼系數(shù)作為檢驗稻農(nóng)收入差異性的方法?；嵯禂?shù)是最常見也是最直觀的度量樣本收入差異性的指標(biāo)，其特點是可以對總收入的差異在不同分項之間進(jìn)行分解分析。以農(nóng)戶家庭作為一個基本的單元，比較和測算不同組別內(nèi)部農(nóng)戶收入的差異情況。

1.2 基于Shapley值的分解方法

為考查水稻種植各環(huán)節(jié)要素投入對水稻產(chǎn)量及稻農(nóng)收入差異的貢獻(xiàn)程度，選取Shapley值的分解方法。Shorrocks[16]認(rèn)為，Shapley值可等價于回歸方程中解釋變量對被解釋變量的貢獻(xiàn)。

為考查農(nóng)戶環(huán)節(jié)成本投入對其利潤差異的影響，本文首先構(gòu)建農(nóng)戶投入產(chǎn)出函數(shù)測度各環(huán)節(jié)要素(種子、化肥、機械、灌溉和人工要素)投入量對水稻單產(chǎn)的貢獻(xiàn)程度。參考張曉桓等[5]建立的農(nóng)戶投入產(chǎn)出模型，沒有將農(nóng)藥作為要素放入模型中，一方面是由于農(nóng)藥使用種類繁多難以統(tǒng)計施用的具體用量；另一方面是因為農(nóng)藥只有在病蟲害存在時才能發(fā)揮作用，與一般要素作用機制不同，使用相同的形式可能造成結(jié)果的偏誤。分別采用機械作業(yè)費用與運行保養(yǎng)費用、灌溉費用與用水價格的比值作為農(nóng)戶機械投入量和灌溉的投入量。

其次除去單產(chǎn)水平，決定環(huán)節(jié)要素投入水平的另外一個動力是農(nóng)戶的收益水平。為探討不同環(huán)節(jié)要素投入與經(jīng)營效益之間的關(guān)系，對各環(huán)節(jié)成本投入對收入差異的貢獻(xiàn)率進(jìn)行分析比較，本文選取基尼系數(shù)作為收入不平等指標(biāo)。在此基礎(chǔ)上構(gòu)建農(nóng)戶生產(chǎn)利潤回歸模型。

模型包括種子費用、化肥費用、機械作業(yè)費用、灌溉費用、生產(chǎn)過程中產(chǎn)生的間接費用(包含保險費、管理費、財務(wù)費以及銷售費)、雇工費用、土地費用(折租)、戶主年齡、教育程度、農(nóng)戶所在地的地區(qū)變量(分別用1～14來代表樣本包含的14個縣市)。

2 變量選擇、數(shù)據(jù)來源與主要變量統(tǒng)計描述

本文數(shù)據(jù)來源于2017年對浙江稻農(nóng)生產(chǎn)的實地調(diào)研。其中共包含221份有效問卷，調(diào)研地點涉及杭州、寧波、嘉興、湖州、紹興、臺州6市的14個區(qū)縣，調(diào)查對象為晚稻種植戶。

根據(jù)調(diào)查結(jié)果(表1)，水稻種植的收入差距在農(nóng)戶之間普遍存在。樣本水稻總產(chǎn)出為7 816.05 kg·hm-2，均方差為1 087.95 kg·hm-2。水稻純收入為6 640.35元·hm-2，而均方差卻達(dá)到了4 425.75元·hm-2，與產(chǎn)量相比水稻的種植收入具有較大的內(nèi)部差異。樣本農(nóng)戶平均水稻種植面積為5.92 hm2，其中最小0.07 hm2，最大208.00 hm2，所覆蓋范圍較廣。在農(nóng)戶特征變量中，平均勞動力投入為57.90工·hm-2，基本符合當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶的基本現(xiàn)狀。平均戶主年齡為60.48歲，年齡在50歲以上的農(nóng)戶比例為87.0%，可見勞動力老齡化的現(xiàn)象較為嚴(yán)重。戶主的受教育程度均值為1.84，主要集中在小學(xué)高年級段。

3 實證研究與分析

3.1 農(nóng)戶收入差距的測定

基尼系數(shù)的主要用途即是測量個體之間的不平等關(guān)系，本文采用基尼系數(shù)對樣本中農(nóng)戶水稻種植的收入差異測算分析。

以農(nóng)戶是否進(jìn)行過土地流轉(zhuǎn)行為為依據(jù)(下稱組1和組2)，將樣本分為兩組分別進(jìn)行測度。結(jié)果為進(jìn)行過土地流入的農(nóng)戶組基尼系數(shù)為0.34，而未發(fā)生土地流入行為的農(nóng)戶基尼系數(shù)為0.30。從基尼系數(shù)的判準(zhǔn)出發(fā)，數(shù)值大于0.3即可認(rèn)為存在廣泛的不平等現(xiàn)象，因此稻農(nóng)樣本個體之間的收入存在差異。

表1 變量的描述性統(tǒng)計特征

注：種子投入類別質(zhì)量1為優(yōu)質(zhì)稻，0為普通稻。戶主教育程度1為小學(xué)文化水平，2為初中文化水平，3為高中文化水平，4為大學(xué)文化水平。

關(guān)于水稻種植純收入的差異現(xiàn)象，單從分組的角度比較，具有土地流轉(zhuǎn)行為發(fā)生的農(nóng)戶組內(nèi)部基尼系數(shù)較大，這一定程度上是由于組1中農(nóng)戶生產(chǎn)規(guī)模差異較大，農(nóng)戶個體之間異質(zhì)性較強所導(dǎo)致。相比之下，未有土地流入的稻農(nóng)多為中小散戶，農(nóng)戶間生產(chǎn)規(guī)模差異較小，農(nóng)戶異質(zhì)性不強。然而結(jié)果表示，組2內(nèi)部稻農(nóng)也存在著廣泛的收入差距現(xiàn)象，除去農(nóng)戶特征的異質(zhì)性，在環(huán)節(jié)成本投入方面決策的異質(zhì)性也會致使這種差異現(xiàn)象的產(chǎn)生，這一點將在下文中進(jìn)行進(jìn)一步的分析。

3.2 農(nóng)戶產(chǎn)出模型的貢獻(xiàn)率

表2中的回歸結(jié)果顯示，農(nóng)戶生產(chǎn)模型中的主要變量在統(tǒng)計上基本顯著，模型回歸后R2分別為0.992 1和0.941 0，表明方程有較好的擬合性。

表2 農(nóng)戶生產(chǎn)模型的回歸結(jié)果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著。

表2的回歸結(jié)果可知，種子、化肥等相關(guān)環(huán)節(jié)投入方面，無論當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶是否發(fā)生土地流轉(zhuǎn)行為，以上兩者對水稻產(chǎn)量的影響均為顯著。但有趣的是在農(nóng)用機械的投入方面，其對發(fā)生土地流入現(xiàn)象農(nóng)戶的水稻產(chǎn)量呈現(xiàn)不顯著的特征，而對于小戶、散戶的水稻產(chǎn)量則表現(xiàn)顯著。對此，本文的解釋是，水稻屬于勞動力密集型作物，其對勞動用工的需求遠(yuǎn)高于其他糧食作物[3]，對于具有生產(chǎn)規(guī)模的農(nóng)戶而言，水稻的農(nóng)機等大型機械投入主要節(jié)省勞動成本，相對于精耕細(xì)作小農(nóng)戶對產(chǎn)量造成的影響較小。

以Shapley值來分析影響因素對產(chǎn)量的貢獻(xiàn)，對發(fā)生及未發(fā)生過土地流轉(zhuǎn)行為的農(nóng)戶各項環(huán)節(jié)投入要素按照其對水稻產(chǎn)量的貢獻(xiàn)率大小進(jìn)行排序，結(jié)果列于表3。

表3 農(nóng)戶生產(chǎn)方程的Shapley值分解結(jié)果

Shapley值分解結(jié)果顯示，不論農(nóng)戶是否具有土地流入現(xiàn)象，各環(huán)節(jié)要素投入對稻農(nóng)水稻產(chǎn)量的影響貢獻(xiàn)率排序具有相似性?；释度雽Φ巨r(nóng)水稻生產(chǎn)產(chǎn)量的影響最大，在兩組的貢獻(xiàn)率分別達(dá)25.4%和28.9%，說明農(nóng)戶的化肥投入水平是決定農(nóng)戶水稻產(chǎn)量的重要因素。勞動力投入對水稻產(chǎn)量的影響程度較種子投入略高，兩組分別為21.8%、24.6%，排在第2位。組1、組2機械投入對水稻產(chǎn)量的貢獻(xiàn)率分別排在第5位和第4位，較好說明了具有土地流入的農(nóng)戶，增加機械投入對水稻增產(chǎn)影響貢獻(xiàn)率較低；而具有土地流入的中小散戶由于投入機械水平不足同樣出現(xiàn)機械投入對水稻產(chǎn)量貢獻(xiàn)率低的觀點。

3.3 農(nóng)戶收入差異的貢獻(xiàn)率

由估計模型得到，各投入要素對稻農(nóng)水稻生產(chǎn)最終利潤獲得的影響呈現(xiàn)出一定的差異現(xiàn)象，由于不具備規(guī)模效應(yīng)的農(nóng)戶普遍較少出現(xiàn)間接費用投入，故本文未將其納入組2回歸模型體系中。具體結(jié)果列表4。

具有一定土地規(guī)模效應(yīng)的農(nóng)戶(組1)，在化肥投入費用及相關(guān)間接費用方面分別在1%水平上拒絕原假設(shè)?？赏茰y具有土地流入現(xiàn)象的農(nóng)戶在化肥配置上尚未達(dá)到最佳水平。此外，間接成本高，如銷售、可度量的交易等費用的過高降低了稻農(nóng)的生產(chǎn)利潤水平。相比較之下，不具有土地規(guī)模效應(yīng)的農(nóng)戶在化肥投入方面具有負(fù)向的邊際收益，這或與其單位面積的過量投入有關(guān)。在組2的131個農(nóng)戶樣本中，有間接費用支出現(xiàn)象的僅為55.7%，且支出費用遠(yuǎn)低于組1水平，故未將該變量放入組2回歸方程內(nèi)。組1中，土地要素投入對提高純收益作用不顯著，而在組2中則表現(xiàn)出在1%水平上拒絕原假設(shè)，其原因可能是前者進(jìn)一步擴(kuò)大土地經(jīng)營規(guī)模所獲得的額外收入將被相應(yīng)的管理、監(jiān)督成本所抵消，相比之下后者則可通過適當(dāng)擴(kuò)大土地經(jīng)營面積的方式來增加種植收益。

表4 農(nóng)戶生產(chǎn)利潤模型的回歸結(jié)果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著。

以基尼系數(shù)作為不平等指標(biāo)可得不平等貢獻(xiàn)率(表5)，再乘以各個變量的Shapley值即可得到各個被解釋變量的貢獻(xiàn)率。為使結(jié)果直觀，本文進(jìn)一步將貢獻(xiàn)率以百分?jǐn)?shù)的形式呈現(xiàn)(表6)。

表5 對農(nóng)戶收入的Shapley值分解結(jié)果

表6 農(nóng)戶收入差異的Shapley值分解結(jié)果

由表6可知，組1與組2農(nóng)戶各項環(huán)節(jié)投入要素對水稻種植收入的影響呈現(xiàn)出一定的差異性。考慮灌溉費用的組間差異后，灌溉費用的投入均對農(nóng)戶收入差異的影響程度最大，排在首位。由于水稻種植的特性對灌溉設(shè)施建設(shè)的要求較高，而農(nóng)地灌溉具有外部性存在，一定土地范圍內(nèi)增加灌溉費用的投入有助于農(nóng)戶收入的增加，然而超過該范圍則或要求政府部門介入替代農(nóng)戶進(jìn)行灌溉設(shè)施的投資。

對組1農(nóng)戶的Shapley值分解結(jié)果顯示，第2大影響因素為化肥的投入費用，貢獻(xiàn)率達(dá)19.9%。土地的租金投入與機械費用投入貢獻(xiàn)率達(dá)17.1%、12.4%，排在第3位和第4位，說明這2個因素也在較高水平上影響稻農(nóng)的實際收入。規(guī)模農(nóng)戶在間接費用投入方面或存在一定的過量投入現(xiàn)象，其對水稻種植收入呈現(xiàn)負(fù)向影響，貢獻(xiàn)率排在第5位。其他6個因素影響的單個貢獻(xiàn)率均未高于10%。

對組2農(nóng)戶的Shapley值分解結(jié)果顯示，土地折租的大小對稻農(nóng)種植收入存在較高水平的影響，貢獻(xiàn)率為28.3%排在第2位?；寿M用投入與勞動力投入的貢獻(xiàn)率也較大，分別為11.6%和7.3%，說明組2農(nóng)戶在化肥與勞動力投入方面有過量投入的趨勢，或可通過適當(dāng)減少這方面的投入來提高收入所得。其余6個因素影響的單個貢獻(xiàn)率均未超過5%。

4 小結(jié)與啟示

通過以上分析發(fā)現(xiàn)：第一，稻農(nóng)收入基尼系數(shù)均超過0.3，存在廣泛的收入不平等；第二，不同農(nóng)戶各環(huán)節(jié)投入要素對水稻產(chǎn)量的影響具有相似性，其中水稻產(chǎn)量對化肥投入依賴大；第三，各解釋變量對收入的直接貢獻(xiàn)與對收入不平等的貢獻(xiàn)呈現(xiàn)出一定的差異；第四，不同組別中的環(huán)節(jié)投入要素對農(nóng)戶收入差異影響具有異質(zhì)性，灌溉費用的投入對稻農(nóng)收入差異的影響貢獻(xiàn)率均排在首位；第五，不論是否發(fā)生土地流轉(zhuǎn)現(xiàn)象，受教育程度和年齡對收入貢獻(xiàn)不是很明顯，當(dāng)前科技文化水平對農(nóng)戶收入貢獻(xiàn)并沒有預(yù)期大。

通過本文研究和分析，有以下幾點啟示。第一，市場化條件下，完善農(nóng)業(yè)支持保護(hù)制度，必須研究農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)管理行為，只有引導(dǎo)農(nóng)戶加強投入環(huán)節(jié)投入產(chǎn)出效益分析和經(jīng)濟(jì)核算，才有利于農(nóng)戶在節(jié)本降耗中獲取最大的效益，提高農(nóng)戶的競爭力和市場適應(yīng)能力。第二，研究糧食價格支持政策時，不僅要關(guān)注微觀主體農(nóng)戶成本的總體水平，更要考慮農(nóng)戶生產(chǎn)環(huán)節(jié)各要素貢獻(xiàn)程度，從宏觀層面有針對性采取措施，遏制價格成本輪番上漲惡性循環(huán)，真正發(fā)揮價格支持保護(hù)糧農(nóng)基本收益的作用。第三，目前國內(nèi)外糧食價差較大，提升國內(nèi)糧食價格的空間受到擠壓，通過引導(dǎo)稻農(nóng)投入環(huán)節(jié)生產(chǎn)要素有效組合和高效利用，控制成本大幅度上漲或者降低相對成本途徑，可提高糧價的競爭力。第四，研究農(nóng)戶的生產(chǎn)和投入行為，通過發(fā)揮農(nóng)戶收入增長內(nèi)部動力和外部條件作用，改善內(nèi)外部發(fā)展環(huán)境，促進(jìn)種糧農(nóng)民收入增長。第五，統(tǒng)籌兼顧培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體和扶持小農(nóng)戶，采取差異化政策，特別是依靠農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步，促使農(nóng)戶和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)有機銜接，把小農(nóng)戶引入現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的軌道。

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