市场信号、农户类型与农业生产经营行为的逻辑＊：来自鲁、晋、宁千余农户调查的证据

钟 真 孔祥智

改革开放以来，中国农业市场化进程加速，市场信号对农业和农村发展的影响越来越明显，以价格机制为基础的市场化调节手段在涉农政策的制定和实施中被越来越多地采用。但经验事实和相关研究表明，市场化调节手段在处理 “三农”问题时常常 “失灵”。例如，旨在通过提高某类农产品价格实现扩大其生产规模的政策，并没有使农民在农产品价格上涨的引导下明显扩大生产规模［1］；旨在通过降低部分农资价格实现稳定农业产量、提高新技术采纳率的措施，并没有使农民在农资价格下降的引导下明显地增加农业投入和新技术采纳［2］；等等。本文认为，出现这些政策偏差的直接原因是：现实中的农民并不完全符合 “经济人”的基本假定，没有完全按照价格信号的指引采取政策制定者所预期的行为。人的偏好存在多样性［3］，不同类型农户的生产经营行为是不同的。若在制定农业政策时没有考虑到农户类型的多样性特征，就可能导致资源浪费甚至产生副作用。［4］因此，正确认识农户类型将有利于缩小政策偏差，提高农业政策的实施效率。

一、文献回顾

（一）农户理论的基本脉络

关于农户的类型和行为特征，学界已进行了深入的讨论。舒尔茨在研究如何改造发展中国家的家庭农业时提出著名的 “贫穷但有效率”假说，即 “在传统农业中，农户在生产要素的配置上很少出现无效率的现象”［5］。其后的支持者完善了 “理性小农”假说，认为农户应被视为追求利润最大化的 “农业企业”。［6］但他们模糊了配置效率和技术效率的区别，特别是忽视了家庭为达到利润目标而形成的内部关系，这就使得整个家庭的效用最大化与利润最大化等同起来。［7］斯科特研究东南亚农业社会的历史发展轨迹及农民的反叛逻辑后认为，农民所追求的绝不是收入最大化，而是较低的风险分配与较高的生存保障。［8］罗马塞特等则在形式上将风险和不确定性加入农户的效用函数中。［9］查亚诺夫也认为，家庭农场追求的不是利润最大化，而是 “家庭成员需求满足程度和劳动力辛苦程度之间的某种均衡”，即家庭整体效用的最大化。［10］但其理论的缺陷在于假设不存在劳动力市场，家庭人口规模和结构是农户经济绩效的主要解释工具，所以农户的生产与消费不可分。而由贝克尔等人开创的 “新家庭经济学”则明确地把农户作为效用最大化的分析单位，并引入劳动力市场、农户收入多样化 （不一定来自农业收入）、农产品市场不完善等条件，解决了农户生产与消费的不可分问题。［11］巴纳姆和斯夸尔在 “新家庭经济学”和查亚诺夫思想的基础上证明：在存在劳动力市场等前提下，家庭生产决策可以独立于消费决策。他们指出，在生产和消费的联合决策下，农户会对家庭变量 （家庭规模和结构）与市场变量 （如农产品价格、投入价格、工资、技术等）的变化做出可以预期的反应。［12］因此，农户身兼 “舒尔茨小农”和 “查亚诺夫小农”的双重特点，即部分地参与了市场。埃利斯在综述上述思想的基础上，将农户类型分为追求利润型农民、风险规避型农民、劳苦规避型农民、部分参与市场的农民、分成制农民等，并给出如下定义：“农民是主要从农业中获取生活资料、在农业生产中主要利用家庭劳动的农户；农民部分地 （常常是不完全地或不全面地）参与投入和产出市场”［13］。但他并没有给出一个相对统一的用来划分农民类型的衡量指标。

（二）中国农户类型的划分

当下，中国农业政策的实际效果与预期之间经常出现偏差，说明中国目前的农户类型存在明显的多样性。那么，中国农户的类型主要有哪些？总体上呈现何种特征呢？黄宗智曾对20世纪前半叶华北小农社会进行了研究，认为中国小农是一个追求利润者、维持生计的生产者和受剥削的耕作者的复合体，每个特征都反映了这个复合体的一个侧面。［14］改革开放以后，农村经济的市场化转型促使人们更多地从经济学视角来认识农户，并逐渐认同中国农户在市场化进程中仅是部分地参与了市场的假说。韩耀认为，中国农户具有 “自给性生产与商品性生产并存”、“经济目标与非经济目标并存”、“理性行为与非理性行为并存”、 “行为的一致性与多样性并存”的特征。［15］孔祥智按照农业和农村经济市场化进程的初级、中级和高级阶段，将中国农户群体分成相应的三种类型。［16］林政等按照适应农业生产力发展要求的程度，把农户分成传统型、半现代型和现代型。［17］这些研究提出了区别农户特征或划分农户类型的依据，但没有将这些划分依据形式化和定量化。可以明确的是，多数学者倾向于关注农户与市场之间的关系，并将农户参与市场的程度作为区别农户特征的衡量指标。

（三）影响农户生产经营行为的因素

尽管国内学术界对农户经营行为的研究直到20世纪90年代初还很薄弱，但随着新家庭经济学和现代计量方法的 “普及”，近年来对农户行为的研究得到了迅速发展，大量针对农户在生产经营投入、农业技术采纳、生产规模选择、作物品种使用、安全农药购买、资金借贷、订单参与、契约履行、外出务工等方面选择行为的实证研究见诸各类学术刊物。从这些微观的计量研究中可以看到，虽然农户具体的生产经营行为不胜枚举，但影响这些生产经营行为的因素却大致相同，主要包括：户主的个人特征 （性别、年龄、受教育程度、职业、生活经历等），家庭生产经营特征 （生产经营规模、家庭收入与消费水平、可投入要素的规模、参与市场的方式等），家庭社会网络特征 （请人帮忙困难程度、对周围人的信任、可利用的社会关系等），政策环境 （特定的惠农政策、政府直接扶持、参与政府主导的农业项目等），地理特征等。

（四）文献评论

综观国内外研究成果，一方面，关于农户类型的探讨较为深入，但对农户类型的识别和划分方法还存有争议；另一方面，研究一定区域内农户特定生产经营行为的文章很多，且不乏精深的分析，但将农户具体的外在行为与支配这些行为的内在 “特质”——农户类型结合起来的研究仍然是空白。若能将对农户行为的影响因素分析过渡到对农户类型的影响因素探讨上，将对理解中国农户生产经营行为的内在逻辑有所裨益。缺乏相关研究的原因，首先在于没有设计出用以解释农户生产经营行为逻辑的衡量指标，即区别农户类型的指标。其次，很难获取大规模抽样调查的数据作为微观分析的基础。再次，即使能够获取抽样调查数据，也很少能在一次调查中观察到足够多的生产经营条件发生变化时农户生产经营行为相应发生变动的情况，以至于无法获得有效判断农户类型的必要信息。

二、数据来源与变量设置

（一）数据来源

2008年下半年开始的全球金融危机为观察多种市场信号的变化创造了条件，本文所用的数据来自2009年7—8月间对山东、山西、宁夏3省 （区）11县农户的随机抽样调查。调查共获得问卷1 050份，其中有效问卷1 032份。若用山东、山西、宁夏3省 （区）分别代表东、中、西部3个地区，那么这一样本对研究农户生产经营行为将有较强的代表性。由于调查涉及不同地区的多种农业生产，且受客观条件的限制，此次调查没有获得被调查农产品及其生产投入要素的全部实际价格，仅是观察到这些市场信号的变动方向，但依然对研究农户生产经营行为的逻辑提供了必要的数据基础。

（二）因变量

林毅夫认为，农户行为之所以多样化，并不是因为他们的 “理性”有所不同，而是资源、制度、技术等外部限制条件的不同造成可供他们选择的方案不同所致。［18］本文认同这种观点。事实上，狭义的理性仅指追求利润最大化的经济理性，而农户行为的逻辑显然还基于生存理性、风险理性等维度［19］，因此，农户类型既不能简单地依据其目标集合的单一特征来判断，更不能抽象地用 “是否理性”或 “理性程度”来衡量。

为了不致陷入 “理性之争”，同时突出在农村市场化不断深入条件下的农户生产经营行为，本文从农户与市场关系的角度来展开分析。尽管经过30多年的市场化改革，农户参与市场的程度不断提高，但受自然条件、经济水平、家庭禀赋、社会文化、政策环境等因素的制约，农户总体上还不能像利润最大化的生产者那样进行决策，这必然会影响以市场化手段为基础的农业政策的效率。所以，本文的研究前提是：当前中国农户仅部分地参与生产经营的投入和产出市场，即面对市场信号的变动，农户不会完全按照市场配置资源的逻辑来调整相应的生产经营行为。据此，我们将农户参与市场的经济学特征作为区别农户类型的指标，即用农民面对市场信号的变动所做出的反应与市场配置资源的逻辑相符合的程度作为区别农户不同类型的标准。本文将这一指标称为 “农户市场化水平”①“农户市场化水平”的概念是根据农户生产经营行为符合市场逻辑的程度构建的，与农户所生产的农产品的商品化程度是两个不同的概念。，其基本含义为：农民面对市场信号的变动所做出的反应与市场配置资源的逻辑相符合的程度越高，说明农民的市场化水平越高；反之，则农民的市场化水平越低。

如果农户行为完全符合市场配置资源的逻辑，那么，农户必然会在生产经营过程中将成本最小化 （或利润最大化）。在此，我们以农户认为最重要的农产品 （以下简称关键农产品）为例，假定其生产一单位该农产品的最小成本为px＝c （p ，y ，e）。其中，p为生产该农产品所需投入品的价格向量，x为包括技术在内的可变投入向量②这里我们将技术视为一种物化的投入要素，但它有别于农药、化肥、饲料、机械等一般资本要素，它的投入规模主要体现在农户为达到某种市场要求 （如质量要求）而在品种、机械设备、种养工艺等方面所投入的费用。需要强调的是，本文假定短期内不存在技术进步，即不同技术之间不存在生产力水平的差异，但存在技术可得性等原因造成的价格差异。因此，本文所谓选择新的技术并不代表生产力的提高，而仅仅是为了实现顺利销售。，y为农户关键农产品的产量，e为农户禀赋、农户特征及地理和政策环境向量。而农产品产量显然与可变投入 （x）、上一个生产周期关键农产品的销售价格 （P＊）以及农户禀赋、地理和政策环节等因素 （e）相关。因此，农户关键农产品的生产函数可表示为：y＝f （x ｜ P＊，e）。根据谢泼德引理，我们可从上式得到各种可变投入的分摊方程那么，各种可变投入的显需求函数可表达为xi＝gi（p ， P＊，e）。实证研究表明，有＜0和＞0，即在其他投入品价格不变的情况下，第i种投入品价格与其投入数量负相关，而农产品价格将与投入品数量正相关。［20］

如果农户行为完全符合市场配置资源的逻辑，他们在各种投入要素价格变动时所采取行动的方向将会符合上述相关关系。但是在农户部分参与市场的假定下，农户面对市场信号变动所做出的反应虽然可以在样本层面上进行预测，却肯定会不同程度地偏离微观经济学建立的纯粹的市场关系。［21］所以，样本数据在整体上可以支持的结论，但如果没有全面的类似于行为实验的数据，由xi＝gi（p ， P＊，e）导出的结论则将在农户层面失去解释力。其主要原因是，农户层面的一次性观察很难判断在其他市场信号不变时某一可变投入价格变动与相应生产行为变动的确切关系。为此，我们对相邻两个生产周期进行对比分析，在农户的层面 （而不是样本层面）考察其生产经营行为变动与市场信号变动之间的关系。这里假定在相邻两个生产周期之内 （短期内）农户禀赋、农户特征及地理和政策环境不会发生显著变动，对前后两个生产周期的可变投入函数做一阶差分，可得市场信号变动与生产经营行为变动之间的关系表达式：

由此不仅可以在排除农户禀赋、地理和政策环境等因素的影响后建立市场信号变动与生产经营行为变动之间的更为直接的数量关系，而且还可以在无法获得各种投入价格的实际观测值的情况下，仅需获得各种价格的变动方向就能判别农户的生产经营行为在多大程度上符合市场配置资源的逻辑。这对数据不充分条件下构建农户市场化水平的指标具有重要意义。对式 （1）进行多元回归分析，便可考察在其他市场信号不变的情况下第j种投入的价格变动与其投入数量变动之间的关系。同时，由于农户的多个生产经营行为在一个生产周期内往往是联合决定的，所以本文对农户在生产关键农产品时的多个可变投入方程进行系统估计。为此，假设农户在生产关键农产品的过程中共有n种可变投入，并相应地将面临N种市场信号变动 （由于农产品价格信号的存在，一般N≤n＋1），农户生产经营行为变动与市场信号变动之间的系统估计方程可表示为：

为了能够判断每个农户的各种生产经营行为是否符合理论预期，需要利用式 （2）的参数估计结果来获得每个农户在各自生产经营行为上的预测值，再将这些预测值与相应的市场信号进行关联分析，最终判断农户的市场化水平。具体步骤如下：

首先，利用观测数据对式 （2）进行估计，并获得 Δxij的预测值 Δ＾xij。

其次，对Δ＾xij设定划分标准，并按照变动方向进行归类。市场信号和可变投入的变动方向一般有上升 （增加）、不变和下降 （减少）三种，分别用1、0、-1表示，则Δ＾xij将在 ［-1，1］中取值。当Δ＾xij在 ［-1，-0.334）取值时，视为可变投入减少，记Δ＾xij＝-1；当Δ＾xij在 ［-0.334，0.334］取值时，视为可变投入不变，记Δ＾xij＝0；当Δ＾xij在 （0.334，1］取值时，视为可变投入增加，记Δ＾xij＝1。

再次，将归类后的Δ＾xij的方向与Δpij的方向进行配对，并对两者变动关系符合理论预期的程度设定权重，用κij表示。如果在其他可变投入价格不变的情况下第j种可变投入的价格上升 （下降），而预测的相应的投入数量减少 （增加），即两者变动方向相反，则第i个农户的第j种生产经营行为与理论预期将完全一致，此时设κij＝1；如果两者的变动方向一致，则农户的这一生产经营行为与理论预期刚好相反，此时设κij＝-1。如果两者变动方向中有一个是不变的，则表明农户的这一生产经营行为与理论预期既不完全一致也不完全相反。此时可能有四种情况：（1）如果Δpij不变而Δ＾xij增加，表明农户在该生产经营行为上虽然不完全符合理论预期，但明显有追求更大收益的倾向，设κij＝0.5。（2）如果Δpij不变，而Δ＾xij下降，表明农户在相应的生产经营行为上是相对随意的，甚至有缩小收益的倾向，设κij＝-0.5。（3）如果Δpij上升而Δ＾xij不变，可能的原因是可变投入价格上涨而投入行为尚未调整或不想缩小生产规模而坚持一段时间，故在这一生产经营行为上农户仍有追求更大收益的倾向，设κij＝0.5。 （4）如果 Δpij下降而 Δ＾xij不变，可能的原因是农户没有意识到在可变投入价格下降时可以在同样的成本下增加投入来提高产量或质量，在这一生产经营行为上农户没有明确的追求更大收益的倾向，设κij＝-0.5。另外，如果Δpij和Δ＾xij都不变，就无法观察农户在面临市场信号变动时所采取的行为的特征。此时出现上述任何一种情况都是可能的，且出现的概率是一致的，故将这些配对视为 “中立配对”，并将其权重设定为0，即κij＝0。

最后，在农户层面对κij求和，再根据定义获得农户市场化水平的操作性指标。如果农户在n个生产经营行为上都完全符合市场配置资源的逻辑，κij之和将等于n，此时达到最大值。而κij之和与n的比值将代表第i个农户的市场化水平，其数学表达式为：

显然，φi将在 ［-1，1］取值。当φi＝1时，表明农户生产经营行为与市场配置资源的逻辑完全一致，此时农户的市场化水平最高，这样的农户是 “完全市场化农户”。当φi＝-1时，表明农户生产经营行为与市场配置资源的逻辑完全相反，此时农户的市场化水平最低，这样的农户为 “逆市场化农户”。在从-1到1的区间上，农户市场化水平将逐步提高。而随着农户市场化水平的提高，农户参与市场的程度将越来越高，表现为其生产经营行为将越来越符合市场配置资源的逻辑。

（三）自变量

农户类型类似于贝克尔的 “实质性偏好”①这种实质性偏好显示了生活的根本方面，如健康、欲望、快乐、忌妒等，与市场上某种具体商品或劳务并无确定的联系。，个人或家庭的实质性偏好一般是稳定的，支配着个人或家庭具体的选择行为［22］，因此，农户市场化水平可视为支配农户生产经营行为的 “实质性偏好”。而农户的生产经营行为既然受农户本身“实质性偏好”支配，那么，影响 “实质性偏好”的因素也应包括影响其具体生产经营行为的各种因素。我们借鉴已有文献，从户主特征、家庭生产经营特征、家庭社会网络特征、政策环境与地理特征四个方面考察影响农户市场化水平的因素。

（1）户主特征。一般而言，户主在农村家庭的经济生活中具有较强的决定权，其个人的社会学特征往往能代表整个家庭的行为特征。［23］不仅户主的性别、年龄、受教育程度会对农户参与市场的程度带来影响，而且户主当前的职业、过去的经历、社会政治参与等也会影响家庭参与市场的积极性。综合已有文献，本文认为，户主为女性、年纪越轻、受教育水平越高、当前有兼业、以前有过非农就业经历、是村干部或村民代表的农户，对市场信号变化会更敏感，其行为与市场配置资源的逻辑符合程度更高，即农户市场化水平更高。

（2）家庭生产经营特征。已有研究表明，关键农产品的类型、家庭收入水平、家庭消费规模、资产专用性程度和要素禀赋规模、参与市场的方式和特征等会对农户参与农业投入和产出市场的行为造成影响。为了细化家庭生产经营特征的各个维度对农户市场化水平的影响，本文选择相关指标进行衡量。结果发现，重点从事养殖业、关键农产品销售区域越远、收入水平越高、资产专用性程度越低、可投入要素的规模越小、参与市场的组织化程度越高的农户，适应市场信号变动的能力就越强。但适应能力强并不代表农户的行为会像完全市场条件下的 “经济人”那样去适应市场信号的变动。相反，很多农户会依托这种能力来抵抗市场变动对自身的影响，甚至采取 “逆市场行为”。因此，这些因素作用于农户市场化水平的方向存在不确定性。

（3）家庭社会网络特征。农村社会是一个熟人社会，社会资本是农户生计发展的重要资源，农户家庭的各种社会关系 （网络）影响农户面对市场信号变动所采取的行为。［24］本文选择请人帮忙的困难程度、对周围人的信任程度、是否有做公务员或办企业的亲戚来衡量农户的社会网络特征，发现社会网络中的不同关系的强弱对农户市场化水平的影响方向是不同的。如请人帮忙越困难，农户就越难以适应市场的变动；对周围人的信任程度越高，农户的行为就越容易受到其他农户的影响；亲戚中有公务员或企业家往往能使农户采取的行动更符合市场配置资源的逻辑。

（4）政策环境与地理特征。由于农业生产的地域性特征明显，农户生产经营行为的特点也因不同地区的政策环境和自然地理条件而异。［25］这说明政策环境与地理特征对农户的市场化水平有显著影响。为此，在政策方面，我们选择近一年来获得农业政策支持的力度是否加强和是否参加了政府主导的相关农业项目两个指标来衡量政策效应；在地理位置方面，我们以东部地区 （山东）为参照地区，用西部 （宁夏）和中部 （山西）来考察地区效应。

如果上述假设能够成立，则农户类型将通过农户市场化水平的构建与农户具体的生产经营行为联结起来，并能通过可观察、可测量的指标来判断农户市场化水平的高低，找到引起这种差异的关键变量。上述主要因素通过相关处理后，其统计学特征参见表1。

表1 自变量的定义与统计学特征

续前表

三、农户市场化水平的估算

为了能较好地对农户市场化水平进行估算，我们首先根据样本资料来考察在金融危机期间农户面临的哪些市场信号发生了变化，发生了什么样的变化；其次，考察农户相应的生产经营行为发生了什么样的变化；然后，根据农户市场化水平 （φ）的构建方法，在农户层面估算其生产经营行为与市场配置资源的逻辑相符合的程度。

（一）农户面临市场信号的主要变动

由于信息不完全、交通不畅、市场结构不公平等原因，农户参与的市场往往是不完善的。尽管在一定区域范围内从事相同种植或养殖业的农户面临的市场信号一般是一致的，但由于区域差异和行业差异，大规模抽样获取的样本农户所面临的市场信号必然会不一致。因此，本文从农户层面来考察其所面临的市场信号的变化。需要说明的是，尽管土地流转日益增多，但样本农户依然以自营土地为主，且土地租赁在短期 （2年）内基本不变，故本文未考虑土地价格的变动。从调查样本提供的信息看，除了有2／3以上的农户感觉农业雇工价格、水电燃料价格无明显变动之外，其他指标均有相当比例的农户经历了或升或降的变化 （参见表2）。

表2 农户面临市场信号的主要变动情况

（二）农户生产经营行为的主要变动

我们从生产经营规模的变化、单位资本投入的变化、单位劳动投入的变化以及实现顺利交易的额外成本投入变化四个方面，考察农户生产经营行为的实际变动。结果显示，根据市场信号的变动而相应地改变生产经营行为的农户比例变化没有市场信号的变动那么明显。在15项行为指标中，除了近两年有农业生产性借贷的农户 （包括向金融机构借贷和向私人借贷，共417户）借贷额度发生变化的比例在60%以上之外，在其他指标上大部分农户采取不变的行动策略。另外，在各项指标有变动的农户中，单位要素投入方面采取增加策略的农户明显多于采取减少策略的农户，而在生产经营规模和家庭资源配置方面，采取增加与减少策略的农户数量基本持平 （参见表3）。

表3 农户农业生产经营行为的主要变动情况

（三）农户市场化水平的测算

为了避免因市场信号对不同农户具有不同重要性而产生偏差，本文在匹配不同的生产经营行为与相应的市场信号时做了合并与调整。①在合并的过程中，不同指标的变动方向如果不一致，则以重要性程度高的指标为准。调查问卷以5个等级对各个指标的重要性程度进行了数据采集。同时，市场信号和相应的行为以配对的形式进行合并和调整，故不存在两者不对应的情况。在市场信号方面，将农业雇工价格和外出务工工资的变化合并为劳动价格变化，将订单数量和销售便捷程度的变化合并为契约价格变化。生产经营行为方面，选取关键农资价格及其相对应的单位投入量来衡量单位资本投入的变动；将农家肥、自备饲料等劳动型农资的单位使用量转化为劳动投入，并与家庭外出务工人员的数量变动一起合并为人工的单位投入量的变动。由于农业生产性借贷最终会体现到各种要素的投入规模上，故删除了与借贷相关的市场信号及相应行为。另外，尽管我们不直接考虑土地要素，但生产经营规模部分地体现了土地投入量 （特别是种植业），而且对农民而言，生产经营规模与单位要素投入是两个相对独立的变量，因此有必要将其作为一个重要的生产经营行为引入。综观各种市场信号，上一个生产周期的农产品销售价格变动与本期农产品生产规模有密切联系，因此，本文将二者作为一个配对加入农户市场化水平的测算模型 （参见表4）。经过上述处理，市场信号的数量和农户具体行为的数量刚好相等，即n＝N＝5。

表4 调整后的市场信号变动与农户生产经营行为的配对

根据式 （2），对上述5个配对采用似无相关回归 （SUR）的方法进行联立方程估计。结果显示，虽然关键农资单位投入 （Δx1）和实现顺利销售的技术性投入 （Δx3）受价格信号的影响并不显著，但各个配对的符号都符合完全市场化农户的预期行为。可以认为，在其他市场信号不变的情况下，农户生产经营行为总体上符合 “经济人”假定。

为了进一步考察农户层面的市场化水平，本文利用样本数据对农户的生产经营行为进行预测。根据式 （3），本文估算的农户市场化水平的均值为0.202，最小值为-0.280，最大值为0.520。农户市场化水平基本摆脱了无法预测的“区间”，并有向更高水平发展的趋势，但仍然有7%左右农户的市场化水平处于0以下，且87.6%的农户都集中在 （0，0.5）的区间内。这表明，当前中国农户的生产经营行为还难以完全按照市场配置资源的逻辑来预期，以价格机制为核心的市场化调节手段在实际运用中会面临失灵的危险。

四、自变量对农户市场化水平的影响方向与程度

（一）模型选择与构建

下面将进一步验证和探讨前述一系列自变量对农户市场化水平的影响方向与程度。由于农户市场化水平 （φ）的取值范围为 （0，1），故有必要选择限值因变量模型来展开分析。尽管样本估算得到的φ在 （-0.280，0.520）上是基本连续的，但由于各个配对不能代表农户面对的所有市场信息和采取的所有生产经营行为，且经过合并和调整后的配对也不能完全消除 （而仅仅是降低了）其重要性在不同农户间存在的差异，故φ的升高仅代表农户生产经营逻辑更倾向于符合市场配置资源的逻辑，其相邻数值之间的差异不能代表 “农户市场化水平”有着与 “数字距离”一样的差异。因此，本文将 “农户市场化水平”分成若干具有序次关系的区间并采用有序多元选择模型进行估计。根据因变量 “农户市场化水平”的分布情况，我们将其做以下分类：当-0.280＜φ≤0时，y＝1；当0＜φ≤0.25时，y＝2；当φ＞0.25时，y＝3。进而，按照y值从低到高，将农户分为 “低市场化农户”（以下简称L类农户）、“中等市场化农户”（以下简称M类农户）、“较高市场化农户” （以下简称H类农户）三种类型，并利用有序Probit模型进行参数估计和边际贡献率的计算。

（二）实证结果与分析

将所有自变量纳入模型进行回归 （见表5中的模型Ⅰ）后发现，户主特征和家庭生产经营特征中有大量不显著变量，且方差膨胀因子较高（最大的VIF大于10，平均的VIF大于1），这说明变量中存在较严重的多重共线性，其原因可能与收入 （农业收入和非农收入）和农户禀赋变量 （如户主特征、耕地面积、劳动力占比、参加合作组织等）之间有较强的相关关系有关。为此，我们将可能与收入相关的主要变量进行交互纳入模型分析，发现仅有 “参与合作组织”与“农产品销售收入”的交互项对模型的改善起到明显作用。在模型Ⅱ中，这一交互项的引入使农户参与农业经济合作组织的变量从不显著变成在5%水平上显著，而其他变量的显著性程度没有发生很大变化。

表5 有序Probit模型的估计结果

下面依据模型Ⅱ对显著自变量的影响程度进 行解释 （见表6）。

表6 显著自变量的边际贡献率

续前表

1.户主特征变量对农户市场化水平的影响

男性户主总体上对农户的市场化水平有显著的负向影响。相对于女性户主，男性为户主的家庭属于L类农户的边际贡献率要高出11.8%，属于M类和H类农户的概率却要低6.9%和5.1%①对自变量边际贡献率的分析是基于其他变量保持不变 （二分变量取1，连续变量取均值）时进行解释的。，这说明女性在农户生产经营中比男性更能适应市场信号的变动。这与目前一些关于农村妇女的研究得出的结论相类似。［26］户主的政治参与程度对农户的市场化水平有显著的正向影响。户主是村民代表的家庭比户主不是村民代表的家庭属于L类农户的边际贡献率要低7.6%，属于M类和H类农户的概率则要高4.8%和2.9%。这与农户在参与农村政治活动的过程中，能获得更多关于生产经营和市场变动的信息有关，同时也与作为村民代表的农民本身具有更强的适应市场变动的能力有关。

2.农户生产经营特征对农户市场化水平的影响

种植业对农户市场化水平的影响方向是负的。以种植业为主的农户属于L类农户的边际贡献率较以养殖业为主的农户要高18.2%。换言之，以养殖业为主的农户具有更高的市场化水平。这与种植业和养殖业本身的市场化水平有关：粮食、蔬菜、水果等种植业产品的很大一部分用于农户自我消费，而生猪、奶牛等养殖业产品往往是农户创收的来源，故具有更高的商品化程度，进而要求农户相应地具有更高的市场化水平。

农产品的销售收入和非农收入分别代表农户在农业和非农业上的生计能力，这两个指标都对农户市场化水平具有显著的正向影响。农户非农经营收入每提高1个等级，其属于较低市场化和较高市场化农户的边际贡献率将分别提高1.8%和0.7%。农产品销售收入对三种类型农户的边际贡献率还取决于农户是否参加经济合作组织。如果农户参加合作经济组织，则农产品销售收入对L类、M类、H类农户的边际贡献率分别为-2.2%、1.0%、1.2%；而如果农户没有参加经济合作组织，则其边际贡献率分别为-8.6%、5.8%、3.0%。显然，参加经济合作组织拉低了农产品销售收入对农户市场化水平的边际影响程度。由于交互项的系数显著为负，因此，参与经济合作组织的边际贡献率也将受到农产品销售收入的负面影响。从计量结果看，尽管参加经济合作组织对农户市场化水平的提高有显著的正向影响，但在与农产品销售收入的交互影响下，倾向于M类和H类农户的贡献率分别降低了4.8%和1.8%，而倾向于L类农户的概率则提高了6.4%。这使得参加合作组织比没有参加合作组织的农户属于M类、H类农户的概率实际仅高了6.5%和3.5%，而属于L类农户的概率则仅低了10.4%。

农产品销售收入、参加经济合作组织及其交互项的计量结果表明，一方面，由于农产品销售收入越高、参加经济合作组织的农户往往具有更大的投入和产出，和市场的接触程度必然更高，在技术采纳、价格手段应用等方面更像一个理性生产者来行事，故二者对农户市场化水平的影响是正向的；另一方面，由于生产规模越大的合作组织成员往往在利用相关力量抵御市场风险方面能力更强，能够通过维持甚至追加投入来渡过因市场变动带来的 “难关”，因此，农业生产规模与参加经济合作组织的交互项系数显著为负。

另外，农产品销售区域范围对农户市场化水平也有显著的影响，即农产品最终销售地越近，农户的市场化水平越低。农产品销售区域每缩小1个等级，农户属于L类农户的边际贡献率就提高3.9%，而属于M类和H类的农户则分别降低3.1%和1.8%。可见，农户主要农产品的市场范围越广、商品化程度越高，其市场化水平也越高。

3.家庭社会网络特征对农户市场化水平的影响

在家庭社会网络特征中，请人帮忙的困难程度、有公务员的亲朋对农户市场化水平具有显著的正向影响。但 “请人帮忙越困难，农户市场化水平越高”这一点与人们一般的认识不一致。出现这一结果的原因与本文对农户市场化水平的定义有关，即在衡量农户生产经营行为与市场配置资源的逻辑相符合的程度时，不管这种 “符合”是主动还是被动，只要符合程度越高，农户市场化水平就越高。而从调查数据看，请人帮忙的困难程度与农户在金融危机期间感受到的市场压力之间的相关系数显著为正。这说明，农户请人帮忙越困难，其可用于抵御市场变动的社会资本越少，往往只能在市场变动的压力下被动地适应市场，从而被动地提高了农户市场化水平。同时，亲朋中有做公务员的农户比没有公务员亲朋的农户属于L类的概率要低5.8%，而属于M类和H类农户的概率则要高4.1%和2.4%，说明农村中血缘、亲缘、业缘等社会关系对于农户市场化水平具有重要影响，其中与政府之间的社会关系尤为显著。

4.政策环境与地理特征对农户市场化水平的影响

计量结果表明，近一年来获得政府农业政策支持增加的农户属于较低市场化和较高市场化农户的概率比没有增加的农户要高出4.7%和2.8%，而属于L类农户的概率则要低6.2%。是否参加政府主导的农业项目也有类似的影响：参加政府农业项目的农户属于L类的概率比没有参加的要低7.9%，而属于M类和H类农户的概率分别要高6.1%和3.2%。这与农民对政府的高度信任有关，政府政策的支持往往使农户有更大的 “勇气”和能力去适应市场的变动，表现为其生产经营行为更倾向于符合政策预期效果。

计量结果还显示，地区变量均在5%水平上统计显著，但影响方向是不一致的：西部地区对农户市场化水平的影响是正向的，而中部地区却是负向的。这与调查的样本县特征有很大关系。在西部的宁夏回族自治区，样本县为贺兰县、利通区、中宁县，这三个县的特色农产品较为发达，使得农户总体上的市场化水平较高。而在中部的山西省，样本县是处于晋中南的泽州县、高平县、沁县、武乡县，这些县近年来在退耕还林、生态保护方面下了较大的力气，农户多数以种植粮食作物为主，农业产业化和农户的市场化水平受到了一定程度的影响。

五、研究结论与政策含义

由于农户的生产经营行为受到农业产业特点和农户特征等因素的影响，并不遵循典型生产者一般的行为规则［27］，因此，大量以市场调节机制为核心的农业政策的施行与预期效果出现较大偏差。在市场化水平不断提升的中国农村，“农户市场化水平”可作为区别不同农户类型的重要指标。样本数据及进一步的计量分析表明，目前中国农户的市场化水平还不高，其生产经营行为仍然在很大程度上难以预测；户主性别和政治参与情况、农户生产经营的重点与规模、农产品销售区域和参加农业经济合作组织情况、农户社会资本、政策环境与地理特征对农户市场化水平有显著的影响，但影响的方向和程度各有不同。要能较为准确地把握农户的类型及其行为特征，提高农业政策的实施效率，政府可重点在以下方面做出改进：

（1）在农业政策制定和实施的过程中，要考虑到农户类型的差异，即对其生产经营行为不能像对理性生产者那样去预测，应充分评估政策将引起的市场信号变动对不同类型农户的生产经营行为可能产生的影响，进而掌握政策覆盖区域中农户类型的主要特点，并以此确定要达到预期效果应采用的政策手段。如在农户市场化水平较高的地区，可更多地采取价格信号引导的手段。反之，则要慎重运用市场调控手段。

（2）由于较高的农户市场化水平不仅代表更高的农业生产力水平和农村物质生活水平，也代表农户生产经营行为的可预测性，因此有必要从那些显著影响农户市场化水平的因素入手，加强或减弱相应变量对农户市场化水平的影响程度，逐步提升农户的市场化水平。例如，通过提升农村妇女的社会地位，使其参与家庭决策的能力得到提高；加大对农村经济合作组织的支持力度，提高农户在生产经营中的组织化程度；开拓农产品的销售市场，提高农产品的商品化程度；加强农业技术推广，扩大惠农政策的覆盖面；等等。

（3）在一些农业政策 “失灵”的情况下，应多从农户类型的角度寻找原因，只有正确认识农户及其生产经营行为的逻辑，才能对症下药。而由于决定农户类型的因素很多是难以在短期内用市场经济的手段来调整的，因此必须对社会资本、人力资本等要素进行长期投资。如在农村社区逐步形成艰苦奋斗、积极进取的创业意识，营造团结、和谐的社会氛围等。

［1］徐谷明：《粮价再涨农民也不愿意种粮》，载 《中国经济时报》，2007-01-17。

［2］卢宪英、崔卫杰：《农户玉米生产行为及其供需缓解的路径选择》，载 《改革》，2009（1）。

［3］Camerer，C.F.and E.Fehr.“When Does‘Economic Man’Dominate Social Behavior”.Science，2006，311（57）：47-52.

［4］［13］［21］弗兰克·艾利思：《农民经济学——农民家庭农业和农业发展》，上海，上海人民出版社，2006。

［5］Schultz，T.W.Transforming Traditional Agriculture.New Haven：Yale University Press，1964.

［6］Popkin，S.The Rational Peasant：the Political Economy of Rural Society in Vietnam.Berkeley：University of California Press，1979.

［7］Ali，M.and D.Byerlee. “Economic Efficiency of Small Farmers in a Changing World：A Survey of Recent evidence”.Journal of International Development，1991，3 （1）：1-27.

［8］詹姆斯·C·斯科特：《农民的道义经济学：东南亚的反叛与生存》，南京，译林出版社，2001。

［9］Roumasset，J.A.et al.Risk，Uncertainty and Agricultural Development.New York：Agricultural Development Council，1979.

［10］恰亚诺夫：《农民经济组织》，北京，中央编译出版社，1996。

［11］Michael，R.T.and G.S.Becker. “The New Theory of Consumer Behavior”.Swedish Journal of Economics，1973，75 （4）：378-396.

［12］Barnum，H.N.and L.Squire. “A Model of an Agricultural Household：Theory and Evidence”.World Bank Occasional Paper No.27，1979.

［14］黄宗智：《华北的小农社会与经济变迁》，北京，中华书局，2000。

［15］韩耀：《中国农户生产行为研究》，载 《经济经纬》，1995（5）。

［16］孔祥智：《中国农家经济审视——地区差异、政府干预与农户行为》，北京，中国农业科技出版社，1999。

［17］林政、唐梦：《农户生产动机行为的实证探析》，载 《中国农村经济》，2007（3）。

［18］林毅夫：《制度、技术与中国农业发展》，上海，上海三联书店，1992。

［19］刘莹、黄季焜：《农户多目标种植决策模型与目标权重的估计》，载 《经济研究》，2010（1）。

［20］Lin，J.Y.“The Impact of Hybrid Rice on Input Demand and Productivity”.Agricultural Economics，1994，10 （2）：153-164.

［22］加里·S·贝克尔：《人类行为的经济分析》，上海，格致出版社、上海三联书店、上海人民出版社，2008。

［23］Fisher，M.，Reimer，J.J.and E.R.Carr.“Who Should be Interviewed in Surveys of Household Income”.World Development，2010，38 （7）：966-973.

［24］Slangena，L.，Kootena，G.C.and P.Suchaneka.“Institutions，Social Capital and Agricultural Change in Central and Eastern Europe”.Journal of Rural Studies，2004，20：245-256；马九杰等：《社会资本与农户经济：信贷融资、风险处置、产业选择、合作行动》，北京，中国农业科技出版社，2008。

［25］Antle，J.M.and A.S.Aitah.“Rice Technology，Farmer Rationality，and Agricultural Policy in Egypt”.American Journal of Agricultural Economic，1983，65 （4）：667-674.

［26］Mallick，D.and M.Rafi.“Are Female-Headed Households More Food Insecure？Evidence from Bangladesh”.World Development，2010，38 （4）：593-605.

［27］池泽新：《农户行为的影响因素、基本特点与制度启示》，载 《农业现代化研究》，2003（5）。