浙江水稻成本要素投入产出的比较

叶海键，姚子期，李 彬(南京农业大学 经济管理学院，江苏 南京 210095)

浙江是一个粮食销区大省，全省人口达5 600万人，耕地面积却仅为197.67万hm2，人均耕地面积只有0.03 hm2左右，自给率不到40%。且浙江地形复杂，丘陵山地平原并存，人地矛盾较为严重。要使全国粮食生产能力不下降，稳定浙江这类粮食销区的生产能力显得十分重要。稳定粮食生产能力必须保护种粮农民的生产积极性，关注粮农的投入产出分析，关注土地规模经营效益，稳定和增加种粮农民的收入。

目前，学术界对土地规模和经济效应问题已有大量的研究，但长期以来，在这一问题上还尚未做出统一的解释。罗丹等[1]基于全国层面的实证研究表明，规模小、经营分散是我国粮食生产不稳定的主要原因。因此，农户粮食作物种植面积的扩大，将带来产量的显著提高[2]。但在考虑土地细碎化的影响之后，我国粮食生产却呈现总体规模报酬不变的现象，即扩大生产规模不一定能得到产量的提升[3]，甚至还有可能导致土地单位面积收益下降的现象[4]。张晓桓等[5]则认为，稻谷单位成本与种植规模间呈现“U”型关系。吕挺等[6]从地块的角度出发，得出单位产品成本随地块面积递减，水稻种植存在地块规模经济。在适度经营规模方面，李文明等[7]基于1 552个水稻户的调查数据，综合不同政策取向得出水稻适宜规模在5～8 hm2。张晓桓等[5]根据边际产品价值的测量，认为规模为3.33 hm2以下的农户存在机械的过量投入问题。陈杰等[8]对单位面积粮食生产率测算后，得出粮食作物的土地生产率在0.7～1.3 hm2时最高。由于研究视角、样本选取的差异，当前学术界对水稻适度经营规模尚未达成统一，但是所得结论多数处于1.3～13.3 hm2，表明即使是3.3 hm2以下的小农户也可能会存在一定的规模效应。基于市场化程度的加深，土地的每公顷收益已代替产量成为农户决定是否扩大经营规模的标准[9]。此外，水稻生产技术进步可带来成本减少约2.3%[10]，资源禀赋的不同可能会加剧农户异质性的产生。农户异质性是导致土地利用率差异的重要原因[11]，大农户更倾向于资本密集型的技术，而小农户更倾向于劳动密集型技术。同时，苏昕等[12]根据各地资源禀赋的差异，得出我国各地家庭农场规模存在较大区别。然而，禀赋差异在不同规模的农场中也可能存在，并直接体现在农户最终的生产投入之上，在农业增长方式中，物质投入因素的影响仍然占有重要地位[13]。而相比较散户经营规模大的农户“经济理性人”特征表现更加明显[14]，这或将使二者的各生产投入要素对其收益的影响产生较明显的差异。

回顾现有文献，主要有3个较为突出的问题：一是样本选取存在局限性，多数研究选择进行宏观层面的实证分析，往往难以准确反应微观主体的实际行为；二是从研究内容角度，多数文献在进行成本收益分析时往往是研究如何实现土地规模化及规模经营问题，很少进一步探讨因规模不同而引起的成本要素投入对农户收入影响出现的差异性现象；三是从研究方法角度，已有文献多是仅基于C-D生产函数，很难量化各自变量的贡献程度。对于这些问题，本研究将基于浙江省6市14区221户农户调研数据，通过样本及不同规模农户的异质性分析，构建超越对数生产函数模型，并采用基于回归的Shapley(夏普里)值分解方法[15-16]，从水稻种植的成本分解角度，根据不同成本构成要素对农户收益差异的贡献程度，对各成本要素按照贡献率的大小排序进行同一规模内部及不同规模之间的比较分析，识别不同种植规模下农户生产要素投入行为和水稻种植收益产生差异的来源。所得结论有利于农户根据自身规模对生产投入要素进行合理配置，并为政府部门完善我国粮食规模种植标准及支持政策提供参考。

1 模型选择

1.1 样本基尼系数的测定

为测定稻农在样本不同组别的收入差异，并建立收入不平等指标，本文选择基尼系数作为检验稻农收入差异性的方法。基尼系数是最常见也是最直观的度量样本收入差异性的指标，其特点是可以对总收入的差异在不同分项之间进行分解分析。以农户家庭作为一个基本的单元，比较和测算不同组别内部农户收入的差异情况。

1.2 基于Shapley值的分解方法

为考查水稻种植各环节要素投入对水稻产量及稻农收入差异的贡献程度，选取Shapley值的分解方法。Shorrocks[16]认为，Shapley值可等价于回归方程中解释变量对被解释变量的贡献。

为考查农户环节成本投入对其利润差异的影响，本文首先构建农户投入产出函数测度各环节要素(种子、化肥、机械、灌溉和人工要素)投入量对水稻单产的贡献程度。参考张晓桓等[5]建立的农户投入产出模型，没有将农药作为要素放入模型中，一方面是由于农药使用种类繁多难以统计施用的具体用量；另一方面是因为农药只有在病虫害存在时才能发挥作用，与一般要素作用机制不同，使用相同的形式可能造成结果的偏误。分别采用机械作业费用与运行保养费用、灌溉费用与用水价格的比值作为农户机械投入量和灌溉的投入量。

其次除去单产水平，决定环节要素投入水平的另外一个动力是农户的收益水平。为探讨不同环节要素投入与经营效益之间的关系，对各环节成本投入对收入差异的贡献率进行分析比较，本文选取基尼系数作为收入不平等指标。在此基础上构建农户生产利润回归模型。

模型包括种子费用、化肥费用、机械作业费用、灌溉费用、生产过程中产生的间接费用(包含保险费、管理费、财务费以及销售费)、雇工费用、土地费用(折租)、户主年龄、教育程度、农户所在地的地区变量(分别用1～14来代表样本包含的14个县市)。

2 变量选择、数据来源与主要变量统计描述

本文数据来源于2017年对浙江稻农生产的实地调研。其中共包含221份有效问卷，调研地点涉及杭州、宁波、嘉兴、湖州、绍兴、台州6市的14个区县，调查对象为晚稻种植户。

根据调查结果(表1)，水稻种植的收入差距在农户之间普遍存在。样本水稻总产出为7 816.05 kg·hm-2，均方差为1 087.95 kg·hm-2。水稻纯收入为6 640.35元·hm-2，而均方差却达到了4 425.75元·hm-2，与产量相比水稻的种植收入具有较大的内部差异。样本农户平均水稻种植面积为5.92 hm2，其中最小0.07 hm2，最大208.00 hm2，所覆盖范围较广。在农户特征变量中，平均劳动力投入为57.90工·hm-2，基本符合当地农户的基本现状。平均户主年龄为60.48岁，年龄在50岁以上的农户比例为87.0%，可见劳动力老龄化的现象较为严重。户主的受教育程度均值为1.84，主要集中在小学高年级段。

3 实证研究与分析

3.1 农户收入差距的测定

基尼系数的主要用途即是测量个体之间的不平等关系，本文采用基尼系数对样本中农户水稻种植的收入差异测算分析。

以农户是否进行过土地流转行为为依据(下称组1和组2)，将样本分为两组分别进行测度。结果为进行过土地流入的农户组基尼系数为0.34，而未发生土地流入行为的农户基尼系数为0.30。从基尼系数的判准出发，数值大于0.3即可认为存在广泛的不平等现象，因此稻农样本个体之间的收入存在差异。

表1 变量的描述性统计特征

注：种子投入类别质量1为优质稻，0为普通稻。户主教育程度1为小学文化水平，2为初中文化水平，3为高中文化水平，4为大学文化水平。

关于水稻种植纯收入的差异现象，单从分组的角度比较，具有土地流转行为发生的农户组内部基尼系数较大，这一定程度上是由于组1中农户生产规模差异较大，农户个体之间异质性较强所导致。相比之下，未有土地流入的稻农多为中小散户，农户间生产规模差异较小，农户异质性不强。然而结果表示，组2内部稻农也存在着广泛的收入差距现象，除去农户特征的异质性，在环节成本投入方面决策的异质性也会致使这种差异现象的产生，这一点将在下文中进行进一步的分析。

3.2 农户产出模型的贡献率

表2中的回归结果显示，农户生产模型中的主要变量在统计上基本显著，模型回归后R2分别为0.992 1和0.941 0，表明方程有较好的拟合性。

表2 农户生产模型的回归结果

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平下显著。

表2的回归结果可知，种子、化肥等相关环节投入方面，无论当地农户是否发生土地流转行为，以上两者对水稻产量的影响均为显著。但有趣的是在农用机械的投入方面，其对发生土地流入现象农户的水稻产量呈现不显著的特征，而对于小户、散户的水稻产量则表现显著。对此，本文的解释是，水稻属于劳动力密集型作物，其对劳动用工的需求远高于其他粮食作物[3]，对于具有生产规模的农户而言，水稻的农机等大型机械投入主要节省劳动成本，相对于精耕细作小农户对产量造成的影响较小。

以Shapley值来分析影响因素对产量的贡献，对发生及未发生过土地流转行为的农户各项环节投入要素按照其对水稻产量的贡献率大小进行排序，结果列于表3。

表3 农户生产方程的Shapley值分解结果

Shapley值分解结果显示，不论农户是否具有土地流入现象，各环节要素投入对稻农水稻产量的影响贡献率排序具有相似性。化肥投入对稻农水稻生产产量的影响最大，在两组的贡献率分别达25.4%和28.9%，说明农户的化肥投入水平是决定农户水稻产量的重要因素。劳动力投入对水稻产量的影响程度较种子投入略高，两组分别为21.8%、24.6%，排在第2位。组1、组2机械投入对水稻产量的贡献率分别排在第5位和第4位，较好说明了具有土地流入的农户，增加机械投入对水稻增产影响贡献率较低；而具有土地流入的中小散户由于投入机械水平不足同样出现机械投入对水稻产量贡献率低的观点。

3.3 农户收入差异的贡献率

由估计模型得到，各投入要素对稻农水稻生产最终利润获得的影响呈现出一定的差异现象，由于不具备规模效应的农户普遍较少出现间接费用投入，故本文未将其纳入组2回归模型体系中。具体结果列表4。

具有一定土地规模效应的农户(组1)，在化肥投入费用及相关间接费用方面分别在1%水平上拒绝原假设。可推测具有土地流入现象的农户在化肥配置上尚未达到最佳水平。此外，间接成本高，如销售、可度量的交易等费用的过高降低了稻农的生产利润水平。相比较之下，不具有土地规模效应的农户在化肥投入方面具有负向的边际收益，这或与其单位面积的过量投入有关。在组2的131个农户样本中，有间接费用支出现象的仅为55.7%，且支出费用远低于组1水平，故未将该变量放入组2回归方程内。组1中，土地要素投入对提高纯收益作用不显著，而在组2中则表现出在1%水平上拒绝原假设，其原因可能是前者进一步扩大土地经营规模所获得的额外收入将被相应的管理、监督成本所抵消，相比之下后者则可通过适当扩大土地经营面积的方式来增加种植收益。

表4 农户生产利润模型的回归结果

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平下显著。

以基尼系数作为不平等指标可得不平等贡献率(表5)，再乘以各个变量的Shapley值即可得到各个被解释变量的贡献率。为使结果直观，本文进一步将贡献率以百分数的形式呈现(表6)。

表5 对农户收入的Shapley值分解结果

表6 农户收入差异的Shapley值分解结果

由表6可知，组1与组2农户各项环节投入要素对水稻种植收入的影响呈现出一定的差异性。考虑灌溉费用的组间差异后，灌溉费用的投入均对农户收入差异的影响程度最大，排在首位。由于水稻种植的特性对灌溉设施建设的要求较高，而农地灌溉具有外部性存在，一定土地范围内增加灌溉费用的投入有助于农户收入的增加，然而超过该范围则或要求政府部门介入替代农户进行灌溉设施的投资。

对组1农户的Shapley值分解结果显示，第2大影响因素为化肥的投入费用，贡献率达19.9%。土地的租金投入与机械费用投入贡献率达17.1%、12.4%，排在第3位和第4位，说明这2个因素也在较高水平上影响稻农的实际收入。规模农户在间接费用投入方面或存在一定的过量投入现象，其对水稻种植收入呈现负向影响，贡献率排在第5位。其他6个因素影响的单个贡献率均未高于10%。

对组2农户的Shapley值分解结果显示，土地折租的大小对稻农种植收入存在较高水平的影响，贡献率为28.3%排在第2位。化肥费用投入与劳动力投入的贡献率也较大，分别为11.6%和7.3%，说明组2农户在化肥与劳动力投入方面有过量投入的趋势，或可通过适当减少这方面的投入来提高收入所得。其余6个因素影响的单个贡献率均未超过5%。

4 小结与启示

通过以上分析发现：第一，稻农收入基尼系数均超过0.3，存在广泛的收入不平等；第二，不同农户各环节投入要素对水稻产量的影响具有相似性，其中水稻产量对化肥投入依赖大；第三，各解释变量对收入的直接贡献与对收入不平等的贡献呈现出一定的差异；第四，不同组别中的环节投入要素对农户收入差异影响具有异质性，灌溉费用的投入对稻农收入差异的影响贡献率均排在首位；第五，不论是否发生土地流转现象，受教育程度和年龄对收入贡献不是很明显，当前科技文化水平对农户收入贡献并没有预期大。

通过本文研究和分析，有以下几点启示。第一，市场化条件下，完善农业支持保护制度，必须研究农户经济管理行为，只有引导农户加强投入环节投入产出效益分析和经济核算，才有利于农户在节本降耗中获取最大的效益，提高农户的竞争力和市场适应能力。第二，研究粮食价格支持政策时，不仅要关注微观主体农户成本的总体水平，更要考虑农户生产环节各要素贡献程度，从宏观层面有针对性采取措施，遏制价格成本轮番上涨恶性循环，真正发挥价格支持保护粮农基本收益的作用。第三，目前国内外粮食价差较大，提升国内粮食价格的空间受到挤压，通过引导稻农投入环节生产要素有效组合和高效利用，控制成本大幅度上涨或者降低相对成本途径，可提高粮价的竞争力。第四，研究农户的生产和投入行为，通过发挥农户收入增长内部动力和外部条件作用，改善内外部发展环境，促进种粮农民收入增长。第五，统筹兼顾培育新型农业经营主体和扶持小农户，采取差异化政策，特别是依靠农业科技进步，促使农户和现代农业有机衔接，把小农户引入现代农业发展的轨道。

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