既定土地經(jīng)營規(guī)模約束下勞動努力的農(nóng)業(yè)高質(zhì)量增長效應(yīng)

王 景，莊麗娟，李勝文

(華南農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，廣東 廣州 510642)

中國農(nóng)業(yè)增長長期依賴化肥農(nóng)藥等投入的增加，2019年化肥和農(nóng)藥的施用量分別是1991年的192.6%、190.2%，達(dá)到5403.6萬噸、145.6萬噸，單位面積耕地化肥施用量分別是美國和加拿大的2.3、3.5倍(1)數(shù)據(jù)來源于FAO數(shù)據(jù)庫，化肥包含氮肥、鉀肥和磷肥。，單位面積耕地農(nóng)藥施用量分別是美國和法國的4.6、3.3倍[1](2)農(nóng)藥單位面積耕地施用量國際比較的數(shù)據(jù)為2015年數(shù)據(jù)。，也超出了國際公認(rèn)的“適量”范圍[2]，過量的化學(xué)品投入不但造成較嚴(yán)重的環(huán)境污染，破壞了耕地結(jié)構(gòu)、降低農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量[3-4]，也使化學(xué)品投入的邊際產(chǎn)出減少，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率下降，難以維持農(nóng)業(yè)持續(xù)增長。習(xí)近平總書記在十九大報告中指出中國經(jīng)濟已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，必須堅持質(zhì)量第一、效率優(yōu)先，推動經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量變革和效率變革，提高全要素生產(chǎn)率[5]。2017年中央一號文件強調(diào)利用科技創(chuàng)新驅(qū)動農(nóng)業(yè)發(fā)展和資源環(huán)境承載力有效提升，改善農(nóng)業(yè)經(jīng)濟效率，最終達(dá)到農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的提質(zhì)增效，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)從數(shù)量型增長向質(zhì)量型增長的轉(zhuǎn)變[6-7]。其后連續(xù)三年中央一號文件均指明鄉(xiāng)村振興必須堅持質(zhì)量興農(nóng)，提高農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率，推進農(nóng)業(yè)由增產(chǎn)導(dǎo)向轉(zhuǎn)向提質(zhì)導(dǎo)向，以克服資源與環(huán)境的雙重約束，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量增長。

一方面高質(zhì)量的經(jīng)濟增長來源于人力資本的積累[8-9]，人身上的知識、技能、經(jīng)驗等人力資本的積累方式為智力投資和普及教育[10]；杜江等結(jié)合中國情境，發(fā)現(xiàn)中國農(nóng)戶傾向于采用非正規(guī)教育投資來增加人力資本和學(xué)習(xí)實用技術(shù)[11]，孫敬水等也證明人力資本對農(nóng)業(yè)增長具有顯著正效應(yīng)，不同的是其發(fā)現(xiàn)人力資本積累主要來源于正規(guī)的初中教育[12]。另一方面技術(shù)進步也是經(jīng)濟增長質(zhì)量的決定性因素，通過技術(shù)投資和R&D規(guī)模擴大可以有效地促進知識生產(chǎn)和技術(shù)創(chuàng)新[13-14]，姜濤[15]、張日新等[16]、趙麗娟等[17]證明了R&D投資對農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有顯著的貢獻。利用農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)，可以優(yōu)化資源配置，提高生產(chǎn)效率，促進農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量提高[18-19]，郝一帆等認(rèn)為還可以通過發(fā)展生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，加速農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的廣泛應(yīng)用，進一步改善農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量[20]。

這些學(xué)者研究了技術(shù)創(chuàng)新和人力資本對農(nóng)業(yè)增長及其增長質(zhì)量的正效應(yīng)，其前提假設(shè)是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者具有追求收入最大化的動機，也隱含假設(shè)了只要存在收入激勵，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者均會努力去增加人力資本投資和尋求新技術(shù)，這一點并不完全符合現(xiàn)實。雖然新技術(shù)可以帶來更高的農(nóng)業(yè)收入，但不一定能激勵農(nóng)戶努力去獲取新技術(shù)。

在工業(yè)部門迅速發(fā)展和農(nóng)戶土地經(jīng)營規(guī)模小的背景下，農(nóng)戶收入不能完全通過農(nóng)業(yè)生產(chǎn)而獲得繼續(xù)提高，其收入的增加更依賴非農(nóng)產(chǎn)業(yè)活動[21]，促使農(nóng)戶家庭勞動力按相對比較優(yōu)勢進行分工，青壯年家庭成員進入非農(nóng)業(yè)部門以獲取更高收入，非農(nóng)收入逐漸成為家庭收入的主要來源(3)1985年農(nóng)業(yè)收入和工資性收入分別占農(nóng)戶家庭純收入的48.15%、13.18%，2016年這二者的比例分別為19.74%、40.62%，也表明非農(nóng)收入增長快于農(nóng)業(yè)收入增長。。隨著非農(nóng)部門家庭成員分享的非農(nóng)收入較快地增加，這部分收入與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者的勞動無關(guān)，具有純收入效應(yīng)，使農(nóng)業(yè)勞動力的勞動努力和技術(shù)投資努力隨之變化，并進一步影響農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量。然而傳統(tǒng)文獻認(rèn)為農(nóng)業(yè)收入與人力資本或技術(shù)投資正相關(guān)，忽略了家庭成員分享的非農(nóng)收入對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者勞動努力的影響，實際上農(nóng)戶人力資本或技術(shù)投資的努力不是僅僅由農(nóng)業(yè)收入決定，而是由農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)收入共同決定。因此本文基于既定土地經(jīng)營規(guī)模約束下，從理論上分析農(nóng)業(yè)收入與非農(nóng)業(yè)收入共同引起的勞動努力效應(yīng)及這種效應(yīng)對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量的影響，構(gòu)建包含勞動努力的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)，將勞動努力對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量的貢獻分離出來，并加以估算。

一、勞動努力變化機制及其農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量效應(yīng)

由于土地經(jīng)營規(guī)模小，農(nóng)戶不能僅憑土地或農(nóng)業(yè)生產(chǎn)繼續(xù)提高收入，其收入的增加更依賴非農(nóng)產(chǎn)業(yè)活動[21]。2016年農(nóng)業(yè)收入占農(nóng)村家庭純收入的比例由1985年的48.1%下降為19.7%，此時農(nóng)業(yè)作為農(nóng)戶維持生計和增加收入的職能已被嚴(yán)重弱化。雖然農(nóng)戶家庭勞動力分工的目標(biāo)是實現(xiàn)收入最大化，但農(nóng)業(yè)勞動力作為勞動要素所有者，其時間分配于勞動和閑暇之間并追求效用最大化。假定勞動力的效用函數(shù)為U(L,l),勞動通過勞動收入而產(chǎn)生間接效用，L、l分別表示勞動、閑暇，則勞動的邊際效用可表示為dU/dL=(dU/dW)(dW/dL)，其中W是勞動報酬；閑暇的邊際效用可表示為dU/dl。只有在勞動的邊際效用等于閑暇的邊際效用時，農(nóng)業(yè)勞動力獲得的效用最大，也即dU/dL=(dU/dW)(dW/dL)=dU/dl。在其他條件不變時，如果單位時間勞動報酬dW/dL上升，那么dU/dL>dU/dl，農(nóng)業(yè)勞動力將通過增加L減少l(4)雖然勞動報酬增加具有替代效應(yīng)和收入效應(yīng)，但就目前農(nóng)業(yè)勞動力收入水平相對低的現(xiàn)狀來看，應(yīng)該是替代效應(yīng)大于收入效應(yīng)，從而導(dǎo)致農(nóng)業(yè)勞動投入增加。，重新使dU/dL=dU/dl而獲得效用最大化，所以農(nóng)業(yè)勞動報酬增加，會導(dǎo)致農(nóng)業(yè)勞動力努力程度上升，勞動投入增加，也即農(nóng)業(yè)收入與勞動投入正相關(guān)，其主要原因在于目前農(nóng)業(yè)勞動力的收入相對較低，農(nóng)業(yè)收入的增長還不足以使其替代效應(yīng)小于收入效應(yīng)。

農(nóng)業(yè)勞動力作為家庭成員有權(quán)分享其他家庭成員的非農(nóng)收入，其無償分享的非農(nóng)收入與其提供的勞動無關(guān)，非農(nóng)收入對農(nóng)業(yè)勞動力僅具有收入效應(yīng)沒有替代效應(yīng)，因此隨著非農(nóng)收入增長，農(nóng)業(yè)勞動力努力程度下降，從而減少了農(nóng)業(yè)勞動投入，這表明非農(nóng)收入與勞動投入之間存在一個反向關(guān)系。老齡化的農(nóng)業(yè)勞動力參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的主要目的是為了獲取食物或減輕子女負(fù)擔(dān)[22]，致富欲望明顯低于青壯年，農(nóng)業(yè)收入對老年人的激勵作用較弱。參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的老年人在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中減少勞動投入而出現(xiàn)“偷懶”(5)這里“偷懶”的意思是減少勞動投入。行為時，其分享的家庭收入份額也不會因此而減少，因為“贍養(yǎng)老人”的傳統(tǒng)儒家文化觀念占有支配地位，法律也規(guī)定了子女贍養(yǎng)老人的義務(wù)[23]，因此老齡化的農(nóng)業(yè)勞動力既有“偷懶”的動力，又不被懲罰，甚至“偷懶”行為還得到家庭成員的鼓勵，相對于青壯年農(nóng)業(yè)勞動力來說(6)青壯年勞動力“偷懶”會被家庭成員懲罰。，其非農(nóng)收入增長所帶來的勞動投入減少效應(yīng)更為顯著。

總之，農(nóng)業(yè)勞動力勞動投入取決于非農(nóng)收入的純收入效應(yīng)、農(nóng)業(yè)收入的替代效應(yīng)和收入效應(yīng)，農(nóng)業(yè)收入提高可以激勵農(nóng)業(yè)勞動力提高勞動努力和勞動投入，而非農(nóng)收入增加則具有相反效應(yīng)。龐麗華等[22]，白南生等[24]，李琴等[25]發(fā)現(xiàn)家庭成員外出務(wù)工導(dǎo)致老年人勞動投入的增加，其主要比較的是外出務(wù)工家庭與非外出務(wù)工家庭之間老年人勞動投入的橫向比較，或者家庭成員外出務(wù)工前后的老年人勞動投入比較，故而得出前述結(jié)論，但這些文獻忽略了比較家庭成員外出務(wù)工后，縱向比較老年人勞動投入的持續(xù)變化趨勢。如果其他條件不變，隨著非農(nóng)收入增長，純收入效應(yīng)逐步增大，此時農(nóng)業(yè)收入所帶來的替代效應(yīng)和收入效應(yīng)的變化之和小于純收入效應(yīng)變化，老年人勞動投入因此減少。現(xiàn)有文獻也發(fā)現(xiàn)退休金或轉(zhuǎn)移收入等非農(nóng)收入降低了老年人勞動投入[26-27]，這也表明退休金和城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險的純收入效應(yīng)大于農(nóng)業(yè)收入的替代效應(yīng)與收入效應(yīng)之和，使老年人勞動投入減少，在其他條件不變時，如果非農(nóng)收入進一步提高，老年人的勞動投入減少效應(yīng)更為明顯(7)此處是家庭成員外出務(wù)工后，縱向比較非農(nóng)收入與老年人勞動供給之間的變化趨勢。。當(dāng)然如果非農(nóng)收入增長并不多，其帶來的純收入效應(yīng)也不足超過勞動收入增長的替代效應(yīng)和收入效應(yīng)，此時老年人就會增加勞動努力和勞動投入。

高質(zhì)量增長依賴技術(shù)進步，而勞動力分配至農(nóng)業(yè)生產(chǎn)管理的時間變化，將對農(nóng)業(yè)技術(shù)進步和資本效能產(chǎn)生明顯的影響，具體體現(xiàn)為：(1)新技術(shù)獲取。由于農(nóng)戶均屬于小規(guī)模經(jīng)營方式，無力研發(fā)現(xiàn)代新型農(nóng)業(yè)技術(shù)，農(nóng)業(yè)技術(shù)的更新需要其他相關(guān)科研部門來完成，與工業(yè)部門中技術(shù)供給方和需求方大多為同一主體的特點不同，農(nóng)業(yè)技術(shù)的供給和需求雙方是不同的主體，為了加快農(nóng)業(yè)新技術(shù)的廣泛應(yīng)用，許多國家的政府還成立了專門的農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣部門，以解決農(nóng)業(yè)技術(shù)供給和需求相分離的問題。而農(nóng)業(yè)技術(shù)的擴散需要勞動力花費時間進行個人與社會交流，以發(fā)現(xiàn)、認(rèn)識、評估和采納新技術(shù)[28-29]，如果農(nóng)業(yè)收入占農(nóng)戶收入的比例過低，表明農(nóng)戶學(xué)習(xí)農(nóng)業(yè)新技術(shù)的機會成本很高，那么農(nóng)戶就不愿意付出時間去學(xué)習(xí)這種新技術(shù)，更樂意低成本地固守傳統(tǒng)耕作技術(shù)。(2)經(jīng)驗?zāi)７?。農(nóng)戶之間通過日常關(guān)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的農(nóng)業(yè)機械使用、種植管理、耕作經(jīng)驗、新品種獲取等交流，可以相互模仿對方的生產(chǎn)管理經(jīng)驗[30-32]，勞動力分配至農(nóng)業(yè)的時間減少，將使相互模仿的可能性下降。(3)固定資產(chǎn)的使用效能。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的機械、土地、灌溉等相關(guān)設(shè)施的充分發(fā)揮，也需要農(nóng)戶付出時間去細(xì)心琢磨，用心學(xué)習(xí)，掌握其技術(shù)特點與性能[33-34]，才能更好地發(fā)揮其效能。

目前農(nóng)戶耕地意愿低的根源在于土地經(jīng)營規(guī)模小，適度擴大土地經(jīng)營規(guī)?？梢詼p少務(wù)農(nóng)收入與務(wù)工收入差距，會提高農(nóng)戶耕種意愿[35]和勞動投入，當(dāng)農(nóng)業(yè)收入足夠高時，家庭成員會減少外出務(wù)工并致力于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，農(nóng)業(yè)收入的替代效應(yīng)將大于其收入效應(yīng)和非農(nóng)收入的純收入效應(yīng)之和，扭轉(zhuǎn)勞動努力和勞動投入下降趨勢。因此隨著土地經(jīng)營規(guī)模適度擴大，有利于提高農(nóng)業(yè)收入占農(nóng)業(yè)勞動力總收入比例，增加勞動努力，增強其對農(nóng)業(yè)新技術(shù)獲取的激勵和動力，促進農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量提高。反之，農(nóng)業(yè)收入占農(nóng)業(yè)勞動力總收入比例下降，農(nóng)戶更不愿意投入勞動去獲取農(nóng)業(yè)新技術(shù)，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量增長變得困難。

二、勞動努力對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量貢獻的模型設(shè)定

十九大報告指出高質(zhì)量增長的核心途徑在于從依賴要素投入的舊動能轉(zhuǎn)向依靠全要素生產(chǎn)率的新動力，高質(zhì)量經(jīng)濟增長的基本特征之一是全要素生產(chǎn)率(后文簡稱TFP)提高[5，10]，因此本文以TFP增長對農(nóng)業(yè)增長的貢獻來衡量農(nóng)業(yè)高質(zhì)量增長。傳統(tǒng)TFP核算中，勞動投入往往以勞動力人數(shù)來衡量，假定任何時候任何地方勞動力的工作時間是一致的，這不能反映實際勞動投入的時空差異，本文借鑒Stigliz[36]的效率工資理論和McMillan 等[37]的勞動努力概念(8)勞動努力體現(xiàn)為勞動的數(shù)量和質(zhì)量的綜合。，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)中引入勞動努力，實際上承認(rèn)了不同時期和不同區(qū)域勞動力的勞動時間存在差異，也即勞動努力存在時空差異，因此農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定為式(1)：

Y=α0(ωL)α1Kα2Mα3D1-α1-α2-α3

(1)

Y、L、K、M、D分別表示總產(chǎn)出、勞動投入、資本投入、中間投入和土地投入，α0是常數(shù)，α1、α2、α3是參數(shù)且0<α1<1、0<α2<1、0<α3<1，ω是勞動力的勞動努力。由于勞動努力是不可觀察的，本文假定勞動力都是理性的，通過合理安排時間以獲得最大效用，據(jù)此確定勞動力的最優(yōu)勞動努力，則實際有效勞動投入為ωL，兩邊同時除以D，可以得到單位土地產(chǎn)出，如式(2)：

ym=α0ωα1lα1kα2mα3

(2)

其中ym、l、k、m分別是單位面積土地的產(chǎn)出、勞動投入、資本投入和中間投入，假定每個農(nóng)業(yè)勞動力耕種的土地面積為dp，其農(nóng)業(yè)收入占農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的比重為β，則每個農(nóng)業(yè)勞動力的農(nóng)業(yè)收入ya由式(3)可得：

ya=βdpym

(3)

農(nóng)業(yè)勞動力享有的收入包括農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)收入，前者與其勞動努力相關(guān)，后者與其勞動努力無關(guān)，因此前者增長會激勵勞動力增加勞動努力，而后者增長會激勵勞動力減少勞動努力。如果其所享受的農(nóng)業(yè)收入相對于其所享受的非農(nóng)收入越多，那么農(nóng)業(yè)收入給其帶來的效用越高，反之越低。農(nóng)業(yè)勞動力作為勞動要素的供給者，其從事生產(chǎn)的目的在于獲得效用最大化，由于農(nóng)業(yè)勞動力對效用的判斷以其所享有的非農(nóng)收入為參照，在McMillan等[37]的效用函數(shù)基礎(chǔ)上，本文設(shè)定單個農(nóng)業(yè)勞動力的效用函數(shù)為式(4)：

(4)

其中C、r為常數(shù)，分別代表非農(nóng)收入效用的參數(shù)、農(nóng)業(yè)收入效用的參數(shù)；yT為農(nóng)業(yè)勞動力享有的且由其他家庭成員創(chuàng)造的非農(nóng)收入，z、δ是農(nóng)業(yè)勞動力的偏好性參數(shù)，z≠0，δ>0。假定每個勞動力都是理性的，把式(2)、式(3)代入式(4)，可得到效用最大化時勞動力最優(yōu)的努力程度ω*，如式(5)：

(5)

把式(5)代入式(2)中，得到農(nóng)業(yè)勞動力努力程度最優(yōu)時的單位土地產(chǎn)出，如式(6)：

(6)

式(6)兩邊同乘以D得到農(nóng)業(yè)產(chǎn)出函數(shù)，可得式(7)：

Y=α0(δβα0α1dpy-1)α1/(z-α1)Lzα1/(z-α1)Kzα2/(z-α1)Mzα3/(z-α1)D1-(zα1+zα2+zα3)/(z-α1)

(7)

把式(7)化簡，得到式(8)：

Y=ALγ1Kγ2Mγ3D1-γ1-γ2-γ3

(8)

A為TFP，其增長速度反映了農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量變化，且有式(9)：

(9)

γ1=zα1/(z-α1)，γ2=zα2/(z-α1)，γ3=zα3/(z-α1)。與傳統(tǒng)生產(chǎn)函數(shù)不同，式(8)是包含并體現(xiàn)了農(nóng)業(yè)勞動力勞動努力變化的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)，其勞動投入不是按傳統(tǒng)的勞動力數(shù)量L來衡量，而是按不可觀察的勞動努力與可觀察的勞動投入的積ωL來衡量，從而反映出既定土地經(jīng)營規(guī)模背景下勞動努力變化引起的農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量效應(yīng)。

(10)

將式(10)可轉(zhuǎn)化為式(11)：

(11)

從式(11)可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長可以分解為兩部分，由于農(nóng)業(yè)收入增加會提高勞動努力，而非農(nóng)收入會減少勞動努力，因此前者是“農(nóng)業(yè)收入/非農(nóng)收入”體現(xiàn)出既定土地經(jīng)營規(guī)模背景下勞動努力變化對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長的貢獻，其變化與非農(nóng)收入增長負(fù)相關(guān)，與農(nóng)業(yè)收入增長正相關(guān)，目前通過農(nóng)業(yè)技術(shù)進步或增加農(nóng)業(yè)投入來增加農(nóng)業(yè)收入的方式不切實際(9)因為顯著的農(nóng)業(yè)技術(shù)進步短期難以實現(xiàn)；中國農(nóng)業(yè)投入也處于世界較高水平，難以進一步提高。，適度擴大農(nóng)業(yè)土地經(jīng)營規(guī)模是增加農(nóng)業(yè)收入的最為可行途徑；后者反映其他因素所帶來的農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量變化。

三、實證分析及結(jié)果

1.數(shù)據(jù)來源及變量說明

本文所用數(shù)據(jù)選取中國大陸31個省、直轄市、自治區(qū)(以下簡稱省)1985-2016年(10)自2014年起《中國住戶調(diào)查年鑒》不再統(tǒng)計各地區(qū)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入，自2017年起大多數(shù)省份年鑒也不再統(tǒng)計本省農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入，導(dǎo)致本文最新數(shù)據(jù)只能更新至2016年。的農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出、農(nóng)村居民人均農(nóng)業(yè)收入。其中產(chǎn)出以農(nóng)業(yè)(種植業(yè))總產(chǎn)出(Y)來衡量，數(shù)據(jù)來源于1986-2017年的《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》和部分2014-2016年的各省級統(tǒng)計年鑒。投入包括土地(D)、勞動(L)、中間投入(M)和資本(K)，勞均農(nóng)業(yè)收入(ya)、勞均非農(nóng)收入(yT)、勞均耕種的土地面積(dp)分別用人均農(nóng)業(yè)純收入、人均總收入與人均農(nóng)業(yè)純收入之差、播種面積除以農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)的商來衡量，土地以農(nóng)作物播種總面積衡量，數(shù)據(jù)來源于《新中國農(nóng)業(yè)60年統(tǒng)計資料》、2000-2005年《中國統(tǒng)計年鑒》和2006-2017年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。資本以農(nóng)業(yè)機械總動力來衡量，數(shù)據(jù)來源于《新中國五十年農(nóng)業(yè)統(tǒng)計資料匯編》、2000-2017年《中國統(tǒng)計年鑒》和2006年的《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計資料》。中間投入以中間消耗來衡量，數(shù)據(jù)來源于1986-2017年的《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。勞動以農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量來衡量，但現(xiàn)有公開資料缺乏相應(yīng)數(shù)據(jù)，本文根據(jù)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值占農(nóng)林漁牧業(yè)總產(chǎn)值的比例，乘以農(nóng)林漁牧業(yè)勞動力數(shù)量來估算，農(nóng)林漁牧業(yè)勞動力數(shù)據(jù)來源于1986-2006年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《新中國農(nóng)業(yè)60年統(tǒng)計資料》、2010-2013年《中國統(tǒng)計年鑒》和2014-2017年各省級統(tǒng)計年鑒。1985、1990-1992、1995、1998-2011年人均農(nóng)業(yè)(種植業(yè))收入和農(nóng)村居民人均總收入數(shù)據(jù)來源于1992、2000-2010年《中國農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》和2011-2012年《中國住戶調(diào)查年鑒》，1986、2017年各省級統(tǒng)計年鑒。農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、中間投入和農(nóng)業(yè)收入分別采用農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值縮減指數(shù)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)和農(nóng)村居民消費價格指數(shù)平減，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)和農(nóng)村居民消費價格指數(shù)來源于2017年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值縮減指數(shù)根據(jù)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值指數(shù)及農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值來計算，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值指數(shù)來源于2017年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》，部分缺失數(shù)據(jù)采用自回歸時間序列模型來估計。

2.勞動努力對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量增長的貢獻核算

表1 1985-2016年各省勞動力效用函數(shù)參數(shù)z的估算

(2)1985-2016年勞動努力對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量增長的貢獻。利用McMillan 等[37]的思想，本文同樣假定(βidpi/yai)/(βjdpi/yaj)的數(shù)值不變，實際上假定除既定土地經(jīng)營規(guī)模背景下勞動努力以外的因素對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量增長的貢獻恒定，此時勞動努力對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量增長的貢獻可以通過激勵指數(shù)[(yai/yTi)/(yaj/yTj)]γ1/z來得到。

由于農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量可分為土地經(jīng)營規(guī)模約束下勞動努力的貢獻和其他因素的貢獻兩部分，假定勞動努力的激勵以外的因素不變(即式(11)中(βidpi/yai)/(βjdpi/yaj)=1)，則后者的貢獻為0，此時農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量的改善全部由土地經(jīng)營規(guī)模約束所引致的勞動努力激勵推動，據(jù)此計算出其導(dǎo)致的農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量指數(shù)(以生產(chǎn)率指數(shù)來衡量)(表2)。1995、2005和2016年農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量指數(shù)分別為117.6、142.7、173.7，1985-1995、1995-2005、2005-2016年年均增長率分別為1.63%、1.95%和1.80%，增長速度呈現(xiàn)先增加后微弱下降的特點，這個變化趨勢與勞動努力激勵指數(shù)變化趨勢一致。

表2 1995-2016年農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量指數(shù)

1985-2016年農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量指數(shù)最大的6省依次為陜西、廣西、海南、黑龍江、遼寧、云南；最小的6省依次為安徽、上海、北京、西藏、河南、貴州，這可以發(fā)現(xiàn)勞動努力激勵指數(shù)高的地區(qū)多為經(jīng)濟較不發(fā)達(dá)省，而勞動努力激勵指數(shù)小的省則包含經(jīng)濟發(fā)達(dá)地區(qū)和不發(fā)達(dá)地區(qū)。

根據(jù)農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量指數(shù)和(βidpi/yai)/(βjdpi/yaj)=1時的農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量指數(shù)可計算出土地經(jīng)營規(guī)模約束下勞動努力對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量的實際貢獻及其貢獻份額(見表3)，結(jié)果顯示：1985-2016年間勞動努力激勵推動農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長了72.5%(算術(shù)平均值)，解釋了同期農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長的41.8%(算術(shù)平均值)。勞動努力對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長的實際貢獻和貢獻份額的中位數(shù)分別為68.6%、38.1%，二者以農(nóng)業(yè)GDP為權(quán)重的加權(quán)平均值分別為73.8%、42.5%，分別比各自的中位數(shù)高5.2、4.4個百分點，表明農(nóng)業(yè)GDP高的省區(qū)勞動努力對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長的實際貢獻和貢獻份額都相對大，農(nóng)業(yè)GDP低的省的實際貢獻和貢獻份額都相對較小。

表3 1985-2016年勞動努力對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量的貢獻份額及實際貢獻 %

為證明上述分析，本文進一步以非農(nóng)業(yè)GDP(11)非農(nóng)GDP=GDP-農(nóng)業(yè)GDP。為權(quán)重加權(quán)計算出二者的加權(quán)平均值分別為66.3%、37.4%，分別比各自的中位數(shù)低2.3和0.7個百分點，分別比各自的農(nóng)業(yè)GDP加權(quán)平均值低7.5和5.1個百分點，這進一步說明非農(nóng)業(yè)GDP較高的省勞動努力激勵對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長的貢獻份額相對較小(解釋了同期農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長的份額較小)；反之，非農(nóng)業(yè)GDP較低的省勞動努力激勵對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長的貢獻份額相對較大。而以非農(nóng)業(yè)GDP為權(quán)重的實際貢獻加權(quán)平均值與其中位數(shù)的相差較小，這表明非農(nóng)業(yè)GDP較高省勞動努力對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長的貢獻份額不會顯著大于非農(nóng)業(yè)GDP較低的省。同時如果以各省GDP為權(quán)重計算均值的話，實際貢獻和貢獻份額的加權(quán)值分別為66.1%、37.6%，分別比各自的中位數(shù)低2.5、0.5個百分點，分別比各自農(nóng)業(yè)GDP加權(quán)平均值低7.7、4.9個百分點，也比各自算術(shù)平均值低6.4、4.2個百分點，表明GDP高的省勞動努力對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量的貢獻并沒有GDP低的省多，這個結(jié)果與以非農(nóng)業(yè)GDP為權(quán)重的結(jié)果類似，這是因為現(xiàn)代國民經(jīng)濟體系中農(nóng)業(yè)GDP所占比重較低，非農(nóng)業(yè)GDP處于主導(dǎo)地位。

由于農(nóng)業(yè)勞動力的勞動努力決策與其“農(nóng)業(yè)收入/非農(nóng)收入”值相關(guān)，所以本文進一步分析了以農(nóng)業(yè)勞動力勞均GDP為權(quán)重和人均非農(nóng)業(yè)GDP為權(quán)重的加權(quán)平均值(12)農(nóng)業(yè)GDP采用勞均的口徑主要是因為這部分GDP是農(nóng)業(yè)勞動力創(chuàng)造并分享的；而GDP采用人均的口徑主要是因為這部分GDP是非農(nóng)生產(chǎn)者創(chuàng)造并分享的，農(nóng)業(yè)勞動力只是分享了非農(nóng)就業(yè)家庭成員的收入。，前者的實際貢獻為74.6%，解釋了同期農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長的41.3%；后者的實際貢獻為65.9%，解釋了同期農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長的37.2%；前者的實際貢獻和貢獻份額比后者相應(yīng)值分別高13.2%、11.0%，前者比中位數(shù)相應(yīng)值分別高8.7%、8.4%，表明對勞均農(nóng)業(yè)GDP較高省來說，勞動努力對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長實際貢獻和貢獻份額均相對較大；反之，對勞均農(nóng)業(yè)GDP較低省來說，勞動努力對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長的實際貢獻和貢獻份額均相對較小。此外，貢獻份額中以勞均農(nóng)業(yè)GDP為權(quán)重的加權(quán)平均值(41.3%)明顯高于以農(nóng)業(yè)GDP為權(quán)重的加權(quán)平均值(42.5%)和中位數(shù)(38.1%)，說明在比較勞動努力對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長的貢獻中，勞均產(chǎn)出較高的省比農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出高的省更為明顯。

從省級水平的貢獻份額來看，1985-2016年期間解釋同期農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長份額低于30%的省依次為上海、浙江、安徽、天津、北京、江蘇、河南7省，平均解釋份額為26.3%，除安徽和河南外，其余省的非農(nóng)經(jīng)濟發(fā)展水平位居全國前列。解釋同期農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長高于50%的省依次為新疆、西藏、吉林、黑龍江、海南、廣西、云南7省，平均解釋份額為64.4%，這些省的非農(nóng)經(jīng)濟發(fā)展水平位居全國中下水平。貢獻份額中排名最前7省的平均值是排名最后7省平均值的2.4倍，同時前者對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長的實際貢獻平均值(93.5%)也是后者相應(yīng)值(43.6%)的2.1倍，表明勞動努力對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長的貢獻份額和實際貢獻在區(qū)域間具有顯著差異。

1985-2016年對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長解釋份額低于30%的7省和高于50%的7省“農(nóng)業(yè)收入/非農(nóng)收入”算術(shù)平均值分別為0.58、1.25，后者是前者的2.16倍；同時同期的農(nóng)業(yè)收入變化率、非農(nóng)收入變化率與貢獻份額的相關(guān)系數(shù)分別為0.48、-0.11，相應(yīng)的p值分別為0.01、0.01，說明農(nóng)業(yè)收入增長顯著地有利于勞動努力對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長貢獻的提高，而非農(nóng)收入增長則具有顯著的相反效應(yīng)?！稗r(nóng)業(yè)收入/非農(nóng)收入”的算術(shù)平均值、變化率與貢獻份額的相關(guān)系數(shù)分別為0.71、0.64，相應(yīng)的p值分別為0.00、0.00，說明勞動努力對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量的貢獻與“農(nóng)業(yè)收入/非農(nóng)收入”及其變化顯著相關(guān)。此外，勞均土地經(jīng)營規(guī)模與“農(nóng)業(yè)收入/非農(nóng)收入”的相關(guān)系數(shù)為0.61，p值為0.00，反映出較大的土地經(jīng)營規(guī)模對應(yīng)較高的農(nóng)業(yè)勞動力的“農(nóng)業(yè)收入/非農(nóng)收入”比值，這也使得勞動努力對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長貢獻較為顯著。

濕法脫硫技術(shù)是目前市場上應(yīng)用最為廣泛的脫硫工藝，全國90%以上的燃煤火電機組都采用了濕法脫硫技術(shù)[1]。煙氣經(jīng)過濕法脫硫裝置后，煙氣處于飽和狀態(tài)，溫度一般為50 ℃左右。飽和煙氣若不經(jīng)過處理直接通過煙囪排放，經(jīng)常會發(fā)生白霧現(xiàn)象[2]，造成“視覺污染”，由此引起周邊居民對環(huán)保情況的擔(dān)憂，也會增加“煙囪雨”的發(fā)生幾率?，F(xiàn)階段，采用濕法脫硫的電廠普遍利用高溫?zé)煔庥酂峄蚱渌鼰嵩磳γ摿蚝蟮娘柡蜔煔膺M行加熱，通過提高煙氣溫度來消除白霧[3-4]。這種常規(guī)治理方案需要消耗較大的熱量，即使這部分熱量來源于高溫?zé)煔庥酂幔诖蟛糠蛛姀S對尾部煙氣余熱進行節(jié)能綜合利用的條件下[5-7]，煙氣余熱也可作為有效熱量。

(3)分階段的勞動努力對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長的貢獻。為了考察不同時期勞動努力對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長貢獻的變化，本文將研究期分為1985-1995年、1995-2005年、2005-2016年三個時間階段來分析。利用前文相同的辦法，認(rèn)為研究初始期前兩年的勞動努力激勵接近不變，分別估計了這三個階段的z值和相應(yīng)的激勵指數(shù)，然后結(jié)合同期的農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量指數(shù)，估算出相應(yīng)階段中勞動努力對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長的貢獻，具體結(jié)果如表4：

1985-1995年、1995-2005年和2005-2016年勞動努力分別解釋了同期農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長的74.4%、49.1%和38.6%(省級水平的算術(shù)平均值)，后兩個時期分別比各自的前一期的解釋率分別減少34.0%、21.4%，勞動努力對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長的貢獻份額呈下降趨勢，但下降趨勢趨向緩和。

根據(jù)勞動努力對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長貢獻份額的變化趨勢，本文將所有省分為三類別區(qū)域：一類區(qū)貢獻份額不斷下降，包括表4左半邊的浙江、湖南、上海等16省，貢獻份額由1985-1995年的78.0%，持續(xù)下降至1995-2005年的44.0%和2005-2016年的31.4%，其中貢獻份額相對下降幅度最大的前4省分別是天津、北京、上海和河南，其2005-2016年的貢獻份額分別比1985-1995年的貢獻份額減少了77.2%、76.4%、76.0%、75.9%；貢獻份額下降幅度最小的4省依次為湖南、青海、吉林和福建，其2005-2016年的貢獻份額分別比1985-1995年下降了32.3%、33.5%、33.6%、37.7%。

表4 分階段的勞動努力激勵對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長的貢獻份額 %

二類區(qū)貢獻份額上升后再下降，包括四川、江西、廣西、云南、新疆、黑龍江等6省，二類區(qū)貢獻份額由1985-1995年的71.5%，上升至1995-2005年的79.3%，增長了10.9%，此時增長幅度最大的云南，增長了35.4%，增長幅度最小的是四川，僅增長0.7%；2005-2016年二類區(qū)的貢獻份額則大幅度下降至45.5%，比1995-2005年減少了42.6%，此時減少幅度最大的是江西，其貢獻份額比上一期減少了64.0%；減少幅度最小的是四川，其貢獻份額僅減少2.9%。

三類區(qū)貢獻份額變化趨勢是先下降再上升，包括貴州、廣東、安徽、寧夏、陜西、江蘇、山西等7省，貢獻份額由1985-1995年的68.8%大幅下降至1995-2005年的34.8%，下降了34.0個百分點，此時下降幅度最大的江蘇，其1995-2005年的貢獻份額比1985-1995年減少了60.8個百分點，同期下降幅度最小的是寧夏，下降了28.3%；2005-2016年三類區(qū)貢獻份額又上升至48.9%，比1995-2005年增長了14.1個百分點，此時貢獻份額增長數(shù)值較大的為廣東，增長了26.2個百分點，同期增長數(shù)值最小的是貴州，僅增長了1.3個百分點。

同樣本文進一步比較了“農(nóng)業(yè)收入/非農(nóng)收入”與貢獻份額的關(guān)系，1985-1995年、1995-2005年、2005-2016年“農(nóng)業(yè)收入/非農(nóng)收入”算術(shù)平均值分別是1.20、0.98、0.56，“農(nóng)業(yè)收入/非農(nóng)收入”變化率(13)指各類別區(qū)域“農(nóng)業(yè)收入/非農(nóng)收入”變化率的算術(shù)平均數(shù)，以下均相同。分別為0.2%、-6.2%、-6.6%，均與貢獻份額呈現(xiàn)遞減趨勢。同時分時間段核算的“農(nóng)業(yè)收入/非農(nóng)收入”算術(shù)平均值和變化率與貢獻份額的相關(guān)系數(shù)分別為0.61、0.80，相應(yīng)值的p值分別為0.00、0.00，表明分階段時“農(nóng)業(yè)收入/非農(nóng)收入”及其變化與貢獻份額仍然顯著相關(guān)；同時勞均土地經(jīng)營規(guī)模與“農(nóng)業(yè)收入/非農(nóng)收入”的相關(guān)系數(shù)為0.52，p值為0.01，同樣反映出土地經(jīng)營規(guī)模大小與農(nóng)業(yè)勞動力的“農(nóng)業(yè)收入/非農(nóng)收入”比值顯著正相關(guān)。

此外，三個類別貢獻份額的變化特點的差異關(guān)鍵在于1995-2005年貢獻份額數(shù)值，因此本文比較三個類別區(qū)域同期的“農(nóng)業(yè)收入/非農(nóng)收入”的變化率，一類區(qū)和三類區(qū)的年變化率分別為-7.5%、-6.5%；二類區(qū)相應(yīng)值(-2.3%)分別是一、三類區(qū)的31.0%、35.9%，因此其貢獻份額顯著比一、三類區(qū)高；而三類區(qū)在2005-2016年的變化率為-4.3%，是其1995-2005年變化率的81.5%，也造成2005-2016年的貢獻份額比1995-2005年相應(yīng)值更高。

總體來看，盡管1985-2016年三類區(qū)勞動努力對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長的貢獻份額變化趨勢各有特點，但總體上保持了下降的趨勢，并大體體現(xiàn)出經(jīng)濟發(fā)達(dá)地區(qū)勞動努力的貢獻份額下降幅度較大、經(jīng)濟落后地區(qū)或農(nóng)業(yè)大省的貢獻份額下降幅度較小的特點，并且貢獻份額與“農(nóng)業(yè)收入/非農(nóng)收入”的值及其變化率存在顯著的正相關(guān)性，而“農(nóng)業(yè)收入/非農(nóng)收入”的值與勞均土地經(jīng)營規(guī)模也顯著正相關(guān)。

四、結(jié)論及建議

本文借鑒McMillan等[37]農(nóng)業(yè)勞動力的效用函數(shù)，建立了包含勞動努力的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)，以農(nóng)業(yè)TFP來衡量農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量，在此基礎(chǔ)上估算出勞動努力對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長的貢獻。結(jié)果顯示：(1)1985-2016年既定的土地經(jīng)營規(guī)模約束下的勞動努力推動農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量提高了72.5%，解釋了同期農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長的41.8%。(2)1985-1995年、1995-2005年和2005-2016年則分別解釋了同期農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長的74.4%、49.1%和38.6%，表明勞動努力對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長的貢獻份額呈下降趨勢，但下降趨勢趨向減緩。(3)經(jīng)濟發(fā)達(dá)地區(qū)勞動努力對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長的貢獻份額下降幅度較大，而經(jīng)濟落后地區(qū)或農(nóng)業(yè)大省勞動努力對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長的貢獻份額下降幅度較小。(4)勞動努力對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量的貢獻與“農(nóng)業(yè)收入/非農(nóng)收入”顯著正相關(guān)，勞均土地經(jīng)營規(guī)模與“農(nóng)業(yè)收入/非農(nóng)收入”也顯著正相關(guān)，表明較高的土地經(jīng)營規(guī)模往往具有較高的“農(nóng)業(yè)收入/非農(nóng)收入”，并提高勞動努力及其對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長的貢獻。

早期中國工業(yè)部門不發(fā)達(dá)，農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)機會和非農(nóng)收入都很少，農(nóng)業(yè)收入是農(nóng)戶的主要來源，農(nóng)戶只有增加勞動努力和勞動投入才能增加總收入，此時的農(nóng)業(yè)收入對勞動力具有較高的激勵，勞動努力對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量的貢獻也較大。隨著工業(yè)部門發(fā)展和非農(nóng)就業(yè)機會增加，農(nóng)戶的非農(nóng)收入增長明顯快于農(nóng)業(yè)收入增長，在既定土地經(jīng)營規(guī)模約束下農(nóng)戶收入主要來源由農(nóng)業(yè)收入逐漸演變?yōu)榉寝r(nóng)收入，導(dǎo)致“農(nóng)業(yè)收入/非農(nóng)收入”和勞動努力下降，農(nóng)業(yè)新技術(shù)獲取的激勵減弱，勞動努力對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量的貢獻也隨之下降。對于經(jīng)濟發(fā)達(dá)地區(qū)來說，農(nóng)戶“農(nóng)業(yè)收入/非農(nóng)收入”的值和勞動努力相對較低，其對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長的貢獻也較??；而經(jīng)濟落后地區(qū)或農(nóng)業(yè)大省的農(nóng)戶“農(nóng)業(yè)收入/非農(nóng)收入”相對較大，勞動力具有相對高的勞動努力，其對農(nóng)業(yè)增長質(zhì)量增長的貢獻因此顯得較大。

根據(jù)上述結(jié)論，本文就中國農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展實踐提出如下建議：

(1)鼓勵土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)讓或交換，擴大農(nóng)業(yè)勞動力土地經(jīng)營規(guī)模。完善土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)讓或交換法律法規(guī)細(xì)則，保障經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)讓和交換契約的穩(wěn)定性，建立公共數(shù)字化交易平臺，成立以村委會為媒介的交易中介組織，減少交易者的搜尋成本，鼓勵農(nóng)戶對其耕地、荒地、林地、草地的經(jīng)營權(quán)進行轉(zhuǎn)讓或交換，以提高農(nóng)業(yè)勞動力土地經(jīng)營規(guī)模和農(nóng)業(yè)收入占家庭收入比重。

(2)土地經(jīng)營規(guī)模大小要根據(jù)各地農(nóng)戶“農(nóng)業(yè)收入/非農(nóng)收入”區(qū)別對待。對于經(jīng)濟發(fā)達(dá)地區(qū)，農(nóng)戶“農(nóng)業(yè)收入/非農(nóng)收入”比值較低，需要大力推動土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)讓或交換，以實現(xiàn)較大的土地經(jīng)營規(guī)模；而對于經(jīng)濟欠發(fā)達(dá)地區(qū)，農(nóng)戶“農(nóng)業(yè)收入/非農(nóng)收入”比值較高，其土地經(jīng)營規(guī)?？梢孕∮诮?jīng)濟發(fā)達(dá)地區(qū)。此外，各地農(nóng)作物類型、地理環(huán)境、氣候特點和土地肥沃程度等因素也會影響單位土地面積產(chǎn)值和農(nóng)戶的“農(nóng)業(yè)收入/非農(nóng)收入”比值，因此恰當(dāng)?shù)耐恋亟?jīng)營規(guī)模也隨這些因素不同而呈現(xiàn)差異。