新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體能否有效促進糧食產(chǎn)量提升？

摘 要 以農(nóng)業(yè)企業(yè)為代表的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的重要推動者，但其生產(chǎn)經(jīng)營活動究竟是擠占糧食生產(chǎn)資源，還是推動糧食產(chǎn)能提升尚未可知。本文利用2010?2019 年地市層面的新增農(nóng)業(yè)企業(yè)數(shù)量表達區(qū)域農(nóng)業(yè)企業(yè)發(fā)展程度，構建雙向固定效應模型檢驗其對糧食產(chǎn)量的影響。結(jié)果表明：（1）農(nóng)業(yè)企業(yè)發(fā)展可顯著促進糧食產(chǎn)量提升；（2）農(nóng)業(yè)企業(yè)的增產(chǎn)機制是推動地區(qū)規(guī)?；N植和機械化生產(chǎn)，由此改善資源利用方式、提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率；（3）農(nóng)業(yè)企業(yè)的增產(chǎn)效能隨區(qū)域資源稟賦不同表現(xiàn)出明顯的異質(zhì)性，具體來說，農(nóng)業(yè)企業(yè)在短期內(nèi)能夠?qū)ψ匀毁Y源稟賦更優(yōu)渥的糧食主產(chǎn)區(qū)起到增產(chǎn)作用，但其對非糧食主產(chǎn)區(qū)的增產(chǎn)效應需要長期經(jīng)營才能顯現(xiàn)；人力資源的豐裕度對農(nóng)業(yè)企業(yè)發(fā)揮增產(chǎn)效能至關重要，豐裕度高的地區(qū)農(nóng)業(yè)企業(yè)的增產(chǎn)效應更強；（4）在政府創(chuàng)造的營商環(huán)境更佳的地區(qū)，即地區(qū)固定資產(chǎn)投資水平越高或者公共支出占GDP 比重越大的地區(qū)，農(nóng)業(yè)企業(yè)的增產(chǎn)效能更高。為切實發(fā)揮農(nóng)業(yè)企業(yè)在促進糧食安全中的重要作用，需要結(jié)合有效市場與有為政府，在充分保障資源供給的基礎上營造良好營商環(huán)境。

關鍵詞 農(nóng)業(yè)企業(yè)；新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體；糧食產(chǎn)量；糧食安全；農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化

中圖分類號：F301 文獻標識碼：A 文章編號：1008‐3456（2024）06‐0074‐13

DOI 編碼：10.13300/j.cnki.hnwkxb.2024.06.007

我國農(nóng)業(yè)的基本經(jīng)營格局是小農(nóng)家庭經(jīng)營，分散化和細碎化的耕地資源利用方式，成為制約農(nóng)業(yè)采納現(xiàn)代技術要素、提升生產(chǎn)經(jīng)營效率的關鍵瓶頸[1]。更為嚴峻的是，伴隨工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的快速推進，務工更高的相對工資率已吸引大量青壯年勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移，農(nóng)業(yè)可用勞動力的減少和勞動能力的降低致使土地產(chǎn)能進一步下降，部分地區(qū)甚至出現(xiàn)嚴重的撂荒問題[2]。保障糧食安全始終是關乎國計民生的頭等大事，在龐大的人口壓力下，如何有效提升土地生產(chǎn)率，將飯碗牢牢端在自己手中，成為我國亟待解決的難題[3]。

習近平總書記指出，發(fā)展多種形式適度規(guī)模經(jīng)營，培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，是建設現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的前進方向和必由之路。2018 年出臺的《中共中央 國務院關于實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的意見》提出積極支持農(nóng)業(yè)走出去，培育具有國際競爭力的大糧商和農(nóng)業(yè)企業(yè)集團。2022 年發(fā)布的《中共中央 國務院關于做好2022 年全面推進鄉(xiāng)村振興重點工作的意見》，明確表示支持家庭農(nóng)場、農(nóng)民合作社、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化龍頭企業(yè)多種糧、種好糧?？梢?，以農(nóng)業(yè)企業(yè)為代表的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體在提升土地利用效率、保障糧食安全方面被寄予厚望。圍繞培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的目標要求，以農(nóng)地確權頒證為代表的制度創(chuàng)設，力圖通過清晰的產(chǎn)權界定，充分保障小農(nóng)戶的土地經(jīng)營權。由此激發(fā)非農(nóng)轉(zhuǎn)移農(nóng)戶的土地經(jīng)營權轉(zhuǎn)出意愿，讓生產(chǎn)能力更為突出的農(nóng)業(yè)經(jīng)營者可以通過農(nóng)地交易市場轉(zhuǎn)入土地、擴大生產(chǎn)經(jīng)營面積，繼而增進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的規(guī)模經(jīng)濟性[4]。

在新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的發(fā)展中，農(nóng)業(yè)企業(yè)增速最快。根據(jù)中國工商企業(yè)注冊數(shù)據(jù)，2021 年農(nóng)業(yè)企業(yè)增量占新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體增量的76%。農(nóng)業(yè)企業(yè)是掌握一定土地和勞動等生產(chǎn)資料、從事商品性農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)或者提供農(nóng)業(yè)相關服務的經(jīng)濟組織[5]。農(nóng)業(yè)企業(yè)的優(yōu)勢在于：其一，融資優(yōu)勢，經(jīng)由工商企業(yè)注冊登記的農(nóng)業(yè)企業(yè)信用證明更強，可以通過融資、銀行貸款等多種途徑獲得資金[6]，擁有更強的資金籌措能力；其二，生產(chǎn)優(yōu)勢，基于強有力的融資能力，農(nóng)業(yè)企業(yè)能夠大幅擴張農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模、引進現(xiàn)代技術要素尤其是生產(chǎn)機械[7]，從而提升土地利用效率；其三，市場優(yōu)勢，農(nóng)業(yè)企業(yè)的融資能力和生產(chǎn)能力更強，就意味著其對市場需求變化的響應度更高，也意味著其通過品牌建設提升產(chǎn)品或服務附加價值的實力更勝[8]。問題在于，農(nóng)業(yè)并非僅有產(chǎn)品供給單項功能，還兼有生態(tài)、康養(yǎng)、人文和社會等多重價值[9]。相較而言，圍繞農(nóng)產(chǎn)品供給的生產(chǎn)經(jīng)營活動，一方面因其自然依賴度較高，所以生產(chǎn)經(jīng)營風險更大，另一方面因其民生保障功能，所以盈利空間更小。與之相反，圍繞康養(yǎng)和人文等價值的功能拓展和經(jīng)營活動，不僅經(jīng)營利潤率更高，而且收益穩(wěn)定性更強，從而引發(fā)農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營重心的“非糧化”[10]。由此可知，農(nóng)業(yè)企業(yè)是否能夠有效解決“未來誰來種地、怎樣種好地”問題，保障糧食的可持續(xù)供給，仍需進一步探索。

綜上，本文利用2010-2019 年地市層面的新增農(nóng)業(yè)企業(yè)數(shù)量表達區(qū)域農(nóng)業(yè)企業(yè)發(fā)展水平，然后構建時間、個體雙向固定效應模型檢驗其對糧食產(chǎn)量的影響。如前所述，已有研究普遍認為農(nóng)業(yè)企業(yè)有能力提升土地生產(chǎn)率，但相對被忽略的是，這并不必然表達其有意愿以增加糧食等重要農(nóng)產(chǎn)品供給的形式提升土地生產(chǎn)率。同時，由于農(nóng)業(yè)企業(yè)發(fā)展，需要以企業(yè)數(shù)量的增量和存量進行表達，受前期數(shù)據(jù)可得性限制，已有研究多從理論邏輯層面進行推演，輔之全國或者省閾尺度的描述性統(tǒng)計數(shù)據(jù)作為支撐，討論農(nóng)業(yè)企業(yè)的影響，相對欠缺實證證據(jù)[11‐12]。本研究的邊際貢獻在于：第一，揭示出農(nóng)業(yè)企業(yè)對以糧食為代表的農(nóng)產(chǎn)品供給安全的影響，用實證證據(jù)證明，以農(nóng)業(yè)企業(yè)為代表的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體能夠促進糧食供給的數(shù)量安全；第二，揭示出農(nóng)業(yè)企業(yè)推動糧食產(chǎn)量提升的機理在于擴大經(jīng)營規(guī)模、提升機械水平，由此證明農(nóng)業(yè)企業(yè)是推動農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的恰當行為主體，培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的制度創(chuàng)新和政策創(chuàng)設具有科學性和適用性；第三，揭示出資源稟賦和營商環(huán)境在農(nóng)業(yè)企業(yè)發(fā)揮增產(chǎn)效能中的重要性，為進一步優(yōu)化提升農(nóng)業(yè)企業(yè)的糧食供給保障功能提供努力方向。

一、文獻綜述與研究假設

1. 農(nóng)業(yè)企業(yè)發(fā)展與糧食增產(chǎn)

在政府和市場的聯(lián)合努力下，中國糧食生產(chǎn)實現(xiàn)了“產(chǎn)能躍升”和“高位增產(chǎn)”。2003-2022 年間，中國糧食產(chǎn)量整體呈現(xiàn)上升趨勢，20 年間糧食產(chǎn)量平均增長了59.40%。但糧食增產(chǎn)動力在2015 年后逐步下降，年均增長率由2003-2015 年間的3.63% 下降到2016-2022 年間的0.65%。根據(jù)工商企業(yè)注冊數(shù)據(jù)測算得知，2010-2019 年間，中國農(nóng)業(yè)企業(yè)數(shù)量呈現(xiàn)高增長趨勢，2017 年的全國新增農(nóng)業(yè)企業(yè)數(shù)達到峰值約49 萬家，其后兩年農(nóng)業(yè)企業(yè)新增數(shù)保持平穩(wěn)狀態(tài)。在農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展的迫切驅(qū)動下，農(nóng)業(yè)企業(yè)發(fā)展由“量”轉(zhuǎn)換到“質(zhì)”，根據(jù)前瞻產(chǎn)業(yè)研究院發(fā)布數(shù)據(jù)，2022 年注重科技創(chuàng)新和信息化應用的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)企業(yè)新增數(shù)量已達到6330 家。觀察圖1 展示的農(nóng)業(yè)企業(yè)發(fā)展與糧食產(chǎn)量趨勢變動可知，兩者在2010-2021 年間保持一致趨同的上升趨勢，尤其在2015-2019 年間，農(nóng)業(yè)企業(yè)增長率下降之時，糧食產(chǎn)量的增長明顯停滯。而農(nóng)業(yè)企業(yè)新增數(shù)量結(jié)束下降趨勢后的2020-2021年間，隨著農(nóng)業(yè)企業(yè)累計數(shù)的增加，糧食產(chǎn)量實現(xiàn)連年增長。那么，在糧食增產(chǎn)與農(nóng)業(yè)企業(yè)發(fā)展趨勢一致現(xiàn)象中，初步判斷出兩者之間存在密切的關聯(lián)性，農(nóng)業(yè)企業(yè)似乎具備促進糧食增產(chǎn)的能力和主動性。

農(nóng)業(yè)企業(yè)通常以兩種經(jīng)營方式參與到糧食生產(chǎn)過程中，其一是利用自有土地或通過流轉(zhuǎn)獲取的土地經(jīng)營權，以雇傭農(nóng)業(yè)勞動力的方式進行糧食育種、種植、收割、加工和銷售環(huán)節(jié)中的單個或多個活動[13]；其二是與小農(nóng)戶簽訂協(xié)議實施訂單型農(nóng)業(yè)，在明確生產(chǎn)計劃和雙方權利義務的基礎上，農(nóng)業(yè)企業(yè)提供生產(chǎn)指導和技術支持并根據(jù)訂單要求進行糧食收購和交付[14]。不可否認的是，由于農(nóng)業(yè)企業(yè)具有規(guī)模和技術優(yōu)勢，兩種生產(chǎn)模式都能夠?qū)崿F(xiàn)降低生產(chǎn)成本以及采納先進農(nóng)業(yè)技術、種植方法和專業(yè)化管理模式的好處。從國際經(jīng)驗來看，發(fā)展農(nóng)業(yè)企業(yè)的發(fā)達和發(fā)展中國家、地區(qū)，都取得了農(nóng)業(yè)增產(chǎn)、生產(chǎn)效率提升的實踐效果。Livingstone 在2010 年對越南地區(qū)農(nóng)業(yè)企業(yè)發(fā)展與農(nóng)業(yè)增長的研究中發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)企業(yè)對增產(chǎn)存在顯著影響[15]。Bell 等對澳大利亞農(nóng)業(yè)種植區(qū)的研究，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)中企業(yè)合作能有效提高產(chǎn)量和盈利利潤[16]。Gaffney 等在2019 年提出，農(nóng)業(yè)綜合企業(yè)在保障糧食安全的目標下對改良種子、種植、儲藏和營銷等具有突出的領導性責任[17]。從中國的經(jīng)驗證據(jù)來說，農(nóng)業(yè)企業(yè)是發(fā)展農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營的重要推力。農(nóng)業(yè)企業(yè)具有整合農(nóng)業(yè)資源、提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的突出作用，能夠促進土地、勞動力等要素集聚[18]，以集約型的生產(chǎn)方式優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入配比[19]，以專業(yè)化的生產(chǎn)管理模式改進糧種和耕種方式[20]。由此可知，農(nóng)業(yè)企業(yè)具有整合資源、提高生產(chǎn)效率的突出能力。

由于糧食生產(chǎn)面臨自然資源緊缺和勞動力流失問題，提升糧食產(chǎn)量的核心抓手在于提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的適度規(guī)?；胶蜋C械化生產(chǎn)效率[21]。一方面，適度規(guī)?；?jīng)營有利于充分利用現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術、機械設備和管理方法，如精準農(nóng)業(yè)技術、高效的灌溉系統(tǒng)等。同時，適度規(guī)模的種植模式可以實現(xiàn)生產(chǎn)要素的優(yōu)化配置和專業(yè)化管理，減少生產(chǎn)過程中的過量和損耗現(xiàn)象[22]，從而提高單位面積的糧食產(chǎn)量。另一方面，采用農(nóng)業(yè)機械化生產(chǎn)是彌補農(nóng)業(yè)勞動力流失的重要手段。在耕種環(huán)節(jié)采用農(nóng)業(yè)機械能夠提高耕種的質(zhì)量和精確性，確保每株農(nóng)作物播種的間距和深度一致，提高種植的均勻性和生長質(zhì)量[23]。而收割環(huán)節(jié)的機械化使用能夠保證作物完整性和品質(zhì)的同時實現(xiàn)高效收割，減少糧食的浪費和損耗。不僅如此，農(nóng)業(yè)機械化生產(chǎn)能夠加快糧食種植、收割和后續(xù)處理速度，縮短了糧食種植周期和輪作的間隙[24]，這為經(jīng)營主體提供了更大的種植結(jié)構調(diào)整和優(yōu)化的空間，有助于進一步提升糧食生產(chǎn)效率。

由于農(nóng)業(yè)企業(yè)具備融資、生產(chǎn)和市場三方面的優(yōu)勢，其在推進農(nóng)業(yè)規(guī)?；N植和機械化水平提升上具有超越其他農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的能力?，F(xiàn)如今，中國農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場發(fā)展的瓶頸在于缺乏需求[25]，通過流轉(zhuǎn)土地進行農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營的重要承載主體即為農(nóng)業(yè)工商企業(yè)和以合作社為主的獨立經(jīng)營組織[26]?！吨袊r(nóng)村政策與改革統(tǒng)計年報（2021）》指出，全國家庭承包耕地土地經(jīng)營權流轉(zhuǎn)總面積已達到5.87 億畝，其中流轉(zhuǎn)用于種植糧食作物的面積為3.24 億畝。農(nóng)業(yè)企業(yè)在土地“確權”和農(nóng)業(yè)補貼等政策的引導下，投身農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性和參與度逐漸上升。不同于小農(nóng)經(jīng)營模式，農(nóng)業(yè)企業(yè)通過聯(lián)結(jié)基層政府和小農(nóng)戶，將分散的土地整合進行規(guī)模生產(chǎn)，擴大耕種范圍的同時提高了機械化耕種的參與率[27]。農(nóng)業(yè)企業(yè)能夠較好地追蹤農(nóng)業(yè)機械化技術的最新發(fā)展，并積極投資購買先進的農(nóng)業(yè)機械裝備，同時采用農(nóng)機智能化和自動化技術，提高農(nóng)機作業(yè)的精確性和效率。在進一步提升生產(chǎn)效率獲取超額利潤的驅(qū)動下，農(nóng)業(yè)企業(yè)會促使員工參與農(nóng)業(yè)技術培訓學習并掌握農(nóng)業(yè)機械的操作和維護技能[28]。不僅如此，農(nóng)業(yè)企業(yè)間的聯(lián)合經(jīng)營模式可以共享機械設備，從而減少投資成本、提高設備利用率。與此同時，有能力的農(nóng)業(yè)企業(yè)可以參與農(nóng)機服務市場，為周邊農(nóng)戶提供農(nóng)機作業(yè)服務。農(nóng)業(yè)企業(yè)的種種經(jīng)營行為都促使了農(nóng)業(yè)規(guī)?；娃r(nóng)業(yè)機械化水平的提升。

但不容忽視的是，諸多學者指出了農(nóng)地流轉(zhuǎn)中的“非糧化”問題[29]，截至2021 年，中國土地流轉(zhuǎn)非糧化率約44.8%。城鎮(zhèn)化的進一步發(fā)展和經(jīng)營主體對利益的追求是導致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素“非糧化”主要原因[30]。同時，也有學者指出，在土地流轉(zhuǎn)的進程中，并不一定會導致“非糧化”發(fā)生，在擴大土地經(jīng)營規(guī)模后，非糧作物種植比例顯著下降[31]。尤其針對新型經(jīng)營主體而言，經(jīng)營土地范圍較大的生產(chǎn)者更傾向于較高比例的種植糧食作物。那么，農(nóng)業(yè)企業(yè)雖具有進行糧食“集約化”生產(chǎn)的能力和籌措資金展開規(guī)模經(jīng)營的渠道，其生產(chǎn)投資行為是否具有“趨糧性”的利益驅(qū)動和政策約束呢？為了破解“誰來種地？”的問題，近年來各級政府出臺支持政策，加大資金投入，鼓勵社會力量積極參與新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體和服務主體的培育發(fā)展。政府積極為農(nóng)業(yè)企業(yè)等經(jīng)營主體創(chuàng)造利于生存和發(fā)展的營商環(huán)境，通過提供農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、農(nóng)機購置、農(nóng)產(chǎn)品流通等一系列的補貼政策以及免稅機制，擴大農(nóng)業(yè)企業(yè)參與糧食種植的盈利空間。同時，黨中央、國務院出臺了一系列嚴格的耕地保護政策措施，《國務院辦公廳關于防止耕地“非糧化”穩(wěn)定糧食生產(chǎn)的意見》明確提出了耕地利用的優(yōu)先順序。國家在有序引導工商資本下鄉(xiāng)的進程中，不斷加強監(jiān)管力度以制約農(nóng)業(yè)企業(yè)在獲取補貼優(yōu)惠的同時出現(xiàn)“非糧化”的傾向。

由此可知，農(nóng)業(yè)企業(yè)具有優(yōu)化配置自然資源、提高糧食生產(chǎn)效率的能力，且在政策的引導和監(jiān)督下具有一定投身于糧食生產(chǎn)的利益驅(qū)動和政策約束。在政府和市場的有效結(jié)合下，農(nóng)業(yè)企業(yè)可以通過一定機制實現(xiàn)帶動糧食增產(chǎn)的結(jié)果。據(jù)此，本文提出如下假設：

H1：農(nóng)業(yè)企業(yè)能夠有效帶動中國糧食增產(chǎn)。

H2a：農(nóng)業(yè)企業(yè)通過促進農(nóng)業(yè)規(guī)模化種植帶動糧食增產(chǎn)。

H2b：農(nóng)業(yè)企業(yè)通過促進農(nóng)業(yè)機械化生產(chǎn)帶動糧食增產(chǎn)。

2. 農(nóng)業(yè)企業(yè)帶動糧食增產(chǎn)的異質(zhì)性表現(xiàn)

農(nóng)業(yè)企業(yè)發(fā)展能夠形成規(guī)?；姆N植模式并提升糧食生產(chǎn)效率，從而對糧食增產(chǎn)產(chǎn)生影響。但中國幅員遼闊，農(nóng)業(yè)種植結(jié)構復雜且糧食品種和生長環(huán)境多樣[32]，同時，各地區(qū)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展受到當?shù)剞r(nóng)業(yè)基礎和政府扶持力度的影響。中國有黑龍江、河南、山東為代表的糧食主產(chǎn)區(qū)，根據(jù)國家統(tǒng)計局公布數(shù)據(jù)計算所得，2022 年以13 個省為代表的糧食主產(chǎn)區(qū)產(chǎn)糧51317.39 萬噸，約占全國74% 的糧食產(chǎn)量。農(nóng)業(yè)在糧食主產(chǎn)區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構中比重較高，這表明該地區(qū)具有更高水平的農(nóng)業(yè)供給市場，激發(fā)出了更高的農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展水平，同時也可能為農(nóng)業(yè)企業(yè)帶來更好的生存生長空間。自然稟賦尤其是水土資源情況是決定糧食生產(chǎn)潛能的根本因素[33]，若想提升糧食產(chǎn)量必須衡量當前該地區(qū)自然資源具有的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)提升空間[34]。除了地區(qū)間的自然資源稟賦差異，勞動力資源稟賦同樣是影響糧食產(chǎn)量提升動力的關鍵因素。勞動力資源不僅包含直接參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動的農(nóng)民和農(nóng)業(yè)員工、掌握農(nóng)業(yè)技能的科技人員、工程師、顧問，還包含從事農(nóng)產(chǎn)品加工、包裝、質(zhì)檢的工廠工人，以及從事農(nóng)產(chǎn)品銷售與營銷的勞動力。其中，參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動力是實現(xiàn)糧食產(chǎn)量提升的重要主體，而不同類型的農(nóng)業(yè)企業(yè)可能需要不同的勞動力組合來滿足其生產(chǎn)和經(jīng)營需求。農(nóng)業(yè)企業(yè)的生存和發(fā)展與當?shù)貏趧恿Y源密切相關[35]，對當?shù)貏趧恿Y源的合理利用和管理對農(nóng)業(yè)企業(yè)的經(jīng)營和發(fā)展具有重要意義。自然資源和勞動力資源稟賦對糧食增產(chǎn)動能和農(nóng)業(yè)企業(yè)發(fā)展都具有一定的作用力，那么在不同稟賦下，農(nóng)業(yè)企業(yè)帶動糧食增產(chǎn)的能力勢必會存在異質(zhì)性，由此提出如下假設：

H3a：農(nóng)業(yè)企業(yè)帶動糧食增產(chǎn)效應在自然資源稟賦不同地區(qū)存在異質(zhì)性。

H3b：農(nóng)業(yè)企業(yè)帶動糧食增產(chǎn)效應在勞動力資源稟賦不同地區(qū)存在異質(zhì)性。

前文中提到，政府努力通過招商引資和政策補貼為農(nóng)業(yè)發(fā)展創(chuàng)造適宜工商資本生存的營商環(huán)境，“有為”政府和“有效”市場結(jié)合驅(qū)動農(nóng)業(yè)企業(yè)投身糧食生產(chǎn)并進一步帶動糧食增產(chǎn)。那么在不同的營商環(huán)境下，農(nóng)業(yè)企業(yè)帶動糧食增產(chǎn)的效果勢必存在差異。首先，固定資產(chǎn)投資是反映一個地區(qū)營商環(huán)境的重要因素，私人部門固定資產(chǎn)投資會直接作用于資源配置結(jié)果[36]，產(chǎn)生市場競爭效應。通過將資金投入高標準農(nóng)田建設、倉儲冷鏈物流和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)設施上，能夠針對性地提升農(nóng)業(yè)產(chǎn)能和農(nóng)業(yè)市場發(fā)展[37]，也是解決農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進程瓶頸的有效措施。其次，農(nóng)業(yè)企業(yè)中尤其是農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)發(fā)展，離不開政府引導和補貼政策的支持[38]。近年來，政府對于農(nóng)業(yè)企業(yè)的補貼力度持續(xù)加大，財稅優(yōu)惠、專項性補貼和貸款貼息等政策是常見的政府支持方式。劉云芬等在針對中國農(nóng)業(yè)企業(yè)上市公司的研究中發(fā)現(xiàn)，政府補貼對農(nóng)業(yè)企業(yè)績效提升有顯著的正向影響[39]。那么，地區(qū)固定資產(chǎn)投資和政府支持力度同樣可能影響農(nóng)業(yè)企業(yè)的帶動增產(chǎn)效應，據(jù)此提出如下假設：

H3c：農(nóng)業(yè)企業(yè)帶動糧食增產(chǎn)效應受到地區(qū)資產(chǎn)投資的調(diào)節(jié)作用。

H3d：農(nóng)業(yè)企業(yè)帶動糧食增產(chǎn)效應受到地區(qū)政府支持的調(diào)節(jié)作用。

二、模型構建與數(shù)據(jù)描述

1. 模型構建

為了論證農(nóng)業(yè)企業(yè)對糧食產(chǎn)量提升的影響效應，驗證上文提出的系列假設，本文測算出2010-2019 年地市層面的新增農(nóng)業(yè)企業(yè)數(shù)量，構建地級市層面的面板數(shù)據(jù)，采用雙向固定效應模型檢驗其對糧食產(chǎn)量的影響。考慮到地級市面板數(shù)據(jù)進行計量分析時，可能伴隨不可觀測、不隨時間變化的因素，本文采用個體和時間雙向固定效應模型進行實證分析。如式（1）所示，yieldit 表示城市i 在t 時期的糧食產(chǎn)量；AEit 表示城市i 在t 時期的農(nóng)業(yè)企業(yè)新增數(shù)量，其系數(shù)α1 反映農(nóng)業(yè)企業(yè)對糧食產(chǎn)量的影響效應，若α1 顯著為正則表明存在正向的促進作用；Σcontrolit 表示控制變量合集；μi 表示城市個體固定效應，用以控制模型中控制變量以外的個體影響因素；γt 表示時間固定效應，用以控制模型中由時間影響的因素；εit 為隨機誤差項。為了進一步驗證H1，探究農(nóng)業(yè)企業(yè)對糧食產(chǎn)量影響的長期效應，本文加入以2010 年為基期的農(nóng)業(yè)企業(yè)累計數(shù)量TAEit，以此構建公式（2），若β1 同樣顯示，表明農(nóng)業(yè)企業(yè)對糧食生產(chǎn)的帶動作用存在累積效應。

為了論證農(nóng)業(yè)企業(yè)帶動糧食產(chǎn)量提升的作用機制，本文構建式（3），同樣采用雙向固定效應回歸模型驗證農(nóng)業(yè)企業(yè)是否通過促進農(nóng)業(yè)機械化生產(chǎn)、農(nóng)業(yè)規(guī)模化種植帶動糧食產(chǎn)量上升。上文文獻綜述和理論部分，通過前人的研究論述了農(nóng)業(yè)機械化生產(chǎn)、農(nóng)業(yè)規(guī)?；N植對糧食增產(chǎn)存在廣泛認知的正向影響效應，將以上指標納入集合Mit 中。參考江艇[40]對中介效應模型的做法，若式（3）中φ1 顯著，則表明農(nóng)業(yè)企業(yè)通過促進Mit 帶動農(nóng)民增產(chǎn)。

進一步分析是否存在某種因素對農(nóng)業(yè)企業(yè)帶動增產(chǎn)的效應存在影響作用，構建調(diào)節(jié)效應模型（4）討論H3c和H3d是否成立。若被解釋變量和解釋變量的關系（回歸斜率的大小和方向）隨著第三方變量Tit 的變化而變化，則稱Tit 在AEit 和yieldit 之間起到調(diào)節(jié)作用。若交互項的系數(shù)λ2 顯著為正，則調(diào)節(jié)因素會正向激發(fā)農(nóng)業(yè)企業(yè)帶動糧食增產(chǎn)的影響效應，若λ2 顯著為負，則調(diào)節(jié)因素會負向抑制農(nóng)業(yè)企業(yè)的帶動糧食增產(chǎn)效應。

2. 數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計

本文以280 個地級市面板數(shù)據(jù)作為樣本，分析農(nóng)業(yè)企業(yè)對糧食增產(chǎn)的帶動效應，考慮到數(shù)據(jù)可得性問題以及2020 年疫情對企業(yè)經(jīng)營發(fā)展的現(xiàn)實沖擊，本文樣本時間范圍選定為2010-2019 年。相關數(shù)據(jù)來源于中國國家統(tǒng)計局、《2010-2019 年中國城市統(tǒng)計年鑒》、中國工商新注冊企業(yè)數(shù)據(jù)庫、企查查開放平臺數(shù)據(jù)庫、《2010-2019 年各省統(tǒng)計年鑒》等，其中部分數(shù)據(jù)存在空缺值，在保障數(shù)據(jù)科學性的前提下本文采取移動平滑和線性插值的方法對一部分數(shù)據(jù)進行補充，總計得到2517 個研究樣本，數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計如表1 所示。

被解釋變量：本文核心解釋變量選取糧食產(chǎn)量（萬噸）作為糧食產(chǎn)量yield 的代理變量，為了在模型分析中縮小變量異方差，對該數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理。

解釋變量：衡量農(nóng)業(yè)企業(yè)需要從企業(yè)層面入手，本文從微觀企業(yè)層面著手測度城市農(nóng)業(yè)歷年新增注冊企業(yè)數(shù)，用以衡量農(nóng)業(yè)企業(yè)發(fā)展水平。根據(jù)國家統(tǒng)計局發(fā)布的《農(nóng)業(yè)及相關產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計分類（2020）》中科學界定的農(nóng)業(yè)及相關產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計范圍，鎖定農(nóng)林牧漁業(yè)的企業(yè)經(jīng)營業(yè)務范圍，利用經(jīng)營業(yè)務文本關鍵詞對2010-2019 年的全國工商企業(yè)注冊數(shù)據(jù)庫進行篩選，由此得到全國農(nóng)業(yè)企業(yè)新增注冊數(shù)據(jù)。進一步，利用百度API 獲取企業(yè)位置信息，將農(nóng)業(yè)企業(yè)歸屬到所屬城市層面，得到各城市歷年新增農(nóng)業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)。本文核心解釋變量選取城市歷年新增農(nóng)業(yè)企業(yè)數(shù)量（個）作為農(nóng)業(yè)企業(yè)AE 的代理變量，同時考慮到農(nóng)業(yè)企業(yè)存續(xù)情況對后期的被解釋變量同樣具有影響力，另選取農(nóng)業(yè)企業(yè)累計數(shù)作為農(nóng)業(yè)企業(yè)累計水平TAE 的代理變量。兩變量均采用對數(shù)化處理。

控制變量：為了討論農(nóng)業(yè)企業(yè)發(fā)展對糧食增產(chǎn)的帶動效應，需對其他影響被解釋變量的因素進行控制。其中，以年平均人口（萬人）/地區(qū)行政面積（平方千米）計算得出城市人口密度PD，以此衡量農(nóng)業(yè)市場供需情況及其可能對糧食耕種土地造成的壓力影響[41]；以第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)（千萬人）的對數(shù)值作為農(nóng)業(yè)勞動力水平AE 的代理變量，以此衡量農(nóng)業(yè)勞動力供給對糧食生產(chǎn)的影響；以第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 比重作為工業(yè)發(fā)展水平ind_2 的代理變量，以此衡量工業(yè)發(fā)展對糧食生產(chǎn)的擠出效應[42]；以第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 比重作為服務業(yè)發(fā)展水平ind_3 的代理變量，以此衡量服務業(yè)發(fā)展對糧食生產(chǎn)的擠出效應；以社會消費品零售總額（萬元）的對數(shù)值作為城市消費水平CS 的代理變量，以此衡量農(nóng)產(chǎn)品市場需求和價格對糧食生產(chǎn)的影響[43]。

調(diào)節(jié)變量：為了驗證在政府創(chuàng)造的營商環(huán)境差異下農(nóng)業(yè)企業(yè)帶動糧食增產(chǎn)效應的異質(zhì)性，本文選取固定資產(chǎn)投資水平（invest）和地方財政一般預算內(nèi)支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重（CS）兩方面來作為調(diào)節(jié)變量，分別判斷其對農(nóng)業(yè)企業(yè)帶動糧食增產(chǎn)的調(diào)節(jié)效應。

機制變量：為了驗證農(nóng)業(yè)企業(yè)帶動糧食增產(chǎn)的作用機制，選取農(nóng)用機械總動力（萬千瓦）的對數(shù)值作為農(nóng)業(yè)機械化生產(chǎn)的代理變量；以農(nóng)作物總播種面積（千公頃）/農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)（萬人）的對數(shù)值作為農(nóng)業(yè)規(guī)?；N植的代理變量[44]。

工具變量：在穩(wěn)健性檢驗過程中，選取金融發(fā)展水平作為工具變量解決內(nèi)生性問題，以城市金融貸款余額（億元）作為工具變量的代理變量。理由在于：一方面，企業(yè)發(fā)展離不開金融工具的幫助，尤其對農(nóng)業(yè)企業(yè)來說，金融機構貸款融資是其籌措資金的重要來源，很大程度上影響了農(nóng)業(yè)企業(yè)發(fā)展中的存續(xù)狀態(tài)，滿足工具變量選取的相關性要求；另一方面，城市整體的金融發(fā)展水平并不是影響糧食產(chǎn)量的顯著因素，金融資源進入糧食生產(chǎn)領域具有一定的難度[45]，滿足工具變量選取的排他性條件。為統(tǒng)一量綱，本文對金融發(fā)展水平進行數(shù)據(jù)歸一化處理。

三、實證結(jié)果與分析

1. 農(nóng)業(yè)企業(yè)對糧食增產(chǎn)的影響

為了驗證農(nóng)業(yè)企業(yè)對糧食產(chǎn)量提升是何種作用效果，構建個體和時間雙向固定效應模型，選取一系列測算指標建立面板數(shù)據(jù)進行回歸，回歸結(jié)果如表2 所示。列（1）～（5）展示了模型（1）的回歸結(jié)果，其中列（1）、（2）顯示未添加和添加控制變量的情況下，農(nóng)業(yè)企業(yè)對糧食產(chǎn)量提升的作用顯著為正，且在1% 的水平上顯著，表明農(nóng)業(yè)企業(yè)有效地帶動了糧食增產(chǎn)。列（3）～（5）展示了增加固定效應后的回歸結(jié)果，可知無論固定個體效應還是時間效應，農(nóng)業(yè)企業(yè)對糧食產(chǎn)量的影響系數(shù)都顯著為正。觀察第（5）列回歸結(jié)果可知，在增加了控制變量和個體、時間雙向固定效應后，其他條件不變的情況下農(nóng)業(yè)企業(yè)對糧食增產(chǎn)的促進效應達到1.2%。而第（6）列展示了農(nóng)業(yè)企業(yè)帶動糧食增產(chǎn)的累積效應，可以看出農(nóng)業(yè)企業(yè)累計數(shù)量增長對糧食產(chǎn)量的回歸系數(shù)在1% 的水平上顯著為正，且在控制其他因素的情況下影響系數(shù)達到5.1%，高于歷年新增農(nóng)業(yè)企業(yè)的帶動效應。這表明，農(nóng)業(yè)企業(yè)建立和存續(xù)期內(nèi)會持續(xù)對當?shù)氐募Z食增產(chǎn)釋放動力。由此可知，盡管企業(yè)具有趨利性的經(jīng)營目的，但同樣具有參與糧食生產(chǎn)的動因。在過去的發(fā)展中，農(nóng)業(yè)企業(yè)有效地帶動了糧食產(chǎn)量提升，在糧食安全保障中作出了一定的貢獻，H1得到驗證。

觀察控制變量對農(nóng)業(yè)增產(chǎn)的影響效應發(fā)現(xiàn)，固定個體效應和時間效應后，人口密度對糧食產(chǎn)量的影響系數(shù)顯著為負，這說明人口集聚地區(qū)由于住房和城市建設的需求，擠占了更多的耕種土地，導致農(nóng)業(yè)種植空間被壓縮，抑制了糧食產(chǎn)量的提升；農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)回歸系數(shù)的顯著性在控制個體固定效應后不再顯著為正，這可能由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的勞動力生產(chǎn)效率并未提升，出現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動力過飽和現(xiàn)象；工業(yè)發(fā)展水平對農(nóng)業(yè)產(chǎn)量的影響系數(shù)顯著為負，這源于產(chǎn)業(yè)結(jié)構調(diào)整中的競爭效應和工業(yè)發(fā)展在土地等資源的擠占結(jié)果；服務業(yè)發(fā)展對糧食產(chǎn)量的影響并不顯著，這可能源于一方面涉農(nóng)相關的生產(chǎn)性服務業(yè)所占比重較小，另一方面服務業(yè)對土地空間的占用不同于工業(yè)一般具有強制的需求；地區(qū)消費水平對糧食產(chǎn)量的影響并不顯著，這可能源于物流業(yè)發(fā)展導致農(nóng)業(yè)產(chǎn)出和消費之間不再受距離的顯著影響，農(nóng)產(chǎn)品運輸成本也在不斷下降，尤其在糧食上的消費并不受限于當?shù)氐募Z食產(chǎn)量，反映出農(nóng)產(chǎn)品需求市場對當?shù)丶Z食生產(chǎn)的導向性不強。

2. 穩(wěn)健性檢驗

為了進一步驗證H1，本文設定多種檢驗方法來證明主回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，包括去除省會城市、去除農(nóng)業(yè)企業(yè)數(shù)極大值和極小值城市樣本的方式改變分析樣本容量，更換核心解釋變量為農(nóng)業(yè)企業(yè)累計數(shù)量與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值，更換被解釋變量為農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值（千萬）的對數(shù)，以及使用工具變量法排除內(nèi)生性問題。

（1）改變樣本容量：觀察總樣本得知，280 個子樣本中城市特征和農(nóng)業(yè)企業(yè)發(fā)展水平存在一定的差異。其中，省會城市作為各級地方行政中心，具有區(qū)別于其他城市的政策關注度和戰(zhàn)略部署?？紤]到農(nóng)業(yè)企業(yè)發(fā)展的政策關照度可能會在城市間存在差異，本文將樣本中的30 個省會樣本去除，再次進行回歸。結(jié)果顯示在表3 的第（1）、（2）列中，可以看出農(nóng)業(yè)企業(yè)帶動糧食增產(chǎn)的影響效應依然顯著為正，且回歸系數(shù)并未發(fā)生大幅度改變，排除了樣本城市間行政待遇差異導致的影響。從2019 年各地區(qū)新增農(nóng)業(yè)企業(yè)數(shù)量來看，各地區(qū)的新增量分布具有正態(tài)分布的長尾特征，則城市間的農(nóng)業(yè)企業(yè)發(fā)展規(guī)模存在一定的差異。為了排除極端值對實證結(jié)果的干擾，進一步計算各地區(qū)樣本期內(nèi)平均新增農(nóng)業(yè)企業(yè)數(shù)來表征農(nóng)業(yè)企業(yè)發(fā)展平均水平，去除其極大值（gt;95%）和極小值（lt;5%）樣本再次進行回歸分析。表3 的列（3）、（4）展示了去除農(nóng)業(yè)企業(yè)發(fā)展水平極大值的樣本回歸結(jié)果。觀察回歸結(jié)果可知，農(nóng)業(yè)企業(yè)帶動糧食增產(chǎn)的回歸系數(shù)大小僅發(fā)生了微弱的變化且依然在5% 的置信水平上顯著為正。列（4）、（5）展示了去除樣本極小值的回歸結(jié)果，農(nóng)業(yè)企業(yè)對糧食生產(chǎn)影響的短期和長期效應依然顯著為正且系數(shù)值僅發(fā)生微弱變化。以上方法驗證了H1結(jié)果的穩(wěn)健性。

（2）替換核心解釋變量：由于城市間農(nóng)業(yè)企業(yè)發(fā)展的程度存在差異，這在一定程度上與城市經(jīng)濟發(fā)展水平相關，本文進一步將表征農(nóng)業(yè)企業(yè)總量數(shù)據(jù)更換為其與地區(qū)生產(chǎn)總值（百元）的比值（TAE）' ，再次進行穩(wěn)健性檢驗。結(jié)果如表3中列（7）所示，在添加了控制變量和個體、時間固定效應后，農(nóng)業(yè)企業(yè)對糧食產(chǎn)量提升的影響在1% 的水平上顯著為正。通過對比農(nóng)業(yè)企業(yè)累計量與農(nóng)業(yè)企業(yè)比值量的回歸系數(shù)差異可知，在考慮了城市間經(jīng)濟差異后農(nóng)業(yè)企業(yè)對糧食產(chǎn)量的影響效應與表2列（5）的主回歸結(jié)果相一致。由此可知，農(nóng)業(yè)企業(yè)對糧食增產(chǎn)具有正向的促進作用，再次驗證H1。

（3）替換被解釋變量：進一步采用更換被解釋變量的方法檢驗主回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，以地區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值作為替代變量進行回歸檢驗。由表4 第（1）列的結(jié)果可知，在添加控制變量和個體、時間雙向固定效應后，農(nóng)業(yè)企業(yè)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的影響系數(shù)在10% 的水平上顯著為正，表明農(nóng)業(yè)企業(yè)對地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值具有正向的促進作用。同時，列（2）展示出農(nóng)業(yè)企業(yè)對糧食增產(chǎn)的累積效應顯著為正，驗證了主回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。替換被解釋變量進行的穩(wěn)健性檢驗通過，再次證明了H1穩(wěn)健。

（4）采用工具變量：考慮到本文討論農(nóng)業(yè)企業(yè)對糧食增產(chǎn)的影響可能存在內(nèi)生性問題，主要在于實證模型構建中可能遺漏了某些影響糧食產(chǎn)量的變量，且自變量和因變量之間可能存在互為因果的問題。在針對實證結(jié)果穩(wěn)健性的進一步討論中，本文嘗試采用工具變量法解決內(nèi)生性問題，采用城市金融發(fā)展水平（城市金融貸款余額）作為農(nóng)業(yè)企業(yè)的工具變量。表4 第（3）列顯示了內(nèi)生解釋變量對工具變量和控制變量回歸結(jié)果，得出工具變量和內(nèi)生解釋變量是顯著相關的。弱工具變量檢驗發(fā)現(xiàn)，F(xiàn) 檢驗值為50.56 大于10，弱工具變量檢驗通過。其中，LM 統(tǒng)計量結(jié)果中，p 值為0.000，拒絕工具變量識別不足的假設。測試工具變量與內(nèi)生變量的相關性檢驗中，CD 檢驗的F統(tǒng)計量為50.56，大于10% 的臨界值16.38，檢驗通過?？傮w而言，以上檢驗說明選取城市金融發(fā)展水平作為農(nóng)業(yè)企業(yè)工具變量具有合理性。第二階段檢驗中，列（4）顯示考慮工具變量后農(nóng)業(yè)企業(yè)對糧食增產(chǎn)的影響系數(shù)依然在1% 的水平上顯著為正，表明排除內(nèi)生性影響后，H1依然穩(wěn)健。

四、農(nóng)業(yè)企業(yè)帶動糧食增產(chǎn)的作用機制

上文已經(jīng)論證了農(nóng)業(yè)企業(yè)具有帶動糧食增產(chǎn)的整體效應，下面驗證農(nóng)業(yè)企業(yè)是否通過作用于提高農(nóng)業(yè)規(guī)?；N植和機械化生產(chǎn)水平兩方面來帶動糧食增產(chǎn)。機制分析的結(jié)果如表5 所示，列（1）和（2）展示了添加控制變量和個體、時間雙向固定效應下，農(nóng)業(yè)企業(yè)對糧食規(guī)?；N植的當期影響和累積影響，結(jié)果表明農(nóng)業(yè)企業(yè)在短期內(nèi)未顯著提升糧食規(guī)?；N植，而農(nóng)業(yè)企業(yè)存續(xù)期間對糧食規(guī)?；N植具有顯著的正向促進作用。這可能源于農(nóng)業(yè)企業(yè)剛成立時不具有調(diào)動耕地資源的能力，且部分農(nóng)業(yè)種植企業(yè)與農(nóng)村基層組織及農(nóng)戶的土地承包合作并未及時展開，隨著農(nóng)業(yè)企業(yè)數(shù)量逐漸增多，農(nóng)業(yè)規(guī)模化種植范圍越來越大，并由此促進了糧食持續(xù)增產(chǎn)，H2a得到驗證。

表5 中列（3）和（4）展示了農(nóng)業(yè)企業(yè)新增和累計發(fā)展水平對農(nóng)業(yè)機械化生產(chǎn)水平的影響效應，結(jié)果表明農(nóng)業(yè)企業(yè)當期發(fā)展即對農(nóng)業(yè)機械化生產(chǎn)產(chǎn)生作用，其回歸系數(shù)在1% 的水平上顯著為正?？梢钥闯?，農(nóng)業(yè)企業(yè)提高機械化種植水平不存在時滯性，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)型企業(yè)本身的機械化水平較高，且部分具備機械化和社會化服務能力的農(nóng)業(yè)企業(yè)會為當?shù)匦∞r(nóng)生產(chǎn)提供農(nóng)業(yè)種植環(huán)節(jié)的機械服務，以此來提升當?shù)卣w的農(nóng)業(yè)機械化水平，并進一步促進糧食產(chǎn)量提升。與此同時，農(nóng)業(yè)企業(yè)在存續(xù)的過程中會催生一定的社會化服務業(yè)務，更大程度上對當?shù)剞r(nóng)業(yè)生產(chǎn)的機械化水平產(chǎn)生影響，H2b得到驗證。據(jù)此，通過實證模型分析結(jié)果證明了農(nóng)業(yè)企業(yè)通過提升農(nóng)業(yè)規(guī)?；N植水平和機械化生產(chǎn)水平來帶動糧食增產(chǎn)。

五、異質(zhì)性分析

以水土面積和質(zhì)量為代表的自然資源稟賦被認為是關系糧食生產(chǎn)力水平的直接因素，在驗證農(nóng)業(yè)企業(yè)具有帶動糧食增產(chǎn)能力后，考察其在不同自然條件下的增產(chǎn)效應差異十分關鍵。糧食主產(chǎn)區(qū)內(nèi)的農(nóng)業(yè)發(fā)展肩負著保障糧食安全和重要農(nóng)產(chǎn)品供給的重任，主產(chǎn)區(qū)內(nèi)的耕種面積占比較高且具有土壤優(yōu)質(zhì)、水資源豐富等自然生產(chǎn)條件優(yōu)勢。同時，國家對于糧食主產(chǎn)區(qū)內(nèi)農(nóng)業(yè)發(fā)展給予一定的保護，該地擁有更高的糧食生產(chǎn)政策推動力。所以，探究農(nóng)業(yè)企業(yè)在糧食主產(chǎn)區(qū)內(nèi)外的帶動增產(chǎn)差異，能夠有效地判斷其在自然資源稟賦和農(nóng)業(yè)政策關注度差異下的不同作用表現(xiàn)。表6 中（1）～（4）列展示了農(nóng)業(yè)企業(yè)短期和長期發(fā)展下在13 個糧食主產(chǎn)區(qū)內(nèi)外的帶動增產(chǎn)效應，可以看出添加控制變量及時間、個體固定效應前提下，影響效應存在明顯的異質(zhì)性。具體來看，農(nóng)業(yè)企業(yè)短期內(nèi)在糧食主產(chǎn)區(qū)內(nèi)的帶動增產(chǎn)效應顯著為正且與全國平均水平基本保持一致。然而其在非糧食主產(chǎn)區(qū)內(nèi)的影響效應并不顯著，這充分說明了農(nóng)業(yè)企業(yè)促進糧食增產(chǎn)能力受到當?shù)刈匀毁Y源稟賦的限制。但是，農(nóng)業(yè)企業(yè)累計發(fā)展能夠促進非糧食主產(chǎn)區(qū)內(nèi)的糧食產(chǎn)量提升，由列（4）結(jié)果可知，農(nóng)業(yè)企業(yè)長期能夠有效地帶動農(nóng)業(yè)資源稟賦較差地區(qū)的糧食增產(chǎn)。這表明，單純依靠自然條件無法改善的糧食生產(chǎn)情況能夠依靠農(nóng)業(yè)企業(yè)發(fā)展出新的增產(chǎn)邏輯。同樣值得關注的是，盡管糧食主產(chǎn)區(qū)內(nèi)農(nóng)業(yè)企業(yè)短期即可產(chǎn)生帶動增產(chǎn)的作用力，但糧食主產(chǎn)區(qū)內(nèi)帶動增產(chǎn)的空間有限，自然稟賦優(yōu)勢一定程度上成為約束生產(chǎn)主體發(fā)揮能動性的限制，挖掘非主產(chǎn)區(qū)的糧食增產(chǎn)潛力十分關鍵。

勞動力水平同樣是影響糧食生產(chǎn)的關鍵因素，尤其在于農(nóng)業(yè)作為勞動密集型產(chǎn)業(yè)，農(nóng)業(yè)勞動力供給不足是造成“土地空心化”的關鍵原因。與此同時，企業(yè)建立和發(fā)展離不開勞動力的參與和支持，而農(nóng)業(yè)企業(yè)涉及非農(nóng)勞動力、雇傭型農(nóng)業(yè)勞動力和非雇傭型以“訂單-約定”模式存在的農(nóng)民勞動力。所以，有必要考察人力資源水平差異下當?shù)剞r(nóng)業(yè)企業(yè)帶動糧食增產(chǎn)效應的異質(zhì)性。本文通過計算樣本期內(nèi)各城市歷年平均勞動力數(shù)量，并找到勞動力水平的中位數(shù)，將大于或等于中位數(shù)的城市劃分為人力資源優(yōu)勢區(qū)域，將小于中位數(shù)的城市劃分為人力資源非優(yōu)勢區(qū)。觀察表6 列（5）～（6）的回歸結(jié)果可知，在添加了控制變量和個體、時間固定效應的前提下，農(nóng)業(yè)企業(yè)僅在人力資源水平較高地區(qū)能夠顯著地促進糧食產(chǎn)量提升，而當?shù)厝肆Y源匱乏的條件下，農(nóng)業(yè)企業(yè)無論是短期還是長期都沒能起到帶動糧食增產(chǎn)的作用效果。列（5）和列（6）結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)企業(yè)短期和長期在人力資源水平較高地區(qū)對糧食產(chǎn)量的影響系數(shù)顯著為正，且超過全國一般水平下的影響效應值。這充分說明了，農(nóng)業(yè)企業(yè)帶動糧食增產(chǎn)需要和人緊密相連，盡管農(nóng)業(yè)企業(yè)以法人形式參與到糧食生產(chǎn)中填補了一部分外流農(nóng)民的角色。但企業(yè)發(fā)展的根基在于人力資本，當?shù)厝肆Y源水平對農(nóng)業(yè)企業(yè)帶動糧食增產(chǎn)具有重要影響。

論證了農(nóng)業(yè)企業(yè)帶動糧食增產(chǎn)效應關于自然和人力資源稟賦差異的區(qū)域異質(zhì)性后，本文進一步討論影響農(nóng)業(yè)企業(yè)帶動糧食增產(chǎn)的調(diào)節(jié)效應，論證何種外生性因素能夠改變農(nóng)業(yè)企業(yè)的帶動增產(chǎn)效應。根據(jù)前文關于H3c和H3d提出依據(jù)的分析，固定資產(chǎn)投資和政府支持是作用于企業(yè)發(fā)展的關鍵因素，農(nóng)業(yè)企業(yè)建立和存續(xù)依靠的資金和政策條件是決定其能否存活和良性發(fā)展的基礎。表7 列（1）展示了地區(qū)固定資產(chǎn)投資對農(nóng)業(yè)企業(yè)帶動糧食增產(chǎn)效應的影響，列（2）展示了政府扶持對農(nóng)業(yè)企業(yè)帶動糧食增產(chǎn)效應的影響。由此可知，固定資產(chǎn)投資與農(nóng)業(yè)企業(yè)交互項的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明固定資產(chǎn)投資增加將會顯著促進農(nóng)業(yè)企業(yè)對糧食增產(chǎn)的影響效應。同樣，政府支持與農(nóng)業(yè)企業(yè)交互項的回歸系數(shù)在1% 的水平上顯著為正，表明政府支持力度越大，該地區(qū)農(nóng)業(yè)企業(yè)帶動糧食增產(chǎn)的能力越強，說明政府部門通過引導農(nóng)業(yè)企業(yè)參與糧食生產(chǎn)的顯著成效。進一步，觀察兩組回歸結(jié)果的系數(shù)大小可知，政府支持的調(diào)節(jié)效應高于固定資產(chǎn)投資，這也體現(xiàn)出當前農(nóng)業(yè)發(fā)展狀態(tài)下，農(nóng)業(yè)企業(yè)對政策扶持的依賴性要強于市場化的推進力。

六、結(jié)論與啟示

大國小農(nóng)是我國基本的國情和農(nóng)情，在明確堅持家庭經(jīng)營基礎性地位的基礎上，為推動小農(nóng)與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的有機銜接，我國正致力于加快建構現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)營體系。其中，培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，聯(lián)合帶動小農(nóng)戶創(chuàng)新發(fā)展是該體系的重要構件。在相關政策的積極倡導下，我國以農(nóng)業(yè)企業(yè)為代表的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體數(shù)量快速增加，相較于2010 年，2019 年我國經(jīng)由工商企業(yè)注冊登記的農(nóng)業(yè)企業(yè)數(shù)量增加約545.44 萬家。對人口大國而言，破解“未來誰來種地”問題至關重要，為探究農(nóng)業(yè)企業(yè)究竟是擠占糧食生產(chǎn)資源，還是推動糧食產(chǎn)能提升，本文利用2010?2019年地市層面的新增和累積農(nóng)業(yè)企業(yè)數(shù)量表達區(qū)域農(nóng)業(yè)企業(yè)發(fā)展水平，然后構建雙向固定效應模型檢驗其對糧食產(chǎn)量的影響。

研究結(jié)果表明：第一，農(nóng)業(yè)企業(yè)可顯著促進糧食產(chǎn)量提升，其短期增產(chǎn)效應為1.2%，長期增產(chǎn)效應為5.1%。第二，農(nóng)業(yè)企業(yè)的增產(chǎn)機制是推動地區(qū)規(guī)模化種植和機械化生產(chǎn)，長期來看，農(nóng)業(yè)企業(yè)促進經(jīng)營規(guī)模擴張和機械化生產(chǎn)的效應值分別為3.2% 和9.3%。第三，農(nóng)業(yè)企業(yè)的增產(chǎn)效能隨區(qū)域資源稟賦不同表現(xiàn)出明顯的異質(zhì)性，具體來說，農(nóng)業(yè)企業(yè)在短期內(nèi)能夠?qū)ψ匀毁Y源稟賦更優(yōu)渥的糧食主產(chǎn)區(qū)起到增產(chǎn)作用，但其對非糧食主產(chǎn)區(qū)的增產(chǎn)效應需要長期經(jīng)營才能顯現(xiàn)；人力資源的豐裕度對農(nóng)業(yè)企業(yè)發(fā)揮增產(chǎn)效能至關重要，豐裕度高的地區(qū)農(nóng)業(yè)企業(yè)的增產(chǎn)效應更強。第四，除資源稟賦條件外，在政府創(chuàng)造的營商環(huán)境更佳的地區(qū)，即地區(qū)固定資產(chǎn)投資水平越高或者公共支出占GDP 比重越大的地區(qū)，農(nóng)業(yè)企業(yè)對糧食產(chǎn)量的提升效應更強。

根據(jù)以上結(jié)論，提出如下啟示：在堅持農(nóng)村基本經(jīng)營制度基礎上，做大做強以農(nóng)業(yè)企業(yè)為代表的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，推動農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模擴張和農(nóng)業(yè)機械化生產(chǎn)，可以在一定程度上突破資源稟賦的增產(chǎn)局限，從生產(chǎn)組織經(jīng)營模式改進層面提升糧食安全保障水平，發(fā)揮農(nóng)業(yè)企業(yè)在鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興中的優(yōu)勢力量。具體策略包括：鼓勵有條件的小農(nóng)戶通過土地交易市場擴大農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模成長為種植大戶或組建家庭農(nóng)場，然后引導種植大戶或家庭農(nóng)場通過橫向聯(lián)合組建農(nóng)民合作社，最后通過合作社之間的融合發(fā)展形成經(jīng)營規(guī)模大、集約化程度高、市場競爭力強的農(nóng)業(yè)企業(yè)。進一步地，由于良好的資源稟賦條件與優(yōu)渥的區(qū)域營商環(huán)境，能夠增強農(nóng)業(yè)企業(yè)的糧食增產(chǎn)效應，各地一方面應強化基礎條件保障，通過高標準農(nóng)田建設的持續(xù)推進，改善土地平整化、連片化程度，并提升田間排水灌溉、電力交通保障水平；另一方面應建構農(nóng)業(yè)企業(yè)扶植制度，引導金融機構為培育孵化農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)提供資金支持，同時強化高素質(zhì)農(nóng)民培訓，為農(nóng)業(yè)企業(yè)發(fā)展提供經(jīng)營管理和技術創(chuàng)新的人力支持，引導各類人才到鄉(xiāng)村興辦產(chǎn)業(yè)。

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（責任編輯：余婷婷）