市場信號、農戶類型與農業生產經營行為的邏輯＊：來自魯、晉、寧千余農戶調查的證據

鐘 真 孔祥智

改革開放以來，中國農業市場化進程加速，市場信號對農業和農村發展的影響越來越明顯，以價格機制為基礎的市場化調節手段在涉農政策的制定和實施中被越來越多地采用。但經驗事實和相關研究表明，市場化調節手段在處理 “三農”問題時常常 “失靈”。例如，旨在通過提高某類農產品價格實現擴大其生產規模的政策，并沒有使農民在農產品價格上漲的引導下明顯擴大生產規模［1］；旨在通過降低部分農資價格實現穩定農業產量、提高新技術采納率的措施，并沒有使農民在農資價格下降的引導下明顯地增加農業投入和新技術采納［2］；等等。本文認為，出現這些政策偏差的直接原因是：現實中的農民并不完全符合 “經濟人”的基本假定，沒有完全按照價格信號的指引采取政策制定者所預期的行為。人的偏好存在多樣性［3］，不同類型農戶的生產經營行為是不同的。若在制定農業政策時沒有考慮到農戶類型的多樣性特征，就可能導致資源浪費甚至產生副作用。［4］因此，正確認識農戶類型將有利于縮小政策偏差，提高農業政策的實施效率。

一、文獻回顧

（一）農戶理論的基本脈絡

關于農戶的類型和行為特征，學界已進行了深入的討論。舒爾茨在研究如何改造發展中國家的家庭農業時提出著名的 “貧窮但有效率”假說，即 “在傳統農業中，農戶在生產要素的配置上很少出現無效率的現象”［5］。其后的支持者完善了 “理性小農”假說，認為農戶應被視為追求利潤最大化的 “農業企業”。［6］但他們模糊了配置效率和技術效率的區別，特別是忽視了家庭為達到利潤目標而形成的內部關系，這就使得整個家庭的效用最大化與利潤最大化等同起來。［7］斯科特研究東南亞農業社會的歷史發展軌跡及農民的反叛邏輯后認為，農民所追求的絕不是收入最大化，而是較低的風險分配與較高的生存保障。［8］羅馬塞特等則在形式上將風險和不確定性加入農戶的效用函數中。［9］查亞諾夫也認為，家庭農場追求的不是利潤最大化，而是 “家庭成員需求滿足程度和勞動力辛苦程度之間的某種均衡”，即家庭整體效用的最大化。［10］但其理論的缺陷在于假設不存在勞動力市場，家庭人口規模和結構是農戶經濟績效的主要解釋工具，所以農戶的生產與消費不可分。而由貝克爾等人開創的 “新家庭經濟學”則明確地把農戶作為效用最大化的分析單位，并引入勞動力市場、農戶收入多樣化 （不一定來自農業收入）、農產品市場不完善等條件，解決了農戶生產與消費的不可分問題。［11］巴納姆和斯夸爾在 “新家庭經濟學”和查亞諾夫思想的基礎上證明：在存在勞動力市場等前提下，家庭生產決策可以獨立于消費決策。他們指出，在生產和消費的聯合決策下，農戶會對家庭變量 （家庭規模和結構）與市場變量 （如農產品價格、投入價格、工資、技術等）的變化做出可以預期的反應。［12］因此，農戶身兼 “舒爾茨小農”和 “查亞諾夫小農”的雙重特點，即部分地參與了市場。埃利斯在綜述上述思想的基礎上，將農戶類型分為追求利潤型農民、風險規避型農民、勞苦規避型農民、部分參與市場的農民、分成制農民等，并給出如下定義：“農民是主要從農業中獲取生活資料、在農業生產中主要利用家庭勞動的農戶；農民部分地 （常常是不完全地或不全面地）參與投入和產出市場”［13］。但他并沒有給出一個相對統一的用來劃分農民類型的衡量指標。

（二）中國農戶類型的劃分

當下，中國農業政策的實際效果與預期之間經常出現偏差，說明中國目前的農戶類型存在明顯的多樣性。那么，中國農戶的類型主要有哪些？總體上呈現何種特征呢？黃宗智曾對20世紀前半葉華北小農社會進行了研究，認為中國小農是一個追求利潤者、維持生計的生產者和受剝削的耕作者的復合體，每個特征都反映了這個復合體的一個側面。［14］改革開放以后，農村經濟的市場化轉型促使人們更多地從經濟學視角來認識農戶，并逐漸認同中國農戶在市場化進程中僅是部分地參與了市場的假說。韓耀認為，中國農戶具有 “自給性生產與商品性生產并存”、“經濟目標與非經濟目標并存”、“理性行為與非理性行為并存”、 “行為的一致性與多樣性并存”的特征。［15］孔祥智按照農業和農村經濟市場化進程的初級、中級和高級階段，將中國農戶群體分成相應的三種類型。［16］林政等按照適應農業生產力發展要求的程度，把農戶分成傳統型、半現代型和現代型。［17］這些研究提出了區別農戶特征或劃分農戶類型的依據，但沒有將這些劃分依據形式化和定量化。可以明確的是，多數學者傾向于關注農戶與市場之間的關系，并將農戶參與市場的程度作為區別農戶特征的衡量指標。

（三）影響農戶生產經營行為的因素

盡管國內學術界對農戶經營行為的研究直到20世紀90年代初還很薄弱，但隨著新家庭經濟學和現代計量方法的 “普及”，近年來對農戶行為的研究得到了迅速發展，大量針對農戶在生產經營投入、農業技術采納、生產規模選擇、作物品種使用、安全農藥購買、資金借貸、訂單參與、契約履行、外出務工等方面選擇行為的實證研究見諸各類學術刊物。從這些微觀的計量研究中可以看到，雖然農戶具體的生產經營行為不勝枚舉，但影響這些生產經營行為的因素卻大致相同，主要包括：戶主的個人特征 （性別、年齡、受教育程度、職業、生活經歷等），家庭生產經營特征 （生產經營規模、家庭收入與消費水平、可投入要素的規模、參與市場的方式等），家庭社會網絡特征 （請人幫忙困難程度、對周圍人的信任、可利用的社會關系等），政策環境 （特定的惠農政策、政府直接扶持、參與政府主導的農業項目等），地理特征等。

（四）文獻評論

綜觀國內外研究成果，一方面，關于農戶類型的探討較為深入，但對農戶類型的識別和劃分方法還存有爭議；另一方面，研究一定區域內農戶特定生產經營行為的文章很多，且不乏精深的分析，但將農戶具體的外在行為與支配這些行為的內在 “特質”——農戶類型結合起來的研究仍然是空白。若能將對農戶行為的影響因素分析過渡到對農戶類型的影響因素探討上，將對理解中國農戶生產經營行為的內在邏輯有所裨益。缺乏相關研究的原因，首先在于沒有設計出用以解釋農戶生產經營行為邏輯的衡量指標，即區別農戶類型的指標。其次，很難獲取大規模抽樣調查的數據作為微觀分析的基礎。再次，即使能夠獲取抽樣調查數據，也很少能在一次調查中觀察到足夠多的生產經營條件發生變化時農戶生產經營行為相應發生變動的情況，以至于無法獲得有效判斷農戶類型的必要信息。

二、數據來源與變量設置

（一）數據來源

2008年下半年開始的全球金融危機為觀察多種市場信號的變化創造了條件，本文所用的數據來自2009年7—8月間對山東、山西、寧夏3省 （區）11縣農戶的隨機抽樣調查。調查共獲得問卷1 050份，其中有效問卷1 032份。若用山東、山西、寧夏3省 （區）分別代表東、中、西部3個地區，那么這一樣本對研究農戶生產經營行為將有較強的代表性。由于調查涉及不同地區的多種農業生產，且受客觀條件的限制，此次調查沒有獲得被調查農產品及其生產投入要素的全部實際價格，僅是觀察到這些市場信號的變動方向，但依然對研究農戶生產經營行為的邏輯提供了必要的數據基礎。

（二）因變量

林毅夫認為，農戶行為之所以多樣化，并不是因為他們的 “理性”有所不同，而是資源、制度、技術等外部限制條件的不同造成可供他們選擇的方案不同所致。［18］本文認同這種觀點。事實上，狹義的理性僅指追求利潤最大化的經濟理性，而農戶行為的邏輯顯然還基于生存理性、風險理性等維度［19］，因此，農戶類型既不能簡單地依據其目標集合的單一特征來判斷，更不能抽象地用 “是否理性”或 “理性程度”來衡量。

為了不致陷入 “理性之爭”，同時突出在農村市場化不斷深入條件下的農戶生產經營行為，本文從農戶與市場關系的角度來展開分析。盡管經過30多年的市場化改革，農戶參與市場的程度不斷提高，但受自然條件、經濟水平、家庭稟賦、社會文化、政策環境等因素的制約，農戶總體上還不能像利潤最大化的生產者那樣進行決策，這必然會影響以市場化手段為基礎的農業政策的效率。所以，本文的研究前提是：當前中國農戶僅部分地參與生產經營的投入和產出市場，即面對市場信號的變動，農戶不會完全按照市場配置資源的邏輯來調整相應的生產經營行為。據此，我們將農戶參與市場的經濟學特征作為區別農戶類型的指標，即用農民面對市場信號的變動所做出的反應與市場配置資源的邏輯相符合的程度作為區別農戶不同類型的標準。本文將這一指標稱為 “農戶市場化水平”①“農戶市場化水平”的概念是根據農戶生產經營行為符合市場邏輯的程度構建的，與農戶所生產的農產品的商品化程度是兩個不同的概念。，其基本含義為：農民面對市場信號的變動所做出的反應與市場配置資源的邏輯相符合的程度越高，說明農民的市場化水平越高；反之，則農民的市場化水平越低。

如果農戶行為完全符合市場配置資源的邏輯，那么，農戶必然會在生產經營過程中將成本最小化 （或利潤最大化）。在此，我們以農戶認為最重要的農產品 （以下簡稱關鍵農產品）為例，假定其生產一單位該農產品的最小成本為px＝c （p ，y ，e）。其中，p為生產該農產品所需投入品的價格向量，x為包括技術在內的可變投入向量②這里我們將技術視為一種物化的投入要素，但它有別于農藥、化肥、飼料、機械等一般資本要素，它的投入規模主要體現在農戶為達到某種市場要求 （如質量要求）而在品種、機械設備、種養工藝等方面所投入的費用。需要強調的是，本文假定短期內不存在技術進步，即不同技術之間不存在生產力水平的差異，但存在技術可得性等原因造成的價格差異。因此，本文所謂選擇新的技術并不代表生產力的提高，而僅僅是為了實現順利銷售。，y為農戶關鍵農產品的產量，e為農戶稟賦、農戶特征及地理和政策環境向量。而農產品產量顯然與可變投入 （x）、上一個生產周期關鍵農產品的銷售價格 （P＊）以及農戶稟賦、地理和政策環節等因素 （e）相關。因此，農戶關鍵農產品的生產函數可表示為：y＝f （x ｜ P＊，e）。根據謝潑德引理，我們可從上式得到各種可變投入的分攤方程那么，各種可變投入的顯需求函數可表達為xi＝gi（p ， P＊，e）。實證研究表明，有＜0和＞0，即在其他投入品價格不變的情況下，第i種投入品價格與其投入數量負相關，而農產品價格將與投入品數量正相關。［20］

如果農戶行為完全符合市場配置資源的邏輯，他們在各種投入要素價格變動時所采取行動的方向將會符合上述相關關系。但是在農戶部分參與市場的假定下，農戶面對市場信號變動所做出的反應雖然可以在樣本層面上進行預測，卻肯定會不同程度地偏離微觀經濟學建立的純粹的市場關系。［21］所以，樣本數據在整體上可以支持的結論，但如果沒有全面的類似于行為實驗的數據，由xi＝gi（p ， P＊，e）導出的結論則將在農戶層面失去解釋力。其主要原因是，農戶層面的一次性觀察很難判斷在其他市場信號不變時某一可變投入價格變動與相應生產行為變動的確切關系。為此，我們對相鄰兩個生產周期進行對比分析，在農戶的層面 （而不是樣本層面）考察其生產經營行為變動與市場信號變動之間的關系。這里假定在相鄰兩個生產周期之內 （短期內）農戶稟賦、農戶特征及地理和政策環境不會發生顯著變動，對前后兩個生產周期的可變投入函數做一階差分，可得市場信號變動與生產經營行為變動之間的關系表達式：

由此不僅可以在排除農戶稟賦、地理和政策環境等因素的影響后建立市場信號變動與生產經營行為變動之間的更為直接的數量關系，而且還可以在無法獲得各種投入價格的實際觀測值的情況下，僅需獲得各種價格的變動方向就能判別農戶的生產經營行為在多大程度上符合市場配置資源的邏輯。這對數據不充分條件下構建農戶市場化水平的指標具有重要意義。對式 （1）進行多元回歸分析，便可考察在其他市場信號不變的情況下第j種投入的價格變動與其投入數量變動之間的關系。同時，由于農戶的多個生產經營行為在一個生產周期內往往是聯合決定的，所以本文對農戶在生產關鍵農產品時的多個可變投入方程進行系統估計。為此，假設農戶在生產關鍵農產品的過程中共有n種可變投入，并相應地將面臨N種市場信號變動 （由于農產品價格信號的存在，一般N≤n＋1），農戶生產經營行為變動與市場信號變動之間的系統估計方程可表示為：

為了能夠判斷每個農戶的各種生產經營行為是否符合理論預期，需要利用式 （2）的參數估計結果來獲得每個農戶在各自生產經營行為上的預測值，再將這些預測值與相應的市場信號進行關聯分析，最終判斷農戶的市場化水平。具體步驟如下：

首先，利用觀測數據對式 （2）進行估計，并獲得 Δxij的預測值 Δ＾xij。

其次，對Δ＾xij設定劃分標準，并按照變動方向進行歸類。市場信號和可變投入的變動方向一般有上升 （增加）、不變和下降 （減少）三種，分別用1、0、-1表示，則Δ＾xij將在 ［-1，1］中取值。當Δ＾xij在 ［-1，-0.334）取值時，視為可變投入減少，記Δ＾xij＝-1；當Δ＾xij在 ［-0.334，0.334］取值時，視為可變投入不變，記Δ＾xij＝0；當Δ＾xij在 （0.334，1］取值時，視為可變投入增加，記Δ＾xij＝1。

再次，將歸類后的Δ＾xij的方向與Δpij的方向進行配對，并對兩者變動關系符合理論預期的程度設定權重，用κij表示。如果在其他可變投入價格不變的情況下第j種可變投入的價格上升 （下降），而預測的相應的投入數量減少 （增加），即兩者變動方向相反，則第i個農戶的第j種生產經營行為與理論預期將完全一致，此時設κij＝1；如果兩者的變動方向一致，則農戶的這一生產經營行為與理論預期剛好相反，此時設κij＝-1。如果兩者變動方向中有一個是不變的，則表明農戶的這一生產經營行為與理論預期既不完全一致也不完全相反。此時可能有四種情況：（1）如果Δpij不變而Δ＾xij增加，表明農戶在該生產經營行為上雖然不完全符合理論預期，但明顯有追求更大收益的傾向，設κij＝0.5。（2）如果Δpij不變，而Δ＾xij下降，表明農戶在相應的生產經營行為上是相對隨意的，甚至有縮小收益的傾向，設κij＝-0.5。（3）如果Δpij上升而Δ＾xij不變，可能的原因是可變投入價格上漲而投入行為尚未調整或不想縮小生產規模而堅持一段時間，故在這一生產經營行為上農戶仍有追求更大收益的傾向，設κij＝0.5。 （4）如果 Δpij下降而 Δ＾xij不變，可能的原因是農戶沒有意識到在可變投入價格下降時可以在同樣的成本下增加投入來提高產量或質量，在這一生產經營行為上農戶沒有明確的追求更大收益的傾向，設κij＝-0.5。另外，如果Δpij和Δ＾xij都不變，就無法觀察農戶在面臨市場信號變動時所采取的行為的特征。此時出現上述任何一種情況都是可能的，且出現的概率是一致的，故將這些配對視為 “中立配對”，并將其權重設定為0，即κij＝0。

最后，在農戶層面對κij求和，再根據定義獲得農戶市場化水平的操作性指標。如果農戶在n個生產經營行為上都完全符合市場配置資源的邏輯，κij之和將等于n，此時達到最大值。而κij之和與n的比值將代表第i個農戶的市場化水平，其數學表達式為：

顯然，φi將在 ［-1，1］取值。當φi＝1時，表明農戶生產經營行為與市場配置資源的邏輯完全一致，此時農戶的市場化水平最高，這樣的農戶是 “完全市場化農戶”。當φi＝-1時，表明農戶生產經營行為與市場配置資源的邏輯完全相反，此時農戶的市場化水平最低，這樣的農戶為 “逆市場化農戶”。在從-1到1的區間上，農戶市場化水平將逐步提高。而隨著農戶市場化水平的提高，農戶參與市場的程度將越來越高，表現為其生產經營行為將越來越符合市場配置資源的邏輯。

（三）自變量

農戶類型類似于貝克爾的 “實質性偏好”①這種實質性偏好顯示了生活的根本方面，如健康、欲望、快樂、忌妒等，與市場上某種具體商品或勞務并無確定的聯系。，個人或家庭的實質性偏好一般是穩定的，支配著個人或家庭具體的選擇行為［22］，因此，農戶市場化水平可視為支配農戶生產經營行為的 “實質性偏好”。而農戶的生產經營行為既然受農戶本身“實質性偏好”支配，那么，影響 “實質性偏好”的因素也應包括影響其具體生產經營行為的各種因素。我們借鑒已有文獻，從戶主特征、家庭生產經營特征、家庭社會網絡特征、政策環境與地理特征四個方面考察影響農戶市場化水平的因素。

（1）戶主特征。一般而言，戶主在農村家庭的經濟生活中具有較強的決定權，其個人的社會學特征往往能代表整個家庭的行為特征。［23］不僅戶主的性別、年齡、受教育程度會對農戶參與市場的程度帶來影響，而且戶主當前的職業、過去的經歷、社會政治參與等也會影響家庭參與市場的積極性。綜合已有文獻，本文認為，戶主為女性、年紀越輕、受教育水平越高、當前有兼業、以前有過非農就業經歷、是村干部或村民代表的農戶，對市場信號變化會更敏感，其行為與市場配置資源的邏輯符合程度更高，即農戶市場化水平更高。

（2）家庭生產經營特征。已有研究表明，關鍵農產品的類型、家庭收入水平、家庭消費規模、資產專用性程度和要素稟賦規模、參與市場的方式和特征等會對農戶參與農業投入和產出市場的行為造成影響。為了細化家庭生產經營特征的各個維度對農戶市場化水平的影響，本文選擇相關指標進行衡量。結果發現，重點從事養殖業、關鍵農產品銷售區域越遠、收入水平越高、資產專用性程度越低、可投入要素的規模越小、參與市場的組織化程度越高的農戶，適應市場信號變動的能力就越強。但適應能力強并不代表農戶的行為會像完全市場條件下的 “經濟人”那樣去適應市場信號的變動。相反，很多農戶會依托這種能力來抵抗市場變動對自身的影響，甚至采取 “逆市場行為”。因此，這些因素作用于農戶市場化水平的方向存在不確定性。

（3）家庭社會網絡特征。農村社會是一個熟人社會，社會資本是農戶生計發展的重要資源，農戶家庭的各種社會關系 （網絡）影響農戶面對市場信號變動所采取的行為。［24］本文選擇請人幫忙的困難程度、對周圍人的信任程度、是否有做公務員或辦企業的親戚來衡量農戶的社會網絡特征，發現社會網絡中的不同關系的強弱對農戶市場化水平的影響方向是不同的。如請人幫忙越困難，農戶就越難以適應市場的變動；對周圍人的信任程度越高，農戶的行為就越容易受到其他農戶的影響；親戚中有公務員或企業家往往能使農戶采取的行動更符合市場配置資源的邏輯。

（4）政策環境與地理特征。由于農業生產的地域性特征明顯，農戶生產經營行為的特點也因不同地區的政策環境和自然地理條件而異。［25］這說明政策環境與地理特征對農戶的市場化水平有顯著影響。為此，在政策方面，我們選擇近一年來獲得農業政策支持的力度是否加強和是否參加了政府主導的相關農業項目兩個指標來衡量政策效應；在地理位置方面，我們以東部地區 （山東）為參照地區，用西部 （寧夏）和中部 （山西）來考察地區效應。

如果上述假設能夠成立，則農戶類型將通過農戶市場化水平的構建與農戶具體的生產經營行為聯結起來，并能通過可觀察、可測量的指標來判斷農戶市場化水平的高低，找到引起這種差異的關鍵變量。上述主要因素通過相關處理后，其統計學特征參見表1。

表1 自變量的定義與統計學特征

續前表

三、農戶市場化水平的估算

為了能較好地對農戶市場化水平進行估算，我們首先根據樣本資料來考察在金融危機期間農戶面臨的哪些市場信號發生了變化，發生了什么樣的變化；其次，考察農戶相應的生產經營行為發生了什么樣的變化；然后，根據農戶市場化水平 （φ）的構建方法，在農戶層面估算其生產經營行為與市場配置資源的邏輯相符合的程度。

（一）農戶面臨市場信號的主要變動

由于信息不完全、交通不暢、市場結構不公平等原因，農戶參與的市場往往是不完善的。盡管在一定區域范圍內從事相同種植或養殖業的農戶面臨的市場信號一般是一致的，但由于區域差異和行業差異，大規模抽樣獲取的樣本農戶所面臨的市場信號必然會不一致。因此，本文從農戶層面來考察其所面臨的市場信號的變化。需要說明的是，盡管土地流轉日益增多，但樣本農戶依然以自營土地為主，且土地租賃在短期 （2年）內基本不變，故本文未考慮土地價格的變動。從調查樣本提供的信息看，除了有2／3以上的農戶感覺農業雇工價格、水電燃料價格無明顯變動之外，其他指標均有相當比例的農戶經歷了或升或降的變化 （參見表2）。

表2 農戶面臨市場信號的主要變動情況

（二）農戶生產經營行為的主要變動

我們從生產經營規模的變化、單位資本投入的變化、單位勞動投入的變化以及實現順利交易的額外成本投入變化四個方面，考察農戶生產經營行為的實際變動。結果顯示，根據市場信號的變動而相應地改變生產經營行為的農戶比例變化沒有市場信號的變動那么明顯。在15項行為指標中，除了近兩年有農業生產性借貸的農戶 （包括向金融機構借貸和向私人借貸，共417戶）借貸額度發生變化的比例在60%以上之外，在其他指標上大部分農戶采取不變的行動策略。另外，在各項指標有變動的農戶中，單位要素投入方面采取增加策略的農戶明顯多于采取減少策略的農戶，而在生產經營規模和家庭資源配置方面，采取增加與減少策略的農戶數量基本持平 （參見表3）。

表3 農戶農業生產經營行為的主要變動情況

（三）農戶市場化水平的測算

為了避免因市場信號對不同農戶具有不同重要性而產生偏差，本文在匹配不同的生產經營行為與相應的市場信號時做了合并與調整。①在合并的過程中，不同指標的變動方向如果不一致，則以重要性程度高的指標為準。調查問卷以5個等級對各個指標的重要性程度進行了數據采集。同時，市場信號和相應的行為以配對的形式進行合并和調整，故不存在兩者不對應的情況。在市場信號方面，將農業雇工價格和外出務工工資的變化合并為勞動價格變化，將訂單數量和銷售便捷程度的變化合并為契約價格變化。生產經營行為方面，選取關鍵農資價格及其相對應的單位投入量來衡量單位資本投入的變動；將農家肥、自備飼料等勞動型農資的單位使用量轉化為勞動投入，并與家庭外出務工人員的數量變動一起合并為人工的單位投入量的變動。由于農業生產性借貸最終會體現到各種要素的投入規模上，故刪除了與借貸相關的市場信號及相應行為。另外，盡管我們不直接考慮土地要素，但生產經營規模部分地體現了土地投入量 （特別是種植業），而且對農民而言，生產經營規模與單位要素投入是兩個相對獨立的變量，因此有必要將其作為一個重要的生產經營行為引入。綜觀各種市場信號，上一個生產周期的農產品銷售價格變動與本期農產品生產規模有密切聯系，因此，本文將二者作為一個配對加入農戶市場化水平的測算模型 （參見表4）。經過上述處理，市場信號的數量和農戶具體行為的數量剛好相等，即n＝N＝5。

表4 調整后的市場信號變動與農戶生產經營行為的配對

根據式 （2），對上述5個配對采用似無相關回歸 （SUR）的方法進行聯立方程估計。結果顯示，雖然關鍵農資單位投入 （Δx1）和實現順利銷售的技術性投入 （Δx3）受價格信號的影響并不顯著，但各個配對的符號都符合完全市場化農戶的預期行為。可以認為，在其他市場信號不變的情況下，農戶生產經營行為總體上符合 “經濟人”假定。

為了進一步考察農戶層面的市場化水平，本文利用樣本數據對農戶的生產經營行為進行預測。根據式 （3），本文估算的農戶市場化水平的均值為0.202，最小值為-0.280，最大值為0.520。農戶市場化水平基本擺脫了無法預測的“區間”，并有向更高水平發展的趨勢，但仍然有7%左右農戶的市場化水平處于0以下，且87.6%的農戶都集中在 （0，0.5）的區間內。這表明，當前中國農戶的生產經營行為還難以完全按照市場配置資源的邏輯來預期，以價格機制為核心的市場化調節手段在實際運用中會面臨失靈的危險。

四、自變量對農戶市場化水平的影響方向與程度

（一）模型選擇與構建

下面將進一步驗證和探討前述一系列自變量對農戶市場化水平的影響方向與程度。由于農戶市場化水平 （φ）的取值范圍為 （0，1），故有必要選擇限值因變量模型來展開分析。盡管樣本估算得到的φ在 （-0.280，0.520）上是基本連續的，但由于各個配對不能代表農戶面對的所有市場信息和采取的所有生產經營行為，且經過合并和調整后的配對也不能完全消除 （而僅僅是降低了）其重要性在不同農戶間存在的差異，故φ的升高僅代表農戶生產經營邏輯更傾向于符合市場配置資源的邏輯，其相鄰數值之間的差異不能代表 “農戶市場化水平”有著與 “數字距離”一樣的差異。因此，本文將 “農戶市場化水平”分成若干具有序次關系的區間并采用有序多元選擇模型進行估計。根據因變量 “農戶市場化水平”的分布情況，我們將其做以下分類：當-0.280＜φ≤0時，y＝1；當0＜φ≤0.25時，y＝2；當φ＞0.25時，y＝3。進而，按照y值從低到高，將農戶分為 “低市場化農戶”（以下簡稱L類農戶）、“中等市場化農戶”（以下簡稱M類農戶）、“較高市場化農戶” （以下簡稱H類農戶）三種類型，并利用有序Probit模型進行參數估計和邊際貢獻率的計算。

（二）實證結果與分析

將所有自變量納入模型進行回歸 （見表5中的模型Ⅰ）后發現，戶主特征和家庭生產經營特征中有大量不顯著變量，且方差膨脹因子較高（最大的VIF大于10，平均的VIF大于1），這說明變量中存在較嚴重的多重共線性，其原因可能與收入 （農業收入和非農收入）和農戶稟賦變量 （如戶主特征、耕地面積、勞動力占比、參加合作組織等）之間有較強的相關關系有關。為此，我們將可能與收入相關的主要變量進行交互納入模型分析，發現僅有 “參與合作組織”與“農產品銷售收入”的交互項對模型的改善起到明顯作用。在模型Ⅱ中，這一交互項的引入使農戶參與農業經濟合作組織的變量從不顯著變成在5%水平上顯著，而其他變量的顯著性程度沒有發生很大變化。

表5 有序Probit模型的估計結果

下面依據模型Ⅱ對顯著自變量的影響程度進 行解釋 （見表6）。

表6 顯著自變量的邊際貢獻率

續前表

1.戶主特征變量對農戶市場化水平的影響

男性戶主總體上對農戶的市場化水平有顯著的負向影響。相對于女性戶主，男性為戶主的家庭屬于L類農戶的邊際貢獻率要高出11.8%，屬于M類和H類農戶的概率卻要低6.9%和5.1%①對自變量邊際貢獻率的分析是基于其他變量保持不變 （二分變量取1，連續變量取均值）時進行解釋的。，這說明女性在農戶生產經營中比男性更能適應市場信號的變動。這與目前一些關于農村婦女的研究得出的結論相類似。［26］戶主的政治參與程度對農戶的市場化水平有顯著的正向影響。戶主是村民代表的家庭比戶主不是村民代表的家庭屬于L類農戶的邊際貢獻率要低7.6%，屬于M類和H類農戶的概率則要高4.8%和2.9%。這與農戶在參與農村政治活動的過程中，能獲得更多關于生產經營和市場變動的信息有關，同時也與作為村民代表的農民本身具有更強的適應市場變動的能力有關。

2.農戶生產經營特征對農戶市場化水平的影響

種植業對農戶市場化水平的影響方向是負的。以種植業為主的農戶屬于L類農戶的邊際貢獻率較以養殖業為主的農戶要高18.2%。換言之，以養殖業為主的農戶具有更高的市場化水平。這與種植業和養殖業本身的市場化水平有關：糧食、蔬菜、水果等種植業產品的很大一部分用于農戶自我消費，而生豬、奶牛等養殖業產品往往是農戶創收的來源，故具有更高的商品化程度，進而要求農戶相應地具有更高的市場化水平。

農產品的銷售收入和非農收入分別代表農戶在農業和非農業上的生計能力，這兩個指標都對農戶市場化水平具有顯著的正向影響。農戶非農經營收入每提高1個等級，其屬于較低市場化和較高市場化農戶的邊際貢獻率將分別提高1.8%和0.7%。農產品銷售收入對三種類型農戶的邊際貢獻率還取決于農戶是否參加經濟合作組織。如果農戶參加合作經濟組織，則農產品銷售收入對L類、M類、H類農戶的邊際貢獻率分別為-2.2%、1.0%、1.2%；而如果農戶沒有參加經濟合作組織，則其邊際貢獻率分別為-8.6%、5.8%、3.0%。顯然，參加經濟合作組織拉低了農產品銷售收入對農戶市場化水平的邊際影響程度。由于交互項的系數顯著為負，因此，參與經濟合作組織的邊際貢獻率也將受到農產品銷售收入的負面影響。從計量結果看，盡管參加經濟合作組織對農戶市場化水平的提高有顯著的正向影響，但在與農產品銷售收入的交互影響下，傾向于M類和H類農戶的貢獻率分別降低了4.8%和1.8%，而傾向于L類農戶的概率則提高了6.4%。這使得參加合作組織比沒有參加合作組織的農戶屬于M類、H類農戶的概率實際僅高了6.5%和3.5%，而屬于L類農戶的概率則僅低了10.4%。

農產品銷售收入、參加經濟合作組織及其交互項的計量結果表明，一方面，由于農產品銷售收入越高、參加經濟合作組織的農戶往往具有更大的投入和產出，和市場的接觸程度必然更高，在技術采納、價格手段應用等方面更像一個理性生產者來行事，故二者對農戶市場化水平的影響是正向的；另一方面，由于生產規模越大的合作組織成員往往在利用相關力量抵御市場風險方面能力更強，能夠通過維持甚至追加投入來渡過因市場變動帶來的 “難關”，因此，農業生產規模與參加經濟合作組織的交互項系數顯著為負。

另外，農產品銷售區域范圍對農戶市場化水平也有顯著的影響，即農產品最終銷售地越近，農戶的市場化水平越低。農產品銷售區域每縮小1個等級，農戶屬于L類農戶的邊際貢獻率就提高3.9%，而屬于M類和H類的農戶則分別降低3.1%和1.8%。可見，農戶主要農產品的市場范圍越廣、商品化程度越高，其市場化水平也越高。

3.家庭社會網絡特征對農戶市場化水平的影響

在家庭社會網絡特征中，請人幫忙的困難程度、有公務員的親朋對農戶市場化水平具有顯著的正向影響。但 “請人幫忙越困難，農戶市場化水平越高”這一點與人們一般的認識不一致。出現這一結果的原因與本文對農戶市場化水平的定義有關，即在衡量農戶生產經營行為與市場配置資源的邏輯相符合的程度時，不管這種 “符合”是主動還是被動，只要符合程度越高，農戶市場化水平就越高。而從調查數據看，請人幫忙的困難程度與農戶在金融危機期間感受到的市場壓力之間的相關系數顯著為正。這說明，農戶請人幫忙越困難，其可用于抵御市場變動的社會資本越少，往往只能在市場變動的壓力下被動地適應市場，從而被動地提高了農戶市場化水平。同時，親朋中有做公務員的農戶比沒有公務員親朋的農戶屬于L類的概率要低5.8%，而屬于M類和H類農戶的概率則要高4.1%和2.4%，說明農村中血緣、親緣、業緣等社會關系對于農戶市場化水平具有重要影響，其中與政府之間的社會關系尤為顯著。

4.政策環境與地理特征對農戶市場化水平的影響

計量結果表明，近一年來獲得政府農業政策支持增加的農戶屬于較低市場化和較高市場化農戶的概率比沒有增加的農戶要高出4.7%和2.8%，而屬于L類農戶的概率則要低6.2%。是否參加政府主導的農業項目也有類似的影響：參加政府農業項目的農戶屬于L類的概率比沒有參加的要低7.9%，而屬于M類和H類農戶的概率分別要高6.1%和3.2%。這與農民對政府的高度信任有關，政府政策的支持往往使農戶有更大的 “勇氣”和能力去適應市場的變動，表現為其生產經營行為更傾向于符合政策預期效果。

計量結果還顯示，地區變量均在5%水平上統計顯著，但影響方向是不一致的：西部地區對農戶市場化水平的影響是正向的，而中部地區卻是負向的。這與調查的樣本縣特征有很大關系。在西部的寧夏回族自治區，樣本縣為賀蘭縣、利通區、中寧縣，這三個縣的特色農產品較為發達，使得農戶總體上的市場化水平較高。而在中部的山西省，樣本縣是處于晉中南的澤州縣、高平縣、沁縣、武鄉縣，這些縣近年來在退耕還林、生態保護方面下了較大的力氣，農戶多數以種植糧食作物為主，農業產業化和農戶的市場化水平受到了一定程度的影響。

五、研究結論與政策含義

由于農戶的生產經營行為受到農業產業特點和農戶特征等因素的影響，并不遵循典型生產者一般的行為規則［27］，因此，大量以市場調節機制為核心的農業政策的施行與預期效果出現較大偏差。在市場化水平不斷提升的中國農村，“農戶市場化水平”可作為區別不同農戶類型的重要指標。樣本數據及進一步的計量分析表明，目前中國農戶的市場化水平還不高，其生產經營行為仍然在很大程度上難以預測；戶主性別和政治參與情況、農戶生產經營的重點與規模、農產品銷售區域和參加農業經濟合作組織情況、農戶社會資本、政策環境與地理特征對農戶市場化水平有顯著的影響，但影響的方向和程度各有不同。要能較為準確地把握農戶的類型及其行為特征，提高農業政策的實施效率，政府可重點在以下方面做出改進：

（1）在農業政策制定和實施的過程中，要考慮到農戶類型的差異，即對其生產經營行為不能像對理性生產者那樣去預測，應充分評估政策將引起的市場信號變動對不同類型農戶的生產經營行為可能產生的影響，進而掌握政策覆蓋區域中農戶類型的主要特點，并以此確定要達到預期效果應采用的政策手段。如在農戶市場化水平較高的地區，可更多地采取價格信號引導的手段。反之，則要慎重運用市場調控手段。

（2）由于較高的農戶市場化水平不僅代表更高的農業生產力水平和農村物質生活水平，也代表農戶生產經營行為的可預測性，因此有必要從那些顯著影響農戶市場化水平的因素入手，加強或減弱相應變量對農戶市場化水平的影響程度，逐步提升農戶的市場化水平。例如，通過提升農村婦女的社會地位，使其參與家庭決策的能力得到提高；加大對農村經濟合作組織的支持力度，提高農戶在生產經營中的組織化程度；開拓農產品的銷售市場，提高農產品的商品化程度；加強農業技術推廣，擴大惠農政策的覆蓋面；等等。

（3）在一些農業政策 “失靈”的情況下，應多從農戶類型的角度尋找原因，只有正確認識農戶及其生產經營行為的邏輯，才能對癥下藥。而由于決定農戶類型的因素很多是難以在短期內用市場經濟的手段來調整的，因此必須對社會資本、人力資本等要素進行長期投資。如在農村社區逐步形成艱苦奮斗、積極進取的創業意識，營造團結、和諧的社會氛圍等。

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