資源稟賦、動態能力與經營績效
——基于浙江289個家庭農場的實證分析

何紅光，魏艷輝

(浙江農林大學 暨陽學院，浙江 紹興 311800)

0 引言

自2008年黨的十七屆三中全會報告首次提出將家庭農場作為農業規模經營主體以來，學術界掀起了一股對家庭農場的討論與研究熱潮，各地實踐工作也如火如荼。據農業部和中國社會科學院發布的《中國家庭農場發展報告(2015年)》統計，全國已有超過87萬戶各類家庭農場，經營耕地面積達到1173.3萬hm2，占全國承包耕地總面積的13.4%，其中，經農業部門認定的家庭農場超過34萬戶，平均經營規模達到10 hm2左右。《浙江省現代農業發展“十三五”規劃》發布的資料顯示：全省新型農業經營主體數量已達7.5萬余家，其中家庭農場21436家，力爭在“十三五”期間全省新型農業主體數量突破10萬家?？梢?，家庭農場的健康發展是浙江乃至全國新型農業經營主體培育的重點，也是我國農業經濟發展中不可或缺的新型力量，更是解決“三農”問題的突破口。

按照通常的解釋，家庭農場是指以家庭成員為主要勞動力，從事農業規模化、集約化、商品化生產經營，并以農業收入為家庭主要收入來源的新型農業經營主體(楊成林，2014)[1]。一般而言，家庭農場因其分工水平低，對生產要素之間匹配的要求不高，而且勞動力與其他要素之間的互補性弱，學術界將其作為介于家庭與企業之間的一種特殊組織形態來進行分析。中國農村地區的家庭農場由于農村勞動力缺乏轉移空間、農業機械化進程緩慢以及土地制度約束等因素而與工商企業的差別比較明顯，因此，很少有文獻從組織個體的微觀視角對中國家庭農場的經營績效進行研究，定量的實證研究更是稀缺。隨著中國開放型經濟機制和互聯網經濟的迅速發展，家庭農場事實上已經被納入到現代市場經濟體系之中，因此，家庭農場作為市場經營主體的企業化特征日趨明顯，有必要從企業經營和企業經濟的角度對家庭農場的經營機理進行深入研究。

本文嘗試基于浙江省家庭農場經營的數據，探討家庭農場經營績效的影響因素，并以動態能力為中介變量，建立家庭農場的資源稟賦對經營績效的影響機理模型。

1 文獻綜述與研究假設

關于家庭農場的文獻頗多，2010年之前，其內容除了國際經驗介紹、本土經驗總結之外，集中在家庭農場的會計核算、經營模式、土地制度和規模化經營等主題，其研究方法主要是經驗總結、簡單思辨和邏輯推理；2010年之后，對家庭農場的研究主題開始觸及形成機制、要素模型等理論層面，研究方法上也開始采用比較規范的案例研究和實證研究方法，出現了一些具有理論深度的文章。目前，整體而言，就像王敏琴等[2](2017)所指出的，明確針對家庭農場這一新型農業經營主體的理論性與政策性研究較多，而實證性的定量研究較為缺乏。

1.1 家庭農場的資源稟賦與經營績效

近年來學術界開始關注影響家庭農場經營績效的因素。郭熙保等[3](2015)運用經濟學均衡理論對發達國家家庭農場規模變化的決定因素進行了理論與實證分析，發現經濟發展水平、技術進步、制造業—農業工資比及勞動—資本價格比的提高是家庭農場規模不斷擴大的主要決定因素。在對中國家庭農場經營績效的研究中，湯文華[4](2013)、岳正華[5](2013)、蘇昕[6](2014)、郭紅東[7](2014)等發現家庭農場的發展狀況受土地流轉集聚難、農場主文化程度偏低、經營主體缺失、農業科技有效供給不足、農業信息化服務水平低、農業保險難、家庭農場融資困難、社會服務難等因素制約。這些研究的一個共同指向是資源稟賦已然成為制約家庭農場發展的重要因素。資源稟賦反映的是家庭農場所處的地理環境和所擁有的土地、勞動、資本、技術、信息等各種生產要素的豐缺程度?，F有研究尚未對“資源稟賦如何制約家庭農場的經營績效”以及“制約程度如何”等問題做出很好的解釋。

在企業管理領域，一個基本的共識是企業的資源稟賦決定其經營績效，現代企業的發展是人、財、物、技術、信息等各種資源的選擇和組合的結果[8](2004)。Eckhardt[9](2003)、Colombo[10](2005)等均指出創業資源對創業績效具有重要的影響作用，而余紹忠[11](2013)基于中國企業樣本數據驗證了創業資源對創業績效的直接影響。蘇曉華等[12](2010)的實證研究支持了管理資源、技術資源、資本資源和社會資源等要素有助于提升企業績效的觀點。隨著資源稟賦理論在企業中研究的深入，國內外學者開始將資源稟賦理論用于農業經營主體的研究實踐，郭云濤[13](2009)強調家庭農場的資本存量制約著其網絡位置的獲取能力，并直接影響其經濟效益。于會娟等[14](2013)從社會資本、人力資本、資金資本、土地和勞動力等要素研究了專業合作社的產權安排和治理機制，強調要尊重社員要素稟賦和要素貢獻差異進行有效的制度設計。

綜上所述，資源稟賦是組織生存與發展過程中的關鍵性要素，對提升組織績效具有直接的影響作用。在中國情境下，家庭農場作為一種新型的農業經營組織，其經營績效也同樣會受資源稟賦的影響。因此提出理論假設：H1：家庭農場的資源稟賦對其經營績效具有正向影響。

1.2 家庭農場的資源稟賦與動態能力

作為一種特殊的企業組織，家庭農場不僅要擁有一定的資源稟賦，還要擁有對資源進行有效利用的動態能力。企業動態能力是為了適應不穩定的外部環境而對企業資源的獲取、整合、組合和剝離的能力[15](2000)。林萍[16](2009)認為組織動態能力的目標是資源重構和轉變，主要包括市場導向、組織學習、整合能力、組織柔性和風險防范能力5個方面的整合。基于此，家庭農場的動態能力主要是家庭農場主在經營過程中所具備的市場導向能力、學習創新能力、資源整合能力和風險控制能力。市場導向能力是家庭農場為適應市場環境變化，能敏銳感知顧客需求、競爭對手活動變化、技術與產品變化，并有效把握市場機會的能力；學習創新能力是農場主能圍繞市場的變化不斷獲取經營需要的新技術、新思想，并能有效地應用于經營實踐；資源整合能力是家庭農場在經營中能不斷識別、獲取、整合各類所需資源，協調農場上下游關系、農場內外部關系，從而有效完成農場經營活動的能力；風險控制能力體現在家庭農場經營決策方面能進行周密調查和方案設計，并對市場風險有合理的應急方案。

在企業中的資源稟賦與動態能力的關系已經被學界揭示地很清楚。Vargo等[17](2008)認為企業只有擁有人力資本的優勢，才能識別和發展企業的核心能力、基本知識和相關技能；李巍等[18](2012)實證分析發現，企業社會資本對市場知識能力產生顯著影響；趙慧[19](2014)認為在企業資源豐裕的條件下，能力將得到改善，進而實現企業價值?？梢?，動態能力的基礎是資源稟賦的存量。對于家庭農場這種比較特殊的企業組織，也可以推測，家庭農場的資源稟賦存量越多，越易促進家庭農場主動態能力的形成。因此提出理論假設：H2：家庭農場的資源稟賦對其動態能力具有正向影響。

1.3 家庭農場的動態能力與經營績效

現有文獻顯示，企業的動態能力有助于提升經營績效，被視為企業獲取持續競爭優勢的源泉[20](2006)。陳國權等[21](2005)實證研究發現組織學習能力與組織績效有緊密的正相關關系。徐二明等[22](2008)實證分析了知識轉化能力會在很大程度上影響企業的績效水平。對于家庭農場而言，雖然Dogliotti等[23](2014)認為家庭農場的可持續發展在于各種能力的協同創新，但目前尚缺乏專門針對家庭農場動態能力與經營績效之間關系的實證研究文獻。中國家庭農場已經被納入到市場經濟之中，面對激烈的市場競爭，家庭農場需要把握市場變化，精準識別、獲取、整合與利用各種資源稟賦，并能正確制定經營戰略，開展有效經營活動，這是提升其經營績效的基本途徑；而有效經營活動的開展都必須建立在動態能力的基礎上。因此提出理論假設：H3：家庭農場的動態能力對其經營績效具有正向影響。

1.4 中介效應與理論模型

在現有研究文獻和地方實踐中發現，我國家庭農場現階段發展中存在投入冗余與產出不足的不協調現象[24](2014)，因此，在家庭農場的資源稟賦與經營績效之間可能存在一定的中介效應。同時，易朝輝等[25](2018)研究發現家庭農場的機會能力和運營管理能力均對創業績效有積極作用，且創業能力在創業拼湊與家庭農場創業績效的關系中存在中介作用。結合前述，提出中介效應假設：將家庭農場的動態能力作為中介變量，即家庭農場資源稟賦的存量促進了動態能力的形成，進而引起經營績效的提升。據此，形成本文的理論模型(圖1)。

圖1 研究的理論模型

2 研究方法

2.1 問卷設計

本文在有關家庭農場經營績效影響因素相關文獻回顧的基礎上，結合20位家庭農場主的訪談匯總，參照浙江省家庭農場的發展實際，從人力資源、資金資源、地理環境資源和物質資源4個維度測量家庭農場經營的資源稟賦變量；從市場份額、銷售收入、投資回報率和成長速度等方面測量家庭農場的經營績效。關于動態能力的測量，鑒于學界對企業動態能力這一概念的理解與界定很混亂[26](2011)，而且對其測量一直沒有達成一致的觀點[20](2006)，根據賀小剛等[20](2006)針對中國企業情景所開發的包含5個維度、27個問項的動態能力量表，選取了4個題項來測量家庭農場的動態能力。

在預調查問卷設計問卷中盡可能使用了較為口語化的問卷語言，問卷中的每個測量項目均采用李克特七點尺度。課題組選擇了浙江省的76家省級示范農場進行深入的預調研，根據預調研反饋的結果對調查問卷的各題項采用CITC分析和內部一致性信度分析并對測量項目進行了凈化處理，在此基礎上采用探索性因素分析進行量表的維度檢驗。最終形成本文研究的各潛變量及其觀測變量(表1)。

表1 家庭農場經營績效的影響變量構成

2.2 數據收集與分析

正式問卷調查始于2017年4月，歷時8個月，調查對象為杭州、寧波、溫州、嘉興、紹興等浙江11個地區的示范性家庭農場的農場主和高管。共發放問卷510份，回收問卷407份，問卷回收率達到79.8%，經過剔除有缺失值和存在明顯傾向性問題的問卷，最終得到有效問卷289份。具體回收樣本的結構及問卷區域分布如表2所示，同時，對相關變量的描述性統計分析如表3所示。

表2 樣本結構及問卷區域分布

從表2來看，選擇的示范性家庭農場，符合當前浙江家庭農場發展趨勢及研究要求，且樣本基本覆蓋了浙江省各地區的各類家庭農場，其樣本家庭農場具有較強的地區代表性和類型代表性，所調查的家庭農場數量也達到本文研究要求，因此，本文認為這289家家庭農場具有一定的代表性。

從表3的描述性統計分析來看，樣本家庭農場對相關變量的評價均值得分均在5左右，且有一半變量超過5，僅C4(能有效的進行風險規避)的均值在4.05，這與調研樣本為示范家庭農場有關，這些農場一般均發展較好。同時，從描述性統計分析中可以看出：這些示范性家庭農場均具有較好的資源稟賦(人力資源、資金資源和地理環境資源)，但在經營過程中的動態能力卻具有較明顯的不足(4個動態能力變量的均值均低于4.5)，其經營績效與資源稟賦不相匹配。可見，如何突破家庭農場發展中的瓶頸是當下家庭農場發展中亟待解決的問題。

2.3 信度與效度檢驗

利用SPSS 20.0軟件對問卷進行信度和效度檢驗。計算結果表明，21個觀測變量的Cronbach’α系數為0.904，說明調查數據具有較好的信度。同時，分別對每個潛變量的信度分別進行檢驗，各潛變量的Cronbach’α系數均大于0.70(表4)，表明問卷總體也具有較高的內部一致性。

對建構效度的檢驗，進行KMO樣本測度與巴特利特球體檢驗，各研究變量的KMO為0.887，大于臨界值0.7，同時Bartlett球體檢驗值為3046.483，顯著性水平為0.000，表明適合進行因子分析。采用主成分分析法并通過正交旋轉處理進行因子分析發現，6個因子的方差累積解釋量達到70.966%，大于臨界值50%，表明測量具有較好的建構效度。最終得到的因子分析結果如表5所示。

表3 變量描述性統計分析

表4 潛變量的信度檢驗

表5 探索性因子分析結果

2.4 各構面CFA檢驗分析

根據前面的理論構建，資源稟賦用R1～R13共13個觀察指標來測量，13個指標的不同結構維度分別組成了人力資源(F1)、資金資源(F2)、地理環境資源(F3)和物質資源(F4)4個構面，因此，運用結構方程模型，對資源稟賦做二階驗證性因子分析，對動態能力和經營績效分別用4個觀察指標來測量，并分別對其做一階驗證性因子分析，得到各構面的CFA檢驗結果如表6、表7所示。

從各構面的結構驗證檢驗(表6)可知，資源稟賦、動態能力、經營績效、人力資源、資金資源、地理環境資源和物質資源7個構面的負荷量均在0.58～0.93之間，且顯著性P都小于0.001，其組成信度(CR)分別為0.77～0.90之間，平均變異數萃取量(AVE)在0.53～0.69之間，符合吳明隆[27](2009)及Fornell[28](1981)等的標準：因素負荷量大于0.5，組成信度大于0.6，平均變異數萃取量大于0.5，多元相關系數平方大于0.5。因此，7個構面結構驗證符合要求。

從模型適配性檢驗的結果(表7)來看，卡方自由度比(X2/DF)均小于2.1，漸進殘差均方和平方根(RMSE)均小于0.062，適配度指數(GFI)均大于0.95，調整后適配度指數(AGFI)均大于0.928，模型的擬合效果比較理想。

表6 構面的結構驗證

表7 模型配適度指標

3 假設檢驗

運用結構方程模型(SEM)驗證本文的假設，統計軟件采用AMOS 21.0。利用Sobel Test檢驗動態能力的中介效應，SobelZ值為2.297，符合大于1.96的標準[29]，因此，動態能力對資源稟賦與經營績效的關系起部分中介作用。通過修正指數調試，得到了影響家庭農場經營績效的路徑，其資源稟賦、動態能力和經營績效之間的路徑關系分別見圖2和表8，其相關擬合指數，從模型的X2/DF值為1.399，GFI值為0.925，AGFI值為0.904，RMSEA值為0.037，這些擬合指數均符合理想要求，取得了模型預期的目標。

如表8所示，資源稟賦與經營績效之間的正向關系顯著(b=0.487，P<0.001)，資源稟賦與動態能力之間的正向關系顯著(b=0.504，P<0.001)，動態能力與經營績效之間的正向關系也顯著(b=0.170，P<0.05)，說明包括中介效應在內的理論假設全部得到支持。同時，浙江省家庭農場的資源稟賦對經營績效的直接貢獻率為0.487，資源稟賦通過動態能力對經營績效產生的中介效應為0.504×0.170=0.086，資源稟賦對經營績效的總貢獻率為0.573，中介效應占總效應(總貢獻率)的比重是15%。這既說明了選取動態能力作為中介變量具有一定的合理性，又在一定程度上揭示了浙江省家庭農場的經營績效更多依賴于“資源稟賦”，大部分家庭農場處于靠資源稟賦求經濟效益的階段，而對動態能力有所忽視。

圖2 結構方程模型

路徑關系對應假設路徑系數S.E.C.R.P檢驗結果資源稟賦→經營績效H10.4870.1315.378???支持資源稟賦→動態能力H20.5040.1786.304???支持動態能力→經營績效H30.1700.0452.4420.015支持

4 結論與政策建議

本文通過對浙江省家庭農場的數據分析，證實了“資源稟賦—動態能力—經營績效”三者間的路徑關系，即家庭農場的資源稟賦對其動態能力和經營績效均具有正向影響，家庭農場的動態能力對其經營績效具有正向影響，而且動態能力在資源稟賦與經營績效的作用關系中發揮著部分中介作用。研究還發現，家庭農場在經營上目前尚處于資源稟賦依賴階段，存在著向動態能力驅動型發展的巨大空間。

本研究的管理啟示：(1)家庭農場應該依托自身的資源稟賦優勢，更好地強化資源稟賦對經營績效的促進作用。(2)鑒于中國農村經濟的現實情境特點，政府應在把握家庭農場資源需求的情況下，為家庭農場發展提供精準的服務和政策支持，優化資源稟賦配置，促進資源稟賦產出效率的提升。(3)家庭農場的經營管理模式要積極地從“資源稟賦依賴型”向“動態能力驅動型”進行轉型發展。隨著市場競爭的加劇，資源稟賦依賴型的經營模式必將制約家庭農場發展，而動態能力構建是突破目前“資源依賴”的關鍵路徑，因此，家庭農場主在主動進行動態能力學習與建構的同時，政府和相關組織應進一步加大家庭農場的動態能力提升培訓與必要的平臺支持，使家庭農場能有效轉型，健康持續發展。