摘要：本文基于1995~ 2016年的全国微观农户数据，从要素投入视角来考察农户生产方式的变化情况，测算并比较了土地、劳动力、化肥、农药、地膜、种苗、机械等各主要投入要素的产出弹性及产出增长贡献。研究发现，在时间序列上中国农户的农业生产方式已经历了由主要依靠劳动力等传统农资演变为主要依赖化肥等化学农资的替代和转变过程。但目前，各类化学农资对产出的增长动力已开始减弱。即使不考虑其负外部性导致的环境成本，单纯在经济意义上，当前主要化学农资的施用成本也已超过其可带来的产出收益。因此，新的生产方式转变节点已出现。在保障产出安全的前提下，可通过要素间配置的综合调整来实现。具体地，在适度规模经营的基础上以依赖良种和机械化投入为主，将是未来农业生产方式绿色化转型可能的路径和方向。关键词：生产方式 农业增长 适度规模 化肥 机械化一、引言改革开放以来，中国的农业生产取得了巨大的成绩，粮食总产量从3 亿吨连跨3 个大关稳定进入6 亿吨。特别是在进入21世纪后，从2003年起到2015年，粮食总产量实现了罕见的、连续十几年的增长，这从某种角度充分体现了中国不断增强的农业综合生产能力。但与此同时，中国农业生产的主要问题逐步由传统的总量矛盾转变为结构性矛盾。由此，国家从战略高度，及时提出农业供给侧改革，并不断引导加速推进。其中，如何加快农业生产方式转变、实现绿色可持续发展，便是亟需破解和解决的重要问题之一。2021年的中央一号文件也指出，要进一步推动生产方式转型，从而加快推进农业生产现代化的实现。为此，有必要先梳理2003年以来中国农业生产在这一阶段持续增长所依赖的路径和动力，厘清生产方式的变化历程和现状①，以找到下一阶段生产方式转变的抓手和方向，进而探寻出符合当前国情和现实的发展路径。关于中国农业生产增长取得瞩目成就的根源，不少学者在梳理早期发展历程后，认为以家庭联产承包责任制为代表的土地产权制度的不断强化与完善是最关键的因素（McMillan et al . ，1989；Lin，1992）。 此外，乔榛等（2006）对1978~ 2004年的农业增长研究后发现，一系列农产品价格市场化改革和财税制度的变迁通过提升农户的利益空间也对农业增长产生了重要的积极作用和影响。徐翠萍等（2009）、Xu等（2012）进一步详细考察了税费制度改革对农业生产的作用，研究发现除了直接提高了农户的生产效率，其还对农户收入有显著的正向促进作用，且这一作用要远大于税费减免带来的直接收入增加。冀县卿、钱忠好（2010）基于1978~ 2018年中国农地产权改革历程和省级面板数据，对比了第一轮和第二轮土地承包政策的作用，认为第二轮制度的绩效更优于前者，因而进一步激发了农户的生产积极性。可见，从宏观层面上来看，学者们普遍认为以1978年家庭联产承包责任制为序幕的之后包括土地、价格、税费等多方面的制度变革是从根本上推动上一阶段中国农业生产增长的关键因素。然而，关于制度这一作用背后的具体机制，不同时期学者的观点存在一定分歧。以林毅夫为代表的学者认为，制度变革的作用主要在于带来了有效劳动力投入的激励。但也有不少学者认为有效劳动投入对中国农业生产的贡献可能被高估了，制度变革的核心影响应是促进了农业物质资本的积累、现代生产要素投入的增* 本研究得到国家自然科学基金（71973094、71833003、71803125和71773076）和2019~ 2020学年度“清华大学中国农村研究院博士论文奖学金项目”的资助与支持。本文被评为2021年第一届“三农”发展前沿学术论坛优秀论文，感谢论坛3 位点评专家——吉林农业大学曹建民教授、南京大学肖斌卿教授和中国人民大学田晓晖副教授等给出的中肯建议。感谢全国农村固定观察点办公室给予的数据及计算等方面的全力支持。文责自负。史清华为本文通讯作者。中国农业生产方式的变迁探究*——基于微观农户要素投入视角高晶晶 史清华中国农业生产方式的变迁探究农业·农村·农民- -124DOI:10.19744/j.cnki.11-1235/f.2021.0184《管理世界》2021年第12期加以及科技的进步等（刘玉铭、刘伟，2007；李谷成等，2014；成德宁、李燕，2017）。 柳直勇等（2016）对中国24省区1949~ 2012年的面板数据进行研究后认为，劳动力的贡献并不明显，生产条件的改善与化肥、机械代表的现代要素投入的增加才是农业生产率稳步提高的关键。彭小辉等（2018）的研究也认为，虽然背后的制度变迁是粮食持续增长的主要动力源泉（贡献了62. 48%），但进一步分解来看，粮食增产主要依靠的是农业科技进步和现代农业生产要素投入增加的“双轮驱动”，制度变迁则是促进粮食产量增长的持续动力。龚斌磊（2018）则基于1990~ 2015年的省级面板数据考察了投入要素与生产率对中国农业增长的贡献，结果表明生产率是最主要的因素，特别是技术效率。投入要素的贡献在相对减弱，但化肥和农机的作用要高于劳动力和土地。孔祥智等（2018）考察了1978年以来中国农业技术变迁的路径，认为主要是以土地要素为基础，以劳动力为核心。随着城镇化进程的推进，土地、劳动力双重稀缺的局面将日益明显，因此未来应大力推进机械化、生物技术等予以替代。而Sheng 等（2020）基于国家层面数据的研究则认为1978~ 2016年间中国农业产出增长的40% 是来源于全要素生产率的增长。综上可见，要素投入视角下关于中国农业当前主要生产方式及增长动力的讨论已有不少，但现有研究大多是基于国家或省级层面的宏观数据，微观农户层面上较系统的分析则相对缺乏。而宏观数据无法具体地反映出微观生产主体间要素投入配置的纵向变化，故在一定程度上可能会导致对实际生产中产出增长动力的测算偏差，因此缺乏相对统一的结论。以土地要素为例，受限于耕地客观数量和城镇化发展的约束，宏观层面上其能表现出的纵向变化幅度相对较小。但在微观层面，农户则可以通过土地流转来实现经营规模的增加，进而提高土地生产效率、增加产出。可见，宏观数据的测算可能会在一定程度上低估土地在实际农业生产中的作用。基于微观数据对中国农业生产方式变化进行考察分析是十分有必要的，将是对已有研究的重要补充。鉴于此，本文从微观农户的视角出发，在长时期、大样本的全国农村固定观察点跟踪调查数据的支持下，梳理了1995~ 2016年农户种植作物生产要素投入的整体变化历程，在此基础上对其农业生产过程进行增长核算②，以测度各类生产要素投入对农业产出的贡献，并进一步分别考察和检验了小麦、水稻、玉米3 种主粮作物以及棉花、蔬菜两类经济作物中的情况。研究发现，时间序列上农户的生产方式已经经历了由主要依靠劳动力等传统生产要素变为主要依赖化肥、农药等化学农资的路径转变，但近年来化学农资对产出的增长动力已出现渐缓甚至减弱的趋势。即便不考虑环境方面负外部性的社会成本，单纯在经济意义上主要化学农资的施用成本也已大过其可带来的产出收益。因此，新的生产方式转变节点已出现，可通过要素配置的综合调整转变为以依赖良种和机械化投入为主的新路径，从而在保障农业产出安全的前提下实现生产方式的绿色化转型。这一发现和结论为中国农业减量化政策的推进和农业生产方式绿色转型路径的制定提供了更充分、更具体的实证依据。二、农户作物生产的投入产出变化本文分析使用的数据主要为1995~ 2016年全国农村固定观察点的户级跟踪调查数据。该数据库始于1984年，由中共中央政策研究室和国家农业部组织指导。每年调查样本包括除港澳台地区之外的 31个省份300 余村约2 万余个农户，具有数据稳定性高、覆盖范围广、样本容量大、调查指标丰富等优势，因而对于微观农户研究具有较强的代表性。在处理异常值和缺失值问题之后，本文研究所用的样本年均约为1 . 5 万余户，数据为非平衡面板。本文考察的农户种植作物整体生产过程的投入产出情况中，总产出指包括小麦、稻谷、玉米、大豆、薯类等粮食作物以及棉花、蔬菜、水果、油料、糖料、麻类等经济作物在内的全部种植作物当年产量总和。而生产投入要素中，综合生产现实和数据可得性，主要包括了土地、劳动力、化肥、农药、农膜、种苗和机械等要素。其中，劳动力投入用在家劳动力表示，即农户家庭劳动力中全年在家时长至少为275 天（即外出务工时长小于3 个月）的劳动力人数③，种苗投入用购买各类作物种苗的费用支出来表示，机械投入则用农户购买的农用柴油数量来代理衡量。具体地，农户整体作物生产中各要素的投入变化情况如表1 所示。- -125整体来看，1995~ 2016年间微观农户的种植作物产出基本一直在持续增长。2016年，户均总产量达5077. 65kg ，与1995年的4046. 04kg 相比增长了25. 50% ，年均增速为1 . 09% 。生产要素中，农户的平均耕地面积在整个观察期内基本保持在 9 亩左右，且纵向上的变化相对较小。自2011年起才开始有小幅度的持续上升，但到2016年户均面积仍仅有10. 10亩。可见，整体上中国农户平均的耕地面积仍相对较小，小规模生产经营依然是当前农业生产的主体。而与此同时，农户劳动力投入的平均值则在时间序列上呈明显的逐步减少趋势④，2016年为户均2 . 12人。化肥、农药和农膜三类化学农资的户均投入总量在观察期内均在持续增长，分别从1995年的594 . 46kg 、5 . 97kg 和2 . 85kg 增加至2016年的787 . 89kg 、13. 24kg 和6 . 12kg ，各自相比增加了32. 54% 、1 . 22倍和1 . 15倍，平均每年增加1 . 35% 、3 . 87%和3 . 71% 。种苗费用支出同样一直在以较高的速度持续增加，到2016年达到户均461 . 94元，是1995年种苗费用支出的3 . 40倍，年均增速为4 . 26% 。而农用柴油数量除了在1997年以前逐年增长外，之后基本保持相对平稳，在户均17kg 左右上下波动。2016年为17. 30kg/户，与1995年相比增加了31. 36% 。综上所述，从微观农户作物生产的整体情况来看，1995~ 2016年间，在作物总产出持续增加的同时，农户的平均耕地面积并无较大幅度的变化，但劳动力投入在不断减少，而化肥、农药、农膜代表的化学农资投入较大并持续增加。与此同时，种苗和机械的投入也表现出一定的增长趋势。三、各要素在整体作物产出中的增长贡献（一）变量选取与模型构建为了进一步测算不同要素投入对农户作物产出的具体贡献，本文与已有研究保持一致，以经典C-D 生产函数为基础构建回归模型（盖庆恩等，2017；王璐等，2020）。 同时根据上文分析，首先选择农户种植作物的总产量为被解释变量，土地、劳动力、化肥、农药、农膜、种苗、机械几类要素投入作为主要考察的解释变量，并采用面板数据个体与时间的双向固定效应方法，以尽可能的减少和缓解其他变量可能存在的影响。计量模型的具体设定如下：（1）其中，Y 为农户种植作物总产量，land 为农户经营土地面积，labor为劳动力数量，fertilizer 、pesticide、plastic分别为化肥、农药、农膜总用量，seed 为农户当年购买种植作物种苗的总金额，diesel为农用柴油数量。各变量下角标i 代表农户，t 代表年份，γ t 为时间固定效应，fi 为个体固定效应，ε it 为随机扰动项。β 0 ~ β 7 分别为相对应的回归系数，即各要素的产出弹性。具体的变量设置、解释说明及统计性描述见表2 。根据式（1），可推得当前各要素对于农业产出的贡献如下式：（2）其中，X 代表上文中的各投入要素，β 为分别与之对应的要素弹性，∂ Y X 则为由要素X 增长带来的产出Y 的增长。进而，时间序列上各要素对农业产出增长的贡献率为：表1 微观农户种植作物户均投入产出变化年份1995199619971998199920002001200220032004200520062007200820092010201120122013201420152016总体总产出（kg ）4046.044233.094096.264297.714348.684110.133990.754223.774162.894552.294467.634725.214603.114783.124712.914654.944895.965119.605042.425343.675198.785077.654578.21耕地（亩）8.748.708.638.669.088.588.888.758.368.718.818.678.879.078.948.879.279.689.7410.1110.0610.109.02劳动力（人）2.072.052.032.042.032.022.032.012.402.282.282.262.242.242.262.212.202.192.192.152.132.122.16化肥（kg ）594.46592.03577.78576.61572.62552.24551.01561.87572.64599.30599.08612.78623.96598.32642.29668.26663.65706.41717.86764.92779.08787.89625.34农药用量（kg ）5.976.016.376.607.056.887.297.598.379.1710.0910.8911.1211.0711.7111.7712.0012.8612.5813.3613.0413.249.51农膜（kg ）2.853.464.064.794.033.563.784.104.964.944.334.854.534.334.484.904.855.685.675.225.196.124.58种苗（元）135.74144.50125.78136.39119.63113.34111.60125.37144.73165.75179.15196.86221.55245.76274.33320.30367.54400.22433.54444.09442.48461.94241.65农用柴油（kg ）13.1714.7617.3416.7416.9816.8417.4320.4218.3918.7118.5318.8116.9917.4718.5116.9117.1118.0917.1516.9816.6217.3017.33数据来源：全国农村固定观察点办公室。l n Yi t= β0+ β1l n f e r t i l i z e ri t+ β2l n p e s t i c i dei t+ β3l n p l as t i ci t+ β4l n l andi t+ β5l n l ab o ri t+ β6l n s e e di t+ β7l n di e s e li t+ γt+ fi+ εi t∂YXY= β ×∂XX, X = ( f e r t i l i z e r , ……, di e s e l), β = ( β1, ……, β7)中国农业生产方式的变迁探究农业·农村·农民- -126《管理世界》2021年第12期（3）（二）实证结果1 . 各要素产出弹性及时间变化趋势式（1）对农户整体作物生产的回归结果如表3 中第（1）栏中所示，可以看出各主要解释变量的回归系数均在1 % 的水平上显著为正。具体来看，土地的产出弹性为0 . 38，而学者们用宏观数据测算的过去20年中的数值大致为0 . 22~ 0 . 32之间（Gong，2018；彭小辉等，2018）。 这一结果表明对微观农户来说，土地依然是最重要的生产资料，适度扩大户均耕地规模对其增加产出的意义更大。虽然宏观上土地同样是产出弹性相对较大的要素之一，但一方面，耕地总量有绝对数量的约束；另一方面，城市化发展带来的不断挤压和占用更增加了其稀缺性，因而现实中只能坚守耕地和永久基本农田保护红线，整体上很难再有所增加。但微观上，却可以通过适当调整和优化生产主体间的要素配置来进一步提高土地生产效率，这一点也与已有研究结果一致（李承政等，2015；郑宏运等，2019）。 与此同时，虽然由于各地发展情况和自然客观条件不同，户均土地的适度规模大小很难有普遍的定论，但已有研究基本认为至少应在2 ~ 3 公顷之间（卫新等，2003；黄新建等，2013；钱克明、彭廷军，2014）。 而上文中关于农户户均土地的分析表明，当前中国微观农户平均的耕地面积近年来虽然有所增长，但整体上依然很小。2016年户均面积仍仅有10. 10亩，因此还有较大的增长空间。化肥、农药、农膜三类化学农资的产出弹性分别为0 . 26、0 . 06和0 . 04，数值大小与近年来宏观数据测算的相关结果差不多（Liu and Wang ，2005；赵雪芳、李亚琼，2009）。 其中，化肥的产出弹性在所有要素中排名第二，仅次于土地，一定程度上表明了化肥投入在现代农业生产中的重要性。除土地和化肥外，产出弹性相对较大的还有种苗，为0 . 12。而传统投入要素中，劳动力的产出弹性只有0 . 04，一定程度可以说明在现代农业生产中，劳动力数量已经不再是关键因素。柴油代表的机械投入的产出弹性虽然也在 1 % 的水平上显著为正，但数值相对较小，表明机械化在当前中国整体农业生产中仍处于初级发展阶段。为了考察各要素弹性在时间序列上的变化，在式（1）的基础上加入各解释变量与时间的交叉项，回归结果如表3 的第（2）栏所示。可以看出，土地、劳动力各自的交叉项系数在1 % 的水平上显著为负，说明随时间的推移，这两种主要的传统投入要素在农业生产中的重要性有所下降。而与此同时，化肥、农药、地膜等现代生产要素的交叉项系数均为正，且除农药外均在1 % 的水平上显著⑤。这一结果一定程度上反映出时间进程中几类要素间的逐步替代，即农户农业生产方式的逐步转变过程。为了更细致、更形象地表现出各要素弹性的时间变化过程，进一步在式（1）中加入各解释变量与年份虚拟变量的交叉项以考察要素弹性逐年的具体变化，结果如图1 所示，可以更清楚地看出各要素作用的相对变化趋势。土地的产出弹性整体上呈下降趋势，但自2011年后有波动上涨，这一变化与前文所述的近年来微观农户户均面积有小幅增加的变动节点和趋势一致，进一步证实了促进微观主体间的土地配置调整、∂YXY= β ×∂XX×Y∂Y, X = ( f e r t i l i z e r , ……, di e s e l), β = ( β1, ……, β7)表2 变量设置及统计性描述变量名称总产出化肥投入农药投入农膜投入土地投入劳动力投入种苗投入柴油投入变量简写Yfertilizerpesticideplasticlandlaborseeddiesel单位kgkg亩人元kg变量说明所有种植作物当年总产量当年化肥总用量当年农药总用量当年农用塑料薄膜总用量当年经营土地面积全年在家时长至少275 天的家庭劳动力总数当年购买各作物种苗的总金额当年购买农用柴油总量均值4578.21625.349.514.589.022.16241.6517.33标准差7156.73643.5016.3125.0912.651.12574.1865.99表3 整体农业生产回归结果解释变量ln landln laborln fertilizerln pesticideln p l asticln seedln dieselln land ×yearln labor ×yearln fertilizer×yearln pesticide×yearln p l astic ×yearln seed ×yearln diesel×year个体固定效应年份固定效应常数项R2样本数量（1）系数0.378***0.041***0.257***0.062***0.036***0.122***0.008***----已控制已控制5.239***0.399254007标准误0.0030.0030.0020.0010.0010.0010.001----0.011（2）系数5.862***7.856***- 18.146***- 0.047- 0.708***- 7.054***- 0.515**- 0.003***- 0.004***0.009***0.0000.000***0.004***0.000**已控制已控制5.980***0.408254007标准误0.5080.7860.4820.3470.2760.3800.2070.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.018注：* 、**、*** 分别表示在10% 、5 % 、1 % 的水平上显著。其中系数和标准误显示为0 . 000 的是由小数保留位数导致的，并非数值为0 。- -127合理增加户均土地规模进而保障产出还有较大的可行空间。而劳动力的产出弹性则在时间序列上一直保持持续地波动减小。与此同时，除农药外其余要素的产出弹性均呈较明显的增加趋势。但值得注意的是，近年来化肥和农膜的产出作用已明显开始变缓、甚至是有所下降。综上所述，从时间趋势上看，土地的产出弹性虽然在整体上呈一定下降趋势，但依然是农户最重要的生产资料。同时，随着微观主体间配置的优化调整，其产出弹性还可在一定范围内有所增加。劳动力投入在农户整体农业生产中的重要性则在不断地显著降低。而与此同时伴随的是，化肥、农药、农膜等化学生产要素作用的相对增大。可见，纵向上，农户的农业生产方式已经历了由主要依靠劳动力等传统农资演变为主要依赖化肥等化学农资的路径转变，但近年来化学农资对产出的增长动力开始出现渐缓甚至减弱的趋势。此外，随着生物技术的发展与提升，作物品种专用性特性显现，农民不再依靠留种进行再生产，种苗在现代农业生产中的重要性也在逐步增加。而机械化的作用虽然现在相对较小，但同样呈逐年增长的趋势。随着对化肥等化学农资施用减控的逐步推进实施，可以预见，机械化对农业生产的重要性还将进一步增强，也是下一步农业生产方式转变和现代化发展的路径和方向。2 . 各要素对整体农业产出增长的贡献基于基础模型的回归结果和式（2）、（ 3），我们进一步计算了各要素对农户整体农业生产增长的贡献，具体结果如表4 所示。可以看出，单个要素贡献最大的为种苗，化肥、农药、农膜三类化学农资的生产贡献总和超过了1 / 3 。不过，按计量模型测算的结果，1995~ 2016年间整体农业生产的潜在增长应达到55. 60% ，但实际的产出增长却如前文所述只有25. 50% 。这一结果一定程度上进一步证实，从全国范围来看，当前微观农户间确实存在着较大的由于各要素投入配置扭曲导致的整体生产效率的损失。同时，根据模型估计的各要素弹性值，整体微观农户的作物生产目前表现为规模报酬递减，这一结果也与已有微观研究保持一致（王璐等，2020）。 综上所述，未来农业生产方图1 1995~ 2016年各投入要素产出弹性变化表4 1995~ 2016年各要素整体产出中的增长贡献解释变量fertilizerpesticideplasticlandlaborseeddiesel总体弹性估计值0.2570.0620.0360.3780.0410.1220.0080.9041995~ 2016年的变动（%）32.539121.575114.60015.6372.234240.31531.370-增长贡献（%）8.3637.5384.1265.9110.09229.3180.25155.598贡献率（%）15.04113.5587.42010.6320.16552.7330.451100中国农业生产方式的变迁探究农业·农村·农民- -128《管理世界》2021年第12期式的调整路径应为综合优化微观农户间的各要素投入配置。具体地，在进一步推动适度规模经营的基础上，一方面继续合理减少化学农资的用量，另一方面增加良种和机械化的投入程度，从而在保障产出供给安全的基础上实现农业生产的绿色可持续发展。四、不同作物品种中各要素的产出贡献上文中讨论了农户整体农业生产中各要素投入的作用，但由于不同作物种植方式间的差异较大，本节中将进一步分作物种类来考察，根据不同作物的实际生产种植情况更有针对性地选择其投入要素。如农膜，仅在对其应用最普遍也最有代表性的大田作物棉花以及蔬菜的生产投入中纳入考察⑥。而在小麦、稻谷和玉米中，由于其并非普遍使用的生产要素，所以在这3 种作物中不单独考察农膜的投入情况。此外，回归模型中其他变量的具体设置也相应地进行了以下调整。第一，前文中所用的土地面积替换为各农作物当年的播种面积，劳动力投入由人数改为各作物生产中的投工天数。由于在家劳动力数量中可能还包含在家居住但外出务工的情况，所以用劳动投工量（日）能相对更准确的反映劳动投入的数量差异。第二，机械投入水平改为由水电及灌溉费用、机械作业费用、生产性固定资产折旧及修理费用3 个指标之和来替代考察。由于囊括了自有机械及购买租用外包服务的不同情况，可以相对更好的反映机械投入的作用。第三，增加畜力费、小农具购置费、农家肥折价以及受灾率4 个控制变量，其中受灾率的计算方式如下：（4）综上所述，计量模型变更为：（5）其中，sowingarea 为各作物当年播种面积，labor_day为投工量，mech为机械投入水平衡量变量，implement为小农具购置费，animal 为畜力费，manure 为农家肥折旧，disaster为受灾率，其余变量含义与之前的相同。在调整和加入新变量后，各模型的R2相较之前均有显著增加，说明分作物品种进行拟合的合理性，具体实证结果如表5 所示⑦。可以看出，各作物播种面积对产出的影响与整体回归中土地面积的作用相比有较大增加，一定程度上应是由于复种指数提高导致的。劳动投入的产出弹性与整体回归结果中的大小相差不多，但在不同作物类别中的表现有所差异。具体地，蔬菜中劳动投入的产出弹性远大于主粮作物，同时从时间变化趋势上来看，主粮作物中劳动力的作用随着时间推移在逐步减小，而蔬菜中变化不显著。一定程度上可以说明主粮作物生产中劳动力投入数量已不再是主要的生产要素，对其的依赖在逐步降低。而经济作物由于生长周期相对较短等种植特征的原因，其种植过程对劳动力投入仍有一定数量的要求。受灾率= 1 -实际收获面积播种面积l n Yi t= β0+ β1l n f e r t i l i z e ri t+ β2l n p e s t i c i dei t+ β3l n p l as t i ci t+ β4l n s o w i ngar e ai t+ β5l n l ab o r _dayi t+ β6l n s e e di t+ β7l n m e c hi t+ β8l n i m p l e m e nti t+ β9l n ani m ali t+ β1 0l n m anur ei t+ β1 1l n di s as t e ri t+ γt+ fi+ εi t表5 分作物品种的回归结果解释变量ln sowingarealn labor_dayln fertilizerln pesticideln p l asticln seedln mechln implementln animalln manuredisaster个体固定效应年份固定效应常数项R2样本数量小麦0.769***( 0.006)0.027***( 0.003)0.079***( 0.004)0.012***( 0.002)-0.063***( 0.004)0.018***( 0.001)0.005***( 0.001)0.013***( 0.001)0.005***( 0.001)- 1.519***( 0.033)已控制已控制5.110***( 0.022)0.65644270稻谷0.747***( 0.004)0.030***( 0.003)0.059***( 0.003)0.022***( 0.002)-0.068***( 0.002)0.001*( 0.001)0.003***( 0.001)- 0.002***( 0.001)0.004***( 0.001)- 1.362***( 0.021)已控制已控制5.650***( 0.016)0.66767513玉米0.694***( 0.005)0.047***( 0.003)0.107***( 0.003)0.030***( 0.002)-0.110***( 0.003)0.004***( 0.001)- 0.002*( 0.001)0.002*( 0.001)0.005***( 0.001)- 1.603***( 0.023)已控制已控制5.200***( 0.019)0.63472512棉花0.805***( 0.020)- 0.044***( 0.014)0.101***( 0.012)0.042***( 0.007)0.001( 0.008)0.054***( 0.013)- 0.017***( 0.004)0.027***( 0.005)0.003( 0.004)0.017***( 0.004)- 1.857***( 0.110)已控制已控制4.316***( 0.077)0.5599781蔬菜0.406***( 0.006)0.178***( 0.005)0.093***( 0.005)0.031***( 0.004)0.023***( 0.004)0.108***( 0.004)0.011***( 0.002)- 0.001( 0.003)0.013***( 0.003)0.012***( 0.002)- 1.164***( 0.054)已控制已控制5.771***( 0.027)0.41244945注：* 、**、*** 分别表示在10% 、5 % 、1 % 的水平上显著；括号中数字为标准误。其中系数和标准误显示数值相同但变量显著性却不同等看似异常的情况是由小数保留位数显示导致的，并非数值或显著性标识错误，下同。- -129从化学农资的作用来看，虽然化肥、农药的产出弹性在各作物中依然在1 % 的水平上显著，但与上文整体回归的结果相比均有较大幅度减少。进一步从弹性的时间变化来看（如表6 所示），小麦中化肥产出弹性随时间推移的增长已很小，玉米和蔬菜中均已不显著，而稻谷中则已变为减少趋势。这一结果说明在具体作物的生产中，化肥、农药对于产出的作用均已基本进入平台期，其重要性已经相对没有那么大了。进一步从成本收益角度来看，以小麦为例，其化肥投入产出弹性的实证结果为 0 . 079 。按2016年化肥平均价格2 . 36元/kg 、小麦种植农户平均化肥投入 289 . 71kg 计算，化肥用量增长1 % 的边际成本为6 . 84元，而带来产出增长的边际收益却仅有3 . 37元。其他主粮作物的计算结果具体如表7 所示，可以看出，各作物中化肥、农药的边际成本基本均已远大于其可带来的边际收益。因此，即使不考虑负外部性的环境成本，整体上当前主粮作物中化肥、农药的用量从经济意义上看也已然过量。而对于农膜的作用，在代表地膜应用的棉花中，其产出贡献与前文整体回归结果相比，同样减少很多且已不再显著。且其产出弹性在时间趋势上的变化也同样不再显著，并变为负值。不过在代表棚膜应用的蔬菜中，农膜对产出的影响及时间序列上的变化均依然在1 %的水平上显著为正。二者结果对比可以在一定程度上说明，农膜中地膜的生产贡献已在逐步减小，甚至有产生负面影响的趋势。与此同时，在进一步控制畜力、小农具、农家肥投入以及受灾率之后，种苗和机械投入水平的产出弹性在各作物品种中仍基本显著为正。机械投入水平在各作物生产中的作用还在时间趋势上表现出逐步增加的趋势。这一结果与之前整体作物生产回归中的结果基本保持一致。综上所述，分作物品种的回归结果更细致的反映出时间序列上已实现的（特别是主粮作物中）化肥等化学农资对劳动力代表的传统生产资料的替代和生产方式转变过程，以及此时化学农资的生产作用已进入平台期。成本收益核算的结果也进一步表明，目前整体上主粮作物中的化肥、农药的投入量已然不经济。因此，未来不能再继续依赖化学农资的大量投入来实现增长，新的生产方式转变节点已出现，通过要素间配置的综合调整，我们可以在保障农业产出安全的基础和前提下实现生产方式的转型。具体地，可转变为以依赖良种和机械化投入为主的新路径，进入绿色生产的新发展阶段。五、稳健性检验（一）化肥的累积作用在前文的农业生产分析中，我们对化肥投入的考察主要为当年化肥投入量对当年产出的影响。但有学者（Yan et al . ，2014）经土壤对照检测试验后发现，虽然按当年投入和吸收量来看，氮元素的利用率确实较低（不到30%），但事实上氮肥还存在着一定残留在土壤而被后续作物吸收利用的累积作用，考虑这一效应后的累积利用率则可能大概为40%~68% 。鉴于此，本文进一步检验化肥的这种累积效应对产出的影响，以更客观全面地反映化肥在农业表6 各作物品种中主要要素弹性的时间变化趋势解释变量ln sowingarea×yearln labor_day×yearln fertilizer×yearln pesticide×yearln p l astic ×yearln seed ×yearln mech×year其他变量个体固定效应年份固定效应常数项R2样本数量小麦0.003***( 0.001)- 0.003***( 0.001)0.003***( 0.001)0.001**( 0.001)-- 0.003***( 0.001)0.000( 0.000)已控制已控制已控制5.076***( 0.030)0.65744270稻谷0.006***( 0.001)- 0.002***( 0.001)- 0.003***( 0.001)0.002***( 0.000)-0.001**( 0.001)0.001***( 0.000)已控制已控制已控制5.615***( 0.023)0.66967513玉米0.007***( 0.001)- 0.008***( 0.001)0.000( 0.001)0.001( 0.000)-0.000( 0.001)0.001***( 0.000)已控制已控制已控制5.084***( 0.028)0.63672512棉花- 0.021***( 0.005)0.019***( 0.003)0.016***( 0.003)- 0.001***( 0.002)- 0.009( 0.002)- 0.003( 0.004)0.006***( 0.001)已控制已控制已控制4.928***( 0.105)0.5689781蔬菜- 0.003**( 0.001)0.001( 0.001)0.001( 0.001)- 0.003***( 0.001)0.002***( 0.001)0.000( 0.001)0.002***( 0.000)已控制已控制已控制5.840***( 0.038)0.41244945注：* 、**、*** 分别表示在10% 、5 % 、1 % 的水平上显著；括号中数字为标准误。表7 2016年主粮作物化肥、农药投入成本收益核算化肥作物小麦稻谷玉米农药作物小麦稻谷玉米产量（kg ）1807.532332.334080.28产量（kg ）1807.532332.334080.28产品市场价（元/kg）2.362.841.60产品市场价（元/kg）2.362.841.60化肥用量（kg ）289.71294.79415.41农药用量（kg ）3.357.654.95产出弹性0.0790.0590.107产出弹性0.0120.0220.030化肥单价（元/kg）2.362.362.36农药单价（元/kg）33.8233.8233.82边际成本（元）6.846.969.80边际成本（元）1.132.591.67边际收益（元）3.373.916.99边际收益（元）0.511.461.96注：化肥、农药用量和单价数据为根据全国农村固定观察点 2016年户级调查数据整理所得。小麦、稻谷的价格为中国国家发改委等六部门发布的2016年最低收购价（发改价格〔2015〕2301号和发改价格〔2016〕223 号），而玉米的临时收储政策2016年起改为“市场化收购+ 补贴”的机制，因此其价格为根据当年各地区市场价计算的平均值。资料来源：http://www.chinadevelop ⁃ment.com.cn/qgjgzs/jgxqx/2016/ 07/ 1063536 .shtml ；http://www.sohu.com/a/114987191 _ 260085。中国农业生产方式的变迁探究农业·农村·农民- -130《管理世界》2021年第12期生产中的产出贡献。具体地，在式（1）和（5）中分别加入化肥用量前一期和前两期的滞后项，由L 1 . f 、L 2 . f 表示，回归结果如表8 所示。可以看出，不管是在整体农业生产还是各作物品种中，前期的化肥投入量确实对当期产出存在着显著的正向作用。虽然这种累积效应的产出作用相对较小且随着时间推移逐步削弱，但普遍至少可以存在两期⑧。从这个意义上讲，只考虑当期投入量在一定程度上低估了研究时间段内化肥对农业产出增长的真实贡献。但从反方向来说，这也进一步说明了当前化肥投入量的相对过大。如已有研究中所述（高晶晶等，2019），在化肥推广普及应用的初期，国家制定的主要农作物化肥用量的指导标准是基于当时耕地土壤养分偏低的客观现实和历时多年、多次全国范围各类化肥肥效试验的结果。在那之后，化肥逐步成为主要的生产要素之一，为农业产出增长做出了重要贡献。但即使不考虑其他因素，累积效应也会使农民依当时标准形成的习惯用量在当前变得相对过大。即使有一部分会在后续被吸收利用，但与此同时因挥发、反硝化等自然反应导致的不可避免的损失必然也在增加。因此，考虑累积作用下的结果进一步证实和表明当前化肥的投入量过大，其对产出增长的促进作用变得越来越有限，并会带来更多的水体、空气等环境面源污染问题。（二）地膜的残留影响前文对农膜生产作用的回归结果中，地膜在棉花中的产出贡献已不再显著，并在时间序列上呈逐步减小的趋势，而这其中可能掺杂着地膜残留的影响。因此，本节在式（5）中加入地膜投入量前一期和前两期的滞后项，分别用L 1 . p 、L 2 . p 表示，以更客观、全面地考察此类农膜当前的生产作用。具体结果如表9 所示。可以看出，当年地膜用量对棉花产出的影响依旧不显著，前一期和前两期用量的回归系数则均在5 % 的水平上显著为负。这在表明前文结果稳健性的基础上，一定程度上进一步证实了当前地膜残留对产出存在的负面影响。自然科学领域相关控制试验的测定结果曾表明，当一亩地残膜量达到3 . 9 公斤时可能将使作物减产11%~23%（李静，2008）。 所以，结合本文的分析结果来看，减少农膜残留、治理白色污染问题已刻不容缓。而综合来看，造成地膜残留最主要的原因便是当前微观农户基于眼下成本收益的经济账，购买使用的地膜普遍相对较薄、容易风化残破，导致拾拣回收难度大且农户主观积极性不高。因此，考虑到现在地膜使用最多的西北、华北等地由自然气候环境决定的生产现实客观条件，相比于未来从根源上减少覆盖面积的增加、限制其应用范围来治理白色污染，实现地膜合理应用更事半功倍的关键在于规范农户使用韧性厚度达到一定规格标准、用后不易破损、方便彻底回收再利用的产品，从而达到耕地可持续覆膜生产的目标。六、结论与评述本文主要基于1995~ 2016年全国农村固定观察点的数据对微观农户种植作物的生产过程进行了增长核算，以此测度当前化学农资用量的产出贡献，研究发现如下。一方面，随着时间的推移，中国农户的农业生产方式已经历了由以劳动力代表的传统生产要素为主变为以化肥等化学农资为主的替代和变化过程。但目前化学农资对产出的增长动力已开始减弱，当前微观农户生产中存在较大的由其配置扭曲导致的效率损失。更具体地，成本收益核算的结果进一步直接表明即使不考虑环境污染的外部成本，当前主粮作物中化肥、农药的用量也已然不经济，因此未来不能再继续依赖表8 考虑化肥累积作用的回归结果解释变量ln fertilizerL1.fL2.f其他变量个体固定效应年份固定效应常数项R2样本数量整体0.243***( 0.002)0.043***( 0.002)0.019***( 0.002)已控制已控制已控制5.026***( 0.015)0.391207342小麦0.071***( 0.004)0.008**( 0.004)0.006*( 0.003)已控制已控制已控制5.137***( 0.030)0.64035791稻谷0.057***( 0.003)0.004*( 0.003)0.004*( 0.003)已控制已控制已控制5.582***( 0.023)0.64252046玉米0.095***( 0.004)0.013***( 0.003)0.006**( 0.003)已控制已控制已控制5.131***( 0.026)0.61758960蔬菜0.084***( 0.005)0.013***( 0.004)0.003( 0.004)已控制已控制已控制5.724***( 0.034)0.39333757注：* 、**、*** 分别表示在10% 、5 % 、1 % 的水平上显著；括号中数字为标准误。表9 棉花生产中考虑地膜残留影响的回归结果解释变量ln plasticL1.pL2.p其他变量个体固定效应年份固定效应常数项R2样本数量系数- 0.002- 0.023**- 0.021**已控制已控制已控制4.244***0.5155154标准误0.0100.0100.010已控制已控制已控制0.141注：* 、**、*** 分别表示在10% 、5 % 、1 % 的水平上显著。- -131化肥、农药的大量投入来实现增长。同时，农膜中地膜的产出贡献也已不再显著，并在时间序列上呈逐步减小的趋势，其残留对产出也已存在显著的负面影响。另一方面，土地依然是最重要的生产资料，在所有要素中产出弹性最大。因此在当前户均规模仍然较小的现状下，通过促进微观主体间的土地配置调整实现适度规模经营，将有助于进一步提高土地的生产效率，同时有较大的现实可行性。此外，种苗在现代农业生产中的重要性在逐步增加，而机械化投入的产出贡献虽然现在仍相对较小，但同样呈逐年增长的趋势。综上所述，从微观农户生产要素投入的视角来看，新的农业生产方式转变节点已出现。我们可以在保障农业产出安全的前提下，通过要素配置的综合调整来推动农户实现新一轮的生产要素替代和生产方式转变，进而实现农业生产的绿色化转型。具体地，即在减控化肥等化学农资使用的同时，进一步推广以优质良种和机械化投入为代表的科技型农资的发展和应用。而科技型要素在微观农户中的推广和普及又离不开一定程度的土地适度规模经营来实现，故“适度规模+ 优质良种+ 机械化”将是未来农业绿色可持续发展可能的路径和方向。这一实证结果也与罗浩轩（2021）从理论逻辑推导得出农业要素禀赋结构将沿循从劳动要素丰裕向资本要素丰裕、最终向技术要素丰裕升级的分析结果一致。为此，政府应进一步促进土地的合理有序流转，并在流转分配的过程中重视降低土地细碎化程度，实现土地真正的适度规模经营。在此基础上，一方面，加大对优质良种研发投入与推广普及的支持力度；另一方面，加大机械化生产作业的推广力度，除了对相关农机购买给予一定的政策优惠外，还应积极鼓励生产性社会服务组织的发展。总之，通过推动农业生产方式从当前主要依赖化学农资施用向适度规模下以良种、良技应用为动力的生产方式的转变，来助推“藏粮于地、藏粮于技”战略和农业现代化的实现。需要说明的是，Schultz （1964）在《改造传统农业》一书中曾指出传统农业中生产要素的配置很少出现显著无效率的现象，效率的命题会把利润最大化的生产动机加到农民身上。因此，各要素的施用水平应是农民在生产投入决策过程中理性选择的结果。那么，本文研究结果中表现出的当前化肥、农药用量与农膜产品质量选择在整体微观生产中的不经济是否与这一普遍共识相悖，即是否说明微观农户个体行为的不理性呢？答案是否定的。原因在于对于具体的微观农户来说，其行为选择是一种基于当前生产生活条件现实约束下的局部、短期的均衡结果，但这一当下的理性选择在相对全局、长期的视角来看便会显得不够“理性”。例如在农药施用的情况中，基于眼下成本收益的考量，不少农户会选择自制喷杆喷雾机。虽然会由于存在较严重的“跑冒滴漏”现象而造成农药的浪费进而增加用量，但自制显然是其当下相对更理性的选择。因为与购买整套合格器械的单次大额花费成本相比，因喷药效率低而增加的农药用量相对来说是无足轻重的，甚至农户可能根本没有意识到这一点，更不用说长期使用导致的更大的环境污染成本。因此，农户的行为依然是理性的，但是一种局部、短期的有限理性。也正因为如此，需要“旁观者”从相对全局、长远的视角出发综合考量，基于社会及长期福利最大化做出相对更经济更理性的选择，对微观主体的行为进行合理调控，从而实现长期中的均衡解，即经济、生态等全面的可持续发展。（作者单位：上海交通大学安泰经济与管理学院）注释①严格讲，农业生产方式是包括生产要素投入结构、组织经营形式等多方面内容在内的复杂概念。本文中的农业生产方式仅指生产要素投入结构这一最基础方面的含义，因此文中所述的农业生产方式转变指的也是生产增长主要依赖的要素投入的变化。②本文研究所讨论的农业指的是狭义上的概念，即种植业。③固定观察点数据中对于劳动力数量的调查前后有所调整，为保持数据统计口径的一致性，本文使用的劳动力数量为自行定义，指的是农户家庭人口中15周岁以上、非学生、身体健康状况优秀或良好的个体，与作者以往研究中定义保持一致。④劳动力数量在2003年有一个小的数值跳跃，如前文所述，是由于观察点数据调查表中关于家庭劳动力数量的指标设计和统计在2003年有所变动。为此，本文才均自行定义使用的所有劳动力相关指标，以尽可能地统一标准。可以看出，这一节点的数值变动已相对很小，不影响相关变化趋势的反映和后续长时间序列的实证分析。⑤农药与其他生产性要素不同，是一种生产保障型要素，它不直接增加产出，而是保护应有产出避免或减少损失。农药弹性在时间变化上不显著，一定程度也可反映由其这一功能特性决定的相对刚性的使用需求。即农药对生产的重要性很难从现实普遍使用中体现出来，只有与不使用的情形相比，才能凸显出其保障的重要作用。中国农业生产方式的变迁探究农业·农村·农民- -132《管理世界》2021年第12期⑥农膜的主要类型有地膜和棚膜两种。棉花生产中使用的为地膜，蔬菜中则相对更多使用棚膜。因此，选择这两种作物，二者的对照结果事实上也相当于分别具体考察了两种农膜的不同作用情况。⑦由于2003年固定观察点数据中各作物种类的种苗费用指标设置与后续年份有所不同，为了保证数据统计口径的一致性，故关于分作物生产的实证回归所用数据时间段为2004~ 2016年，下同。⑧经过回归检验，整体产出中化肥显著的累积作用可以持续三期，考虑研究目的和篇幅限制，具体结果不在此专门列出。参考文献（1）成德宁、李燕：《2003- 2012年中国农业增长的源泉——基于制度的分析》，《 福建论坛：人文社会科学版》，2017年第7 期。（2）盖庆恩、朱喜、程名望、史清华：《土地资源配置不当与劳动生产率》，《 经济研究》，2017年第5 期。（3）高晶晶、彭超、史清华：《中国化肥高用量与小农户的施肥行为研究——基于1995~ 2016年全国农村固定观察点数据的发现》，《管理世界》，2019年第10期。（4）龚斌磊：《投入要素与生产率对中国农业增长的贡献研究》，《 农业技术经济》，2018年第6 期。（5）黄新建、姜睿清、付传明：《以家庭农场为主体的土地适度规模经营研究》，《 求实》，2013年第6 期。（6）冀县卿、钱忠好：《中国农业增长的源泉：基于农地产权结构视角的分析》，《 管理世界》，2010年第11期。（7）孔祥智、张琛、张效榕：《要素禀赋变化与农业资本有机构成提高——对1978年以来中国农业发展路径的解释》，《 管理世界》，2018年第10期。（8）李承政、顾海英、史清华：《农地配置扭曲与流转效率研究——基于1995~ 2007浙江样本的实证》，《 经济科学》，2015年第3 期。（9）李谷成、范丽霞、冯中朝：《资本积累、制度变迁与农业增长——对1978~ 2011年中国农业增长与资本存量的实证估计》，《 管理世界》，2014年第5 期。（10）李静：《新疆地膜污染的经济分析》，《 边疆经济与文化》，2008年第1 期。（11）刘玉铭、刘伟：《土地制度、科技进步与农业增长——以1952~ 2005年黑龙江垦区农业生产为例》，《 经济科学》，2007年第2期。（12）柳直勇、李雪晴、魏汉泽：《制度变革、劳动投入与中国农业发展》，《 中国经济问题》，2016年第1 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All of these indicate a substantial improvement in China's com⁃prehensive agricultural productivity. The main issue in China's agricultural production has changed from insufficientsupply to structural unbalance, and the government has implemented the agricultural supply- side reform. How tochange the production mode and realize the sustainable development in agricultural production become importantproblems that need to be solved urgently. Therefore, it is essential to identify the growth path and driving forces ofChina's agricultural production after 2003, which will provide important implications for designing effective policiesto achieve the targets.A large number of previous studies have provided useful insights on the issue, but there still exists conflicts onthe main factors of the output growth. One reason is that most previous studies use macro level data (e.g., national orprovincial level data), which cannot measure the reallocations of inputs among farmers. Studies using macro data arelikely to underestimate the contribution of land on agricultural production growth. Therefore, it is important to investi⁃gate the growth path and driving forces of China's agricultural production by using micro level data, which is themain contribution of our study and will be a supplement to the existing research.Our analysis uses the household-level survey data from National Rural Fixed Observation Point (NRFOP) from 1995to 2016 . NRFOP was established in 1984 and led by the Policy Research Office of the CPC Central Committee and theMinistry of agriculture. The survey covers about 20000 households from 31 provinces (not including Hong Kong, Macaoand Taiwan) each year. With wide coverage, large sample size and rich indicators, NRFOP data is recognized as beingrepresentative and has been widely used in empirical studies. We analyze the overall change of farmers' agriculturalproduction inputs from1995 to 2016 ; construct an empirical model based on the C-D production function to investigatethe production growth path using two-way fixed effects; and calculate output elasticities and contributions of major inputs,including land, labor, fertilizer, pesticide, plastic film, seed, machinery, and etc. Finally, a further analysis is made forthree grain crops (wheat, rice and corn) and two cash crops (cotton and vegetables) respectively.We find that the agricultural production mode in China has experienced one transformation, which the drivingforce of output growth has shifted from the traditional inputs which represented by labor force to chemical inputs, suchas chemical fertilizers, etc. However, the contributions of chemical inputs started to weaken gradually. Even if withoutconsidering the environmental costs, the economic costs of chemical fertilizer and pesticides have become greater thantheir output benefits. Therefore, it is critical to change the production mode. It can be achieved through reallocatingproduction factors among farmers without threatening food security. Specifically, we can pursue the agricultural outputgrowth through increasing the land size of small farmers, adopting superior seeds and advanced agricultural machinery.Our results indicate that the government should further promote the reasonable transfer of land right, and pay at⁃tention to reducing the land fragmentation in the process; invest more on research to improve seed quality and pro⁃vide more support for the popularization of improved one. Meanwhile, policies to promote mechanization should alsobe strengthened, such as providing some subsidies for the purchase of agricultural machinery, encouraging the devel⁃opment of socialized services organizations, etc.Keywords: production mode; agricultural growth; moderate scale; chemical fertilizer; mechanizationJEL Classification: Q 01, Q 12