夏春萍，劉文清

0 引言

為了促進蔬菜產(chǎn)業(yè)的進一步提升、積極發(fā)揮蔬菜產(chǎn)業(yè)應有的帶動和保障作用，有必要了解蔬菜種植成本與經(jīng)濟效益的現(xiàn)狀，并且分析影響蔬菜收益的因素，從而有針對性的解決蔬菜產(chǎn)業(yè)發(fā)展中存在的問題。黃梅縣作湖北重要的蔬菜生產(chǎn)基地之一，不僅有著優(yōu)越的蔬菜生產(chǎn)的自然條件，而且在蔬菜的集散上具有較大地域優(yōu)勢。該縣蔬菜種植面積達1萬余畝，一直是九江市重要的蔬菜供應基地。

本文調(diào)查數(shù)據(jù)來源于對黃梅縣小池口鎮(zhèn)多個村莊菜農(nóng)的入戶問卷調(diào)查。此次調(diào)查樣本達到200戶居民，回收調(diào)查問卷200份，有效問卷189份。調(diào)查問卷分為三大塊，分別是農(nóng)戶基本情況如年齡、性別、受教育程度等；蔬菜生產(chǎn)基本數(shù)據(jù)，如家庭收入、蔬菜收入、蔬菜種植面積、蔬菜投入各要素成本等；蔬菜生產(chǎn)、加工、銷售等各環(huán)節(jié)中農(nóng)戶所遇到的一些基本問題的反饋調(diào)查。

1 黃梅蔬菜生產(chǎn)現(xiàn)狀以及成本效益狀況分析

1.1 蔬菜種植規(guī)模

此次調(diào)查的菜農(nóng)蔬菜種植規(guī)模大部分在5畝地以下，其次是5～10畝。也就是說該地的蔬菜種植仍然以小農(nóng)生產(chǎn)方式為主，土地細碎化現(xiàn)象普遍存在。

其中，根據(jù)調(diào)查發(fā)現(xiàn)：露地蔬菜種植面積占農(nóng)戶所種蔬菜面積達到一半及以上的農(nóng)戶比例達到了80.95%。這說明保護地蔬菜以及設(shè)施蔬菜種植方式在當?shù)剡€不是很普遍，仍然停留于傳統(tǒng)的生產(chǎn)方式。

1.2 蔬菜生產(chǎn)成本結(jié)構(gòu)

本文調(diào)查數(shù)據(jù)中的成本主要包括勞動力投入、種子投入、農(nóng)藥投入、化肥投入、農(nóng)家肥投入，以及農(nóng)膜、新建設(shè)施、水電費等投入。其中成本按如下分類：現(xiàn)金支出（種子、化肥、農(nóng)藥、水電費、新建設(shè)施、農(nóng)膜）、推算成本（考慮到當?shù)鼗旧鲜切∞r(nóng)生產(chǎn)，其人工成本大部分是自有勞動力的機會成本）、其他（農(nóng)家肥投入）。

根據(jù)樣本農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，取其生產(chǎn)成本的平均數(shù)得蔬菜種植生產(chǎn)成本構(gòu)成表1。

表1 被調(diào)查農(nóng)戶蔬菜生產(chǎn)成本結(jié)構(gòu)

由表1可知，該地區(qū)蔬菜生產(chǎn)成本中，人工成本占據(jù)了絕大部分（83.91%），這也和近幾年勞動力價格上升有關(guān)。物質(zhì)成本費用當中種子、化肥、農(nóng)藥等依然占據(jù)了大部分。而農(nóng)家肥的投入在蔬菜生產(chǎn)總成本中的比例已經(jīng)超過了種子、農(nóng)藥、化肥等投入的占比。

1.3 菜農(nóng)收入結(jié)構(gòu)

本文所調(diào)查區(qū)域農(nóng)戶家庭年收入的平均收入是43571.43元，其中蔬菜收入占家庭總收入達到50%以上的農(nóng)戶占到了被調(diào)查農(nóng)戶的79.37%。這說明蔬菜收入對被調(diào)查農(nóng)戶的家庭收入影響很大。而這也正好符合了調(diào)查的要求。

為了便于分析，本文結(jié)合當?shù)夭宿r(nóng)的年人均收入和全國去年的農(nóng)民人均年收入，將調(diào)查樣本的人均收入水平分為三類：低收入戶[0～4000]，中等收入戶(4000～14000]，富裕戶(14000以上)。按照該標準劃分可以看出，當?shù)夭宿r(nóng)蔬菜的年人均收入大部分集中于中低收入水平。

1.4 蔬菜經(jīng)濟效益分析

本文所調(diào)查農(nóng)戶的蔬菜收入的平均值是30666.93元，中位數(shù)是21000元，這說明該地的蔬菜收入的一般水平在20000～30000元之間。其中蔬菜純收益（收入減去成本）為正的有82戶，占比43%，而其中位數(shù)是-2800，純收益水平普遍偏低。同時，本文所調(diào)查農(nóng)戶的畝均產(chǎn)值為8822.74元，而其畝均純收益（收入減去成本）為-4068.19元，凈利潤率是12.87%。這說明所調(diào)查農(nóng)戶的蔬菜種植純收益大部分是入不敷出的，蔬菜的生產(chǎn)純效益不佳。但是其現(xiàn)金收益率卻是71.88%，這反映蔬菜生產(chǎn)的現(xiàn)金收益率還是相對比較高的。

其中出現(xiàn)現(xiàn)金收益率高，但純收益低的原因主要是：勞動成本在總成本種占了過大的比重（83.91%），而當前的勞動力價格持續(xù)走高，且采用的計量方法是工業(yè)勞動力價格而不是從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的實際價格。而且從此前的分析中我們可以發(fā)現(xiàn)，該地的蔬菜生產(chǎn)基本上是勞動力的自我雇傭，也就是說勞動力的成本其實是當?shù)剞r(nóng)民從事蔬菜生產(chǎn)的機會成本。由此可見，蔬菜生產(chǎn)的效益還是要高于一般的糧食種植，對于長年從事蔬菜生產(chǎn)且沒有從事二三產(chǎn)業(yè)活動技能的農(nóng)民而言，轉(zhuǎn)換工作尤其是從事二三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)是不劃算的。而在第一產(chǎn)業(yè)當中從事蔬菜生產(chǎn)的現(xiàn)金收益率又遠高于種植糧食，因此當?shù)氐霓r(nóng)民選擇從事蔬菜生產(chǎn)是合乎理性選擇的。

2 蔬菜生產(chǎn)投入產(chǎn)出的影響因素分析

2.1 調(diào)查數(shù)據(jù)的統(tǒng)計分析

本文將家庭人均收入也即財富擁有量、蔬菜種植規(guī)模、戶主年齡分別按不同標準劃分等級，而后對比不同等級的各戶主特征以及蔬菜投入產(chǎn)出的區(qū)別，進而發(fā)現(xiàn)這些因素與戶主特征和蔬菜投入產(chǎn)出指標的關(guān)系。其中，物質(zhì)投入=蔬菜生產(chǎn)投入-勞動力成本，包括種子、化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜、新建設(shè)施以及水電費等投入成本。

（1）不同財富等級的農(nóng)戶蔬菜投入產(chǎn)出比較分析。

本文按農(nóng)戶家庭成員人均的財富擁有量（也即家庭年人均收入）進行等級劃分，然后對不同等級農(nóng)戶生產(chǎn)蔬菜的相關(guān)指標進行分類歸總和比較。劃分依據(jù)：1=低收入戶[0～4000]，2=中等收入戶(4000～14000]，3=富裕戶(14000以上)。比較結(jié)果如表2所示。

從表2可以看出，隨著財富擁有量的提高（從1～3逐級上升），農(nóng)戶的年齡逐漸下降，受教育年限則逐漸上升，這說明戶主越年輕、受教育程度越高，其所擁有的財富量也是相對較多的。而蔬菜面積作為決定蔬菜生產(chǎn)效益的一個重要因素在此也反映了出來：財富等級越高，其所種植的蔬菜面積也越高。同時，在蔬菜生產(chǎn)投入上，每畝平均用工投入是隨著等級上升而下降的，說明收入越高家庭的勞動力投入較少。其中，畝均物質(zhì)投入在下降，說明財富等級高的家庭物質(zhì)投入效率較高。在最后的蔬菜生產(chǎn)效益，不管是總效益還是畝均效益都在上升。

表2 不同財富等級農(nóng)戶的蔬菜投入產(chǎn)出比較分析

（2）蔬菜種植規(guī)模對蔬菜投入產(chǎn)出的比較分析。

由于蔬菜生產(chǎn)具有規(guī)模效應，所以蔬菜的種植規(guī)模在蔬菜生產(chǎn)中是一個非常重要的影響因素。本文將蔬菜生產(chǎn)規(guī)模進行了劃分：1=小規(guī)模[0～5)；2=中級規(guī)模[5～10)；3=大規(guī)模[10～25]。對其投入產(chǎn)出比較分析結(jié)果見表3。

從表3可以看出：隨著蔬菜種植規(guī)模的擴大，農(nóng)戶的年齡呈下降趨勢，而其受教育年齡則呈上升趨勢。同時在投入上，隨著種植規(guī)模的增加，其物質(zhì)投入逐漸上升（而且是成倍數(shù)增長），這說明蔬菜存在高投入高產(chǎn)現(xiàn)象。同時蔬菜收入和蔬菜收益也隨之而增長則說明蔬菜生產(chǎn)存在著規(guī)模效應。而用工的投入總體趨勢是降低的，但是不明顯，這主要和勞動力投入的估算有關(guān)，農(nóng)戶的估算不一定準確。

表3 蔬菜種植規(guī)模對蔬菜投入產(chǎn)出的比較分析

（3）不同年齡段的農(nóng)戶蔬菜投入產(chǎn)出比較分析

從表4可以分析出：隨著戶主年齡的上升，其家庭人均收入、蔬菜種植面積是逐漸下降的。在投入上，畝均勞動力投入較高說明年齡越大，其勞動力投入越多，而其他需要資金購買的物質(zhì)資料投入較少。這也說明年齡的高低一定程度上會影響農(nóng)戶蔬菜種植的投入。在蔬菜物質(zhì)頭土上呈現(xiàn)降低趨勢，說明隨著年齡的增長，其投入也逐漸減少。在蔬菜生產(chǎn)效益上，總量上看隨著年齡上升都在下降，但是每畝平均而言總體在下降，但是不明顯。

2.2 調(diào)查統(tǒng)計數(shù)據(jù)的建模分析

2.2.1 蔬菜生產(chǎn)的Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)模型

本文的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)設(shè)置為柯布一道格拉斯形式的生產(chǎn)函數(shù)：

表4 不同年齡段的農(nóng)戶蔬菜投入產(chǎn)出比較分析

其中Y為蔬菜收入；K1為種子投入；K2化肥投入；K3農(nóng)藥投入；K4為農(nóng)膜投入；K5為新建設(shè)施投入；K6為水電費投入；L為勞動力投入；F為農(nóng)家肥投入；E為受教育年限；M為蔬菜面積；α1···α6、β、χ、δ、γ是各要素的生產(chǎn)彈性指標。

對（2）式兩端進行對數(shù)化處理得到新的模型：

使用EVIEWS5.0軟件對模型（2）進行估計。由于本文使用的數(shù)據(jù)是截面數(shù)據(jù)，因此在回歸時要對數(shù)據(jù)取對數(shù)后進行回歸分析以規(guī)避可能的異方差性，同時采用廣義最小二乘法消除方程的序列相關(guān)性，回歸結(jié)果如表5所示。

(4)施工過程監(jiān)測和控制技術(shù)。包括：弧形平面測量系統(tǒng)、超傾斜型鋼混凝土斜圓柱定位控制技術(shù)、施工現(xiàn)場遠程監(jiān)控管理及工程遠程驗收技術(shù)、大體積混凝土溫度監(jiān)測和控制。

其中，模型擬合的回歸系數(shù)為73.31%，說明在總收入的變化中有73.31%的部分可以由以上變量要素來反映。

表5 生產(chǎn)函數(shù)模型回歸分析的參數(shù)估計

通過表5可知，只有常數(shù)、蔬菜面積、農(nóng)家肥投入、勞動力投入通過了檢驗，而其余變量（種子、化肥、農(nóng)藥等）則未通過檢驗。結(jié)合其系數(shù)可以反映出當?shù)氐氖卟松a(chǎn)中，蔬菜種植面積對蔬菜收入的貢獻達到了50.46%，勞動力貢獻為12.37%，農(nóng)家肥的貢獻則占到了28.84%。這說明當?shù)氐氖卟松a(chǎn)存在著明顯的規(guī)模效應，蔬菜種植面積越大，則其蔬菜收入越多。而農(nóng)家肥對蔬菜產(chǎn)值的貢獻甚至超過了勞動力的貢獻。這可能和農(nóng)家肥的易獲得性、低價甚至免費，并且肥效長久等特征有關(guān)。而化肥貢獻的不顯著則一定程度上說明，化肥等一些生產(chǎn)資料價格的上漲導致當?shù)馗嗟牟捎棉r(nóng)家肥這樣廉價甚至免費的肥料來替代昂貴的化肥。另外，勞動力貢獻的顯著性，種子、化肥等資本要素的不顯著說明當?shù)氐氖卟松a(chǎn)更多依靠大量勞動力投入的精耕細作傳統(tǒng)生產(chǎn)方式。這和所調(diào)查農(nóng)戶當中有80.95%采用的露地蔬菜的生產(chǎn)方式的現(xiàn)象是相符合的。

2.2.2 蔬菜收入影響因素的多元線性回歸模型

本文通過對調(diào)查問卷進行整理之后，將蔬菜收入的影響因素分為如下幾大塊，分別是勞動力因素（包括年齡、受教育年限、勞動力人數(shù)、勞動力價格）、資金因素（家庭人均收入、物質(zhì)投入、是否有務(wù)工收入、是否有農(nóng)業(yè)補貼）、規(guī)模因素（蔬菜種植面積）。其中是否有務(wù)工收入、是否有農(nóng)業(yè)補貼分別進行二元賦值（比如是=1，否=0）。而被解釋變量則是蔬菜收入。由于上述數(shù)據(jù)量綱不同，大小不一，為了保證回歸的有效性，在回歸之前對一些較大的數(shù)據(jù)進行了標準化處理，而后進行回歸。通過前文所作的一些分析，本文預測這些變量與被解釋變量的關(guān)系，結(jié)果見表6。

表6 線性回歸模型變量與解釋變量關(guān)系預測

設(shè)蔬菜收入Y為因變量，其余影響因素均設(shè)為自變量x1、x2…x9，并且自變量與因變量之間為線性關(guān)系時，則多元線性回歸模型為：

在對上述數(shù)據(jù)進行標準化后，使用SPSS軟件對上述模型進行回歸，全部變量進入模型的回歸結(jié)果見表7。

表7 線性回歸模型參數(shù)估計結(jié)果

通過模型回歸得到該模型的回歸系數(shù)R2=89.31%，調(diào)整后的R2=79.76%，回歸效果顯著。由表7可知，總共有七個變量在模型中效果顯著，分別是：常量、年齡（極顯著正向關(guān)系）、勞動力價格（顯著正向關(guān)系）、家庭人均收入（極顯著正向關(guān)系）、物質(zhì)投入（極顯著正向關(guān)系）、有務(wù)工收入（極顯著負向關(guān)系）、蔬菜面積（極顯著正向關(guān)系）。

家庭人均收入的極顯著正向關(guān)系說明：一是家庭收入越多其資金的豐裕度越高，那么蔬菜的投入就越高，蔬菜的收益就越高；二是當?shù)卮蟛糠植宿r(nóng)的主要收入就是蔬菜種植，因此二者成正向關(guān)系也是必然的。

物質(zhì)投入的極顯著負向關(guān)系說明，蔬菜種植是一項高投入高產(chǎn)出的產(chǎn)業(yè)，這和前文的數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析是相符的。

有務(wù)工收入與蔬菜呈極顯著負向關(guān)系，本文認為可以將其視為家庭是否兼業(yè)的一個現(xiàn)象。由于外出務(wù)工等兼業(yè)現(xiàn)象的存在，一方面占用了蔬菜種植的勞動力；另一方面也會影響該農(nóng)戶種植蔬菜的積極性，以及分散其投入蔬菜種植的時間和精力。

戶主蔬菜種植面積與蔬菜收入呈極顯著正向關(guān)系，這再一次驗證了蔬菜種植所具有的規(guī)模效應。

其中，年齡、勞動力價格的系數(shù)關(guān)系與假設(shè)相悖，原因分析如下：年齡之所以和假設(shè)相悖主要可能是因為前文的統(tǒng)計學分析（主要考慮平均值）結(jié)果的影響。而線性回歸顯示年齡越大蔬菜收入越大則主要可以指向：菜農(nóng)年齡越大，其蔬菜生產(chǎn)經(jīng)驗越豐富，因此收入越高。這也是和當?shù)氐氖卟朔N植方式偏傳統(tǒng)相符合的。

勞動力價格和假設(shè)相悖，本文認為主要是由于當?shù)氐膭趧恿ψ晕夜蛡蚝芷毡?，因此調(diào)查問卷顯示的勞動力價格是農(nóng)戶自有勞動力的價格。相比較其他農(nóng)業(yè)生產(chǎn)而言，在沒有農(nóng)業(yè)以外創(chuàng)收途徑的時候，種植蔬菜收益更高，因此農(nóng)戶勞動力投入到蔬菜生產(chǎn)產(chǎn)生的價值更高，因此勞動力價格就和蔬菜收入呈現(xiàn)正相關(guān)。而同時也有可能和勞動力價格的測算采用的標準（當?shù)剞r(nóng)民從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的勞動力價格）的差異有關(guān)，因此勞動力價格無法準確的反映出其對蔬菜收入的影響。

另外，勞動力人數(shù)的不顯著可能單純的數(shù)量無法說明問題。而是否具有農(nóng)業(yè)補貼的不顯著則可以認為是由于其補貼數(shù)量過低（每戶每年的補貼才幾百元，與其投入和產(chǎn)出相比太少了），而無法在農(nóng)戶蔬菜種植中起到相應作用。

2.2.3 小結(jié)

通過上述兩個模型的回歸分析，可以得到如下結(jié)論：

（1）當?shù)氐氖卟松a(chǎn)存在著規(guī)模效應，蔬菜種植面積越大蔬菜產(chǎn)出越多；同時勞動力投入對蔬菜生產(chǎn)貢獻較大，當?shù)厥卟松a(chǎn)偏重于大量勞動力投入的精耕細作生產(chǎn)方式；肥料對蔬菜生產(chǎn)的的貢獻率非常大，甚至超過了勞動力。廉價的農(nóng)家肥代替昂貴的化肥成為當?shù)厥卟朔柿Φ闹匾度搿?/p>

（2）當?shù)厥卟水a(chǎn)出的貢獻要素主要是勞動力、土地和農(nóng)家肥等相對廉價的生產(chǎn)要素，這可能和兩個原因有關(guān)：一是農(nóng)資（種子、化肥、農(nóng)藥等）價格逐漸提高，使得農(nóng)民采用廉價可獲得資料代替昂貴資料；二是當?shù)氐氖卟松a(chǎn)偏重于傳統(tǒng)的生產(chǎn)方式，對新技術(shù)、新方法的采用較少。

（3）影響蔬菜收益的因素主要有戶主年齡、勞動力價格、蔬菜種植面積、是否有務(wù)工收入、家庭人均收入、物質(zhì)投入。而勞動力人數(shù)、是否具有農(nóng)業(yè)補貼則對蔬菜收益沒有多少影響。蔬菜收益的高低一方面與物質(zhì)資本投入的多少、蔬菜種植面積的大小等生產(chǎn)投入要素有關(guān)，另一方面還與農(nóng)戶家庭的資金擁有量、是否存在兼業(yè)現(xiàn)象等相關(guān)。

3 結(jié)論及政策建議

綜合調(diào)查樣本統(tǒng)計數(shù)據(jù)的比較分析和數(shù)學計量模型回歸分析，本文得出如下結(jié)論：

首先，黃梅市菜農(nóng)的年平均收入（43571.43元）和全國農(nóng)民年平均水平（6000元）比較算是比較高的。蔬菜產(chǎn)業(yè)在當?shù)夭宿r(nóng)的收入當中占據(jù)著重要地位，農(nóng)戶家庭收入的一半甚至更大比重都來自于蔬菜種植。蔬菜年收入的一般水平在20000～0000元之間，但是蔬菜蔬菜純收益為正的只有不到一半的農(nóng)戶（43%）。主要是勞動力成本過高，這和目前勞動力成本的不斷提高有關(guān)。而當?shù)剞r(nóng)戶的勞動力自我雇傭比較普遍，而且蔬菜的現(xiàn)金收益率還是相對較高的（71.88%），因此蔬菜種植依然是當?shù)鼐用裰匾氖杖雭碓础?/p>

其次，當?shù)厥卟松a(chǎn)仍然以小規(guī)模的蔬菜生產(chǎn)為主，種植面積大部分在5畝以下，而且露地生產(chǎn)為主。同時土地面積、勞動力以及農(nóng)家肥是當?shù)厥卟水a(chǎn)出的最重要的生產(chǎn)投入要素，當?shù)氐氖卟松a(chǎn)仍然采取精耕細作（大量勞動力投入）、擴大土地面積、投入大量農(nóng)家肥等較為傳統(tǒng)的生產(chǎn)方式在進行蔬菜種植。要提高當?shù)厥卟松a(chǎn)，可以通過增加種子、化肥、農(nóng)膜以及技術(shù)等要素的產(chǎn)出貢獻來實現(xiàn)。

最后，對蔬菜收入影響較為顯著的因素主要有家庭資金豐裕度（家庭人均收入）、蔬菜種植面積、蔬菜生產(chǎn)的物質(zhì)投入、家庭是否兼業(yè)。同時通過問卷調(diào)查發(fā)現(xiàn)蔬菜生產(chǎn)過程中仍然會出現(xiàn)較多的農(nóng)業(yè)自然災害，菜農(nóng)對蔬菜生產(chǎn)技術(shù)、蔬菜商品化手段、蔬菜銷售渠道等也有較大的需求。蔬菜種植收益的改善不僅需要在投入上進行合理配比，還需要關(guān)注其他社會環(huán)境等的影響。

鑒于此，本文提出如下政策建議：

①加速土地流轉(zhuǎn)，促進蔬菜生產(chǎn)的規(guī)?；a(chǎn)，進一步挖掘土地的生產(chǎn)潛力。

②增加對農(nóng)戶的資金支持力度，比如國家予以一定的政策補貼或者金融機構(gòu)放寬對菜農(nóng)的貸款限制，從而解決蔬菜生產(chǎn)的資金限制，進一步改造蔬菜生產(chǎn)的傳統(tǒng)方式，使蔬菜產(chǎn)業(yè)從傳統(tǒng)的勞動集約型、土地集約型的小農(nóng)生產(chǎn)方式向現(xiàn)代化的技術(shù)和資金密集型產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

③加強推廣蔬菜生產(chǎn)的新方式，比如保護地、大棚和溫室等蔬菜種植方式。

④降低農(nóng)資如種子、化肥、農(nóng)藥等的價格或者給予農(nóng)民一定的財政補貼，并且推廣蔬菜種植的新技術(shù)，從而提高蔬菜生產(chǎn)過程中技術(shù)的貢獻率。

⑤完善農(nóng)業(yè)保險制度，減少蔬菜生產(chǎn)的自然災害損失，同時需要推廣蔬菜產(chǎn)品的商品化處理，構(gòu)建更為順暢和完善的蔬菜銷售渠道和場所。

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