王留鑫，洪名勇

（1.西北大學(xué)a.經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院；b.中國(guó)西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究中心，西安 710127；2.貴州大學(xué) 管理學(xué)院，貴陽 550025）

0 引言

分工能夠顯著提高勞動(dòng)生產(chǎn)率基本成為學(xué)界的共識(shí)，農(nóng)業(yè)一度因?yàn)槠渖a(chǎn)特性而使農(nóng)業(yè)分工的發(fā)展受到局限。但隨著農(nóng)業(yè)技術(shù)的進(jìn)步、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)市場(chǎng)環(huán)境的發(fā)展、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)組織形式的演變，農(nóng)業(yè)的專業(yè)化分工也逐漸發(fā)展起來，依托農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)的各種分工形式，出現(xiàn)了各種專業(yè)化的分工主體，這對(duì)于農(nóng)業(yè)增效、農(nóng)民增收有著極大的影響。為此，本文先是進(jìn)行農(nóng)業(yè)分工程度的測(cè)算，進(jìn)而定量分析農(nóng)業(yè)分工的發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入的影響效應(yīng)。

1 農(nóng)業(yè)分工的演進(jìn)和增收作用

既有研究已經(jīng)逐漸認(rèn)識(shí)到中國(guó)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的驅(qū)動(dòng)力量在于提高農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)民的分工水平[1]。并且農(nóng)業(yè)生產(chǎn)各階段的市場(chǎng)化交換日益頻繁，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)的中間環(huán)節(jié)越來越多，迂回生產(chǎn)鏈條越來越長(zhǎng)，提供農(nóng)業(yè)生產(chǎn)社會(huì)化服務(wù)的中間組織也不斷延伸農(nóng)業(yè)生產(chǎn)鏈條[2]，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)的外包[3]，完善農(nóng)業(yè)的分工體系。從農(nóng)業(yè)分工發(fā)展的現(xiàn)實(shí)考察及理論分析來看，農(nóng)業(yè)分工的發(fā)展主要取決于內(nèi)生交易費(fèi)用和外生交易費(fèi)用的大小[4]，因?yàn)檗r(nóng)業(yè)分工可以節(jié)省內(nèi)生交易費(fèi)用[5]，有效提高生產(chǎn)效率[6]，而且農(nóng)業(yè)技術(shù)、機(jī)械的應(yīng)用和農(nóng)業(yè)信息化改變了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)格局，對(duì)于外生交易費(fèi)用的增加起到抑制作用，同時(shí)，地權(quán)細(xì)分和合約治理的完善不斷深化農(nóng)業(yè)分工[7]。而且隨著農(nóng)業(yè)分工的深化，又推動(dòng)市場(chǎng)中介組織的發(fā)展，進(jìn)而擴(kuò)展了交易網(wǎng)絡(luò)，形成規(guī)模報(bào)酬遞增，降低交易成本，反過來，市場(chǎng)中介組織通過降低交易費(fèi)用又能形成有利的分工生成環(huán)境，加速創(chuàng)新，從而促進(jìn)農(nóng)業(yè)分工的演進(jìn)[8]。農(nóng)業(yè)分工的發(fā)展也可推動(dòng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集群的實(shí)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集群的發(fā)展和升級(jí)也能促進(jìn)分工的細(xì)化[9]。

從對(duì)農(nóng)業(yè)分工的定量研究來看，一是用商品化程度和貿(mào)易依存度來度量中國(guó)農(nóng)村的分工水平[10]，但這種度量是對(duì)農(nóng)村所存在的各行業(yè)間的分工水平進(jìn)行的度量，而沒有度量農(nóng)業(yè)內(nèi)部的分工水平?；蛘邇H在借鑒楊小凱計(jì)算方法的基礎(chǔ)上列出了農(nóng)業(yè)分工程度的指標(biāo)測(cè)算公式，但并未進(jìn)行實(shí)際的計(jì)算[11]。二是根據(jù)分工增加迂回生產(chǎn)程度的思想分別從物質(zhì)資本迂回、人力資本迂回、專業(yè)組織推進(jìn)、內(nèi)部結(jié)構(gòu)調(diào)整和外部勞力流轉(zhuǎn)等五個(gè)方面建立指標(biāo)，測(cè)算我國(guó)農(nóng)業(yè)分工演進(jìn)綜合指數(shù)，但這種計(jì)算方法在無量綱化的處理上，方法簡(jiǎn)單，而且選取的指標(biāo)種類較少，且僅是橫截面指標(biāo)，解釋力顯得不足[12]。

從農(nóng)業(yè)分工與農(nóng)民增收相互關(guān)系的定量實(shí)證分析的角度來看，一是通過對(duì)農(nóng)業(yè)專業(yè)化分工與農(nóng)民收入之間的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)的專業(yè)化分工能有效促進(jìn)農(nóng)民收入的增加[13]。二是運(yùn)用SBM-DEA模型和空間計(jì)量分析方法實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)分工和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)分工對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提升有顯著影響[14]。

既有文獻(xiàn)已較為全面地就農(nóng)業(yè)分工的生成和深化機(jī)制以及其對(duì)“三農(nóng)”問題的影響進(jìn)行了探討，但發(fā)現(xiàn)對(duì)于農(nóng)業(yè)分工的理論定性研究多、計(jì)量實(shí)證分析少，而且理論研究以純理性的探討或案例的剖析為主。同時(shí)，計(jì)量實(shí)證分析上，一是沒有詳細(xì)測(cè)算我國(guó)歷年農(nóng)業(yè)分工的程度，要么僅是提出了分工的計(jì)算公式，要么計(jì)量分析范疇不同，要么計(jì)算偏簡(jiǎn)單。二是很少有從實(shí)證角度研究農(nóng)業(yè)分工對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響研究，僅可查到的一篇農(nóng)業(yè)分工與農(nóng)民收入增長(zhǎng)的實(shí)證研究是從農(nóng)戶微觀數(shù)據(jù)調(diào)查采用Probit模型進(jìn)行研究，而并沒有測(cè)算農(nóng)業(yè)分工程度，為此，本文構(gòu)建農(nóng)業(yè)分工指數(shù)體系，利用主成分分析方法進(jìn)行歷年中國(guó)農(nóng)業(yè)分工指數(shù)的測(cè)算，并通過最小二乘法和誤差修正實(shí)證分析農(nóng)業(yè)分工與農(nóng)民增收的關(guān)系。

2 多維度農(nóng)業(yè)分工指標(biāo)變量解析

2.1 指標(biāo)界定

農(nóng)業(yè)分工指標(biāo)從農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)迂回程度和農(nóng)業(yè)市場(chǎng)化程度三個(gè)維度展開，其中共有9個(gè)指標(biāo)（見表1）。從農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度來看，農(nóng)業(yè)的分工需要從工業(yè)（尤其是機(jī)械動(dòng)力）上引進(jìn)，因?yàn)楣I(yè)的發(fā)展能吸引農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移，而且工業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)業(yè)機(jī)械能為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)提供動(dòng)力，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的機(jī)械化、標(biāo)準(zhǔn)化作業(yè)，因此工業(yè)的發(fā)展也能促進(jìn)農(nóng)業(yè)分工發(fā)展。從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)迂回程度來看，依據(jù)楊格（1928）[15]“分工一般取決于分工”的思想，分工提高迂回生產(chǎn)程度。從農(nóng)業(yè)市場(chǎng)化程度來看，因?yàn)榉止な苁袌?chǎng)范圍的限制，農(nóng)業(yè)市場(chǎng)化程度越高，農(nóng)業(yè)分工水平也就越高。

表1 農(nóng)業(yè)分工指數(shù)之指標(biāo)分類

（1）農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人數(shù)占比（X1）。農(nóng)業(yè)分工從一定程度說是人們從事職業(yè)行業(yè)的分類，因此選取農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人數(shù)占鄉(xiāng)村從業(yè)總?cè)藬?shù)的比重以代表從事農(nóng)業(yè)者與其他行業(yè)職業(yè)從事者的分工。按傳統(tǒng)小農(nóng)經(jīng)濟(jì)，太多的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力固守在土地上，人多地少，農(nóng)業(yè)分工的水平就低，相反，農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人數(shù)占比較小，農(nóng)業(yè)分工水平就高。

（2）大型農(nóng)機(jī)具擁有量占比（X2）。農(nóng)業(yè)需要從工業(yè)中引進(jìn)分工[16，17]，因此選取大型農(nóng)機(jī)擁有量占比來表示，大型農(nóng)機(jī)擁有量越大，從工業(yè)中引進(jìn)的的分工越多，農(nóng)業(yè)的分工水平也就越大。農(nóng)村居民家庭擁有大中型拖拉機(jī)數(shù)量（X3）、小型和手扶拖拉機(jī)數(shù)量（X4）同大型農(nóng)機(jī)具擁有量占比（X2）選取意義相同，以便更全面衡量農(nóng)業(yè)從工業(yè)中引進(jìn)的分工，以及機(jī)械力對(duì)人力和蓄力的替代。

（3）家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)支出占比（X5）。農(nóng)業(yè)分工水平越高，農(nóng)民購(gòu)買農(nóng)業(yè)服務(wù)或投入品就越多，體現(xiàn)在支出上就是農(nóng)業(yè)家庭經(jīng)營(yíng)支出越大，家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)支出占比等于家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)支出除以家庭經(jīng)營(yíng)費(fèi)用支出。

（4）農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)性收入占比（X6）。這一指標(biāo)與農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人數(shù)（X1）占比相對(duì)應(yīng)，當(dāng)更多的農(nóng)民從事農(nóng)業(yè)之外的生產(chǎn)活動(dòng)，得自農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)方面的收入就相對(duì)較少，也間接印證了X1指標(biāo)的變化，并反映出農(nóng)業(yè)分工水平的變化。

（5）農(nóng)業(yè)中間消耗占比（X7）。農(nóng)業(yè)分工水平越高，農(nóng)業(yè)產(chǎn)前、產(chǎn)中、產(chǎn)后各環(huán)節(jié)的市場(chǎng)交換必然發(fā)生，中間環(huán)節(jié)必然增加，這無形中就增加了中間消耗，由此，選取農(nóng)業(yè)中間消耗占比來表示，它等于農(nóng)業(yè)中間消耗除以農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值。

（6）人均糧食消費(fèi)量占比（X8）。傳統(tǒng)小農(nóng)經(jīng)濟(jì)，自給自足、自產(chǎn)自銷，農(nóng)業(yè)的分工水平低。相反，農(nóng)業(yè)的分工水平提高，人均糧食消費(fèi)量占人均糧食產(chǎn)量比重就下降。

（7）每畝主產(chǎn)品出售量占比（X9）。有分工必然伴有交換，農(nóng)業(yè)分工水平提高，農(nóng)產(chǎn)品出售量占產(chǎn)量比重必然上升，所以選取每畝主產(chǎn)品出售量占比來表示，它等于每畝主產(chǎn)品出售量除以每畝主產(chǎn)品產(chǎn)量。

2.2 數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)取自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站數(shù)據(jù)庫(kù)，以及歷年《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，農(nóng)村居民家庭擁有大中型拖拉機(jī)數(shù)量（X3）、農(nóng)村居民家庭擁有小型和手扶拖拉機(jī)數(shù)量（X4）的指標(biāo)數(shù)據(jù)皆直接來自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站數(shù)據(jù)庫(kù)，其余指標(biāo)都是通過相應(yīng)數(shù)據(jù)計(jì)算得來。考慮到數(shù)據(jù)的可得性、連續(xù)性，本文選取的數(shù)據(jù)時(shí)間范圍是1995—2016年。

3 農(nóng)業(yè)分工指數(shù)測(cè)算及回歸分析

3.1 農(nóng)業(yè)分工指數(shù)測(cè)算

因本文選取農(nóng)業(yè)分工指標(biāo)的單位和屬性各不相同，導(dǎo)致數(shù)據(jù)指標(biāo)的不可比，為此，首先采用SPSS19.0軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行無量綱化的標(biāo)準(zhǔn)處理，以使數(shù)據(jù)變得可比和統(tǒng)一，本文無量綱化處理方法選用Z_score方法進(jìn)行。因篇幅限制，無量綱化的標(biāo)準(zhǔn)處理結(jié)果，未列于文中。為避免各原始變量間的多重共線性問題，接下來對(duì)經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化處理后的數(shù)據(jù)變量進(jìn)行主成分分析，通過對(duì)各變量數(shù)據(jù)的降維，把可能存在相關(guān)性的數(shù)據(jù)變量濃縮為一個(gè)新變量，以提取出最有解釋力和說服力的主成分，這些主成分保留了原始變量的大量信息，而又互不相干。主成分根據(jù)計(jì)算出來的方差貢獻(xiàn)率和累積貢獻(xiàn)率來確定，主成分方差貢獻(xiàn)率和累積貢獻(xiàn)率計(jì)算結(jié)果如表2所示。

表2 農(nóng)業(yè)分工方差貢獻(xiàn)率和累積貢獻(xiàn)率分布

從表2主成分分析的計(jì)算結(jié)果看，只有前兩個(gè)主成分的特征根大于1，而且從方差貢獻(xiàn)率和累計(jì)貢獻(xiàn)率來看，主成分1的方差占所有主成分方差的66.437%，而且前兩個(gè)主成分的累計(jì)方差貢獻(xiàn)率達(dá)到82.613%，從此可看出前兩個(gè)主成分已足夠描述農(nóng)業(yè)分工水平。而且前兩個(gè)主成分經(jīng)過方差極大值旋轉(zhuǎn)后的特征值都大于1，另外從碎石圖中各因子的分布來看，可以直接觀察到前面2個(gè)因子位于陡坡上，而后的7個(gè)因子散點(diǎn)則形成了一個(gè)平臺(tái)，也說明選取前兩個(gè)成分因子即可。

進(jìn)而，為計(jì)算歷年農(nóng)業(yè)分工指數(shù)，還必須計(jì)算各主成分在各變量上的載荷權(quán)重，從而得出各主成分的系數(shù)表達(dá)式。表3是主成分系數(shù)矩陣，這些變量說明了各主成分在各變量上的載荷，9個(gè)原始變量也將由這兩個(gè)主成分來替代。

表3 主成分矩陣

由主成分系數(shù)矩陣，可得出各主成分的表達(dá)式：

由這兩個(gè)主成分表達(dá)式可以計(jì)算出對(duì)應(yīng)的主成分?jǐn)?shù)值，然后由這兩個(gè)主成分就可以計(jì)算出農(nóng)業(yè)分工綜合指數(shù)，經(jīng)計(jì)算可看出，農(nóng)業(yè)分工總體趨勢(shì)是隨著時(shí)間而不斷提高的，歷年農(nóng)業(yè)分工指數(shù)的趨勢(shì)圖如圖1所示。

3.2 農(nóng)業(yè)分工與農(nóng)民人均純收入實(shí)證分析

為分析農(nóng)業(yè)分工與農(nóng)民人均純收入間的關(guān)系，現(xiàn)利用上文計(jì)算的1995—2016年農(nóng)業(yè)分工指數(shù)，并從歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》選取對(duì)應(yīng)年份的農(nóng)民人均純收入進(jìn)行回歸分析。為避免變量模型出現(xiàn)“偽回歸”，先運(yùn)用Eviews8對(duì)農(nóng)民人均純收入和農(nóng)業(yè)分工指數(shù)進(jìn)行ADF單位根平穩(wěn)性檢驗(yàn)，為保證數(shù)據(jù)的可量綱化以及OLS回歸分析對(duì)變量的正態(tài)性要求，對(duì)農(nóng)民人均純收入取對(duì)數(shù)進(jìn)行分析。結(jié)果見表4。

表4 各變量ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表4可見，農(nóng)民人均純收入（Lnincome）和農(nóng)業(yè)分工指數(shù)（SDI）的二階差分序列變量，都拒絕了單位根檢驗(yàn)，均在1%顯著水平上平穩(wěn)，因此兩個(gè)變量都是非平穩(wěn)的二階單整序列，即均服從I（2），可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。經(jīng)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，得出兩個(gè)變量間存在協(xié)整關(guān)系的判斷。

由于農(nóng)民人均純收入和農(nóng)民分工指數(shù)都滿足二階單整序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)前提，運(yùn)用E-G兩步法分別對(duì)Lnincome和SDI、SDI和Lnincome進(jìn)行協(xié)整回歸，檢驗(yàn)兩者間是否存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。利用最小二乘法分別估計(jì)以Lnincome和SDI互為因變量和自變量所構(gòu)成的回歸方程，結(jié)果如下：

從式（1）和式（2）來看，兩個(gè)模型擬合較好，但DW值偏小，可能存在自相關(guān)。從T檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)結(jié)果來看，農(nóng)業(yè)分工與農(nóng)民人均純收入的線性關(guān)系顯著。最后，分別對(duì)以上兩式回歸方程的殘差序列Resid（1）、Resid（2）進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表5所示。

表5 殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

由表5可見，兩個(gè)殘差序列的單位根檢驗(yàn)中ADF值均小于在1%、5%和10%顯著水平下的臨界值，殘差項(xiàng)是平穩(wěn)的，說明兩個(gè)變量間存在協(xié)整關(guān)系，由此也可知兩個(gè)變量間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。

為了檢驗(yàn)分析農(nóng)業(yè)分工與農(nóng)民人均純收入間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系是否存在偏離，建立誤差修正模型分析農(nóng)民人均純收入與農(nóng)業(yè)分工的短期影響效應(yīng)，誤差修正模型回歸結(jié)果如下：

從以上兩式來看，兩方程的擬合優(yōu)度很高，模擬效果很好，但方程（3）中各變量的回歸系數(shù)大都不顯著，說明農(nóng)業(yè)分工對(duì)農(nóng)民人均純收入的短期影響效應(yīng)不顯著，故不做分析。從方程（3）來看，農(nóng)業(yè)分工水平提高1%，農(nóng)民人均純收入上升0.019%；從方程（4）來看，農(nóng)民人均純收入上升1%，會(huì)引起農(nóng)業(yè)分工水平上升2.27%，其影響系數(shù)小于長(zhǎng)期協(xié)整回歸中的系數(shù)，說明農(nóng)民人均純收入對(duì)農(nóng)業(yè)分工水平的長(zhǎng)期影響效應(yīng)更顯著。但為了避免“偽回歸”，進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，如表6所示。

表6 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

格蘭杰因果關(guān)系結(jié)果表明，農(nóng)民人均純收入是農(nóng)業(yè)分工變動(dòng)的原因，同時(shí)農(nóng)業(yè)分工也是農(nóng)民人均純收入變動(dòng)的原因，這種現(xiàn)象的一種可能解釋是農(nóng)民收入的增加使得農(nóng)民更有能力購(gòu)買農(nóng)業(yè)機(jī)械以增加農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資，也有能力購(gòu)買農(nóng)業(yè)生產(chǎn)專業(yè)化服務(wù)，建立在彼此比較優(yōu)勢(shì)和機(jī)會(huì)成本基礎(chǔ)之上，使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)由原來家庭內(nèi)部分工向社會(huì)大分工演進(jìn)，增加了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的中間環(huán)節(jié)，推動(dòng)農(nóng)業(yè)分工水平的提高，反之，農(nóng)業(yè)分工水平的提高通過降低交易費(fèi)用、提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率等作用機(jī)制促進(jìn)農(nóng)民人均純收入的增加。由此得出結(jié)論，農(nóng)業(yè)分工與農(nóng)民人均純收入兩者間存在互動(dòng)促進(jìn)作用。

4 結(jié)論及建議

本文通過主成分分析利用1995—2016年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)構(gòu)建指標(biāo)體系，測(cè)算了我國(guó)的農(nóng)業(yè)分工指數(shù)，發(fā)現(xiàn)我國(guó)農(nóng)業(yè)分工水平增長(zhǎng)很快，年均增速38.55%。而且，為分析農(nóng)業(yè)分工與農(nóng)民人均純收入間的關(guān)系進(jìn)行OLS回歸分析并建立誤差修正模型，發(fā)現(xiàn)雖然兩變量間的回歸通過了計(jì)量檢驗(yàn)，擬合優(yōu)度也很好，能夠說明農(nóng)業(yè)分工與農(nóng)民人均純收入間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，同時(shí)為避免“偽回歸”，在格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)中，發(fā)現(xiàn)農(nóng)民人均純收入是農(nóng)業(yè)分工指數(shù)變動(dòng)的原因；反之，同樣成立，即農(nóng)業(yè)分工與農(nóng)民人均純收入兩者間存在互動(dòng)促進(jìn)作用。

針對(duì)以上研究結(jié)論，認(rèn)為實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)分工對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用應(yīng)從提高農(nóng)業(yè)分工水平和降低農(nóng)業(yè)分工產(chǎn)生的交易費(fèi)用兩方面入手：

（1）繼續(xù)實(shí)行農(nóng)機(jī)具購(gòu)置補(bǔ)貼。農(nóng)業(yè)自身特性決定了其自身的分工水平不會(huì)太高，而需要通過從工業(yè)中購(gòu)置農(nóng)業(yè)機(jī)械引進(jìn)分工，繼續(xù)實(shí)行農(nóng)機(jī)具購(gòu)置補(bǔ)貼，提高農(nóng)業(yè)機(jī)械的普及率，實(shí)現(xiàn)機(jī)械對(duì)人力的替代，能減少因人力使用的監(jiān)督成本，也便于標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)。從“分工受制于分工”的角度來說，購(gòu)置農(nóng)業(yè)機(jī)械引進(jìn)分工，可以提高分工水平。

（2）實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)的社會(huì)化服務(wù)體系建設(shè)。農(nóng)業(yè)專業(yè)化與分工兩者相互促進(jìn)，農(nóng)業(yè)分工水平的提高，必然要求農(nóng)業(yè)生產(chǎn)專業(yè)化水平的跟進(jìn)，發(fā)展各種農(nóng)業(yè)專業(yè)化服務(wù)組織，利用專業(yè)化帶來的規(guī)模經(jīng)濟(jì)。市場(chǎng)化服務(wù)與公益服務(wù)相結(jié)合。

（3）發(fā)展農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化可以延伸農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈條，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)迂回程度，以創(chuàng)造更多的附加值，減弱農(nóng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)農(nóng)民收入的不利影響，普惠農(nóng)民。

（4）完善農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)建設(shè)。分工受市場(chǎng)范圍的限制，完善農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)建設(shè)，擴(kuò)充農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)規(guī)模，市場(chǎng)規(guī)模擴(kuò)大可以提升分工水平。發(fā)揮市場(chǎng)的機(jī)制作用，實(shí)現(xiàn)與政府協(xié)調(diào)和市場(chǎng)協(xié)調(diào)相適應(yīng)，消除市場(chǎng)進(jìn)入壁壘，降低交易費(fèi)用。