張永麗 ，楊紅 ，張 佩

（1.西北師范大學(xué) 精準(zhǔn)扶貧與區(qū)域發(fā)展研究中心，甘肅 蘭州 730070；2.西北師范大學(xué) 商學(xué)院，甘肅 蘭州 730070）

一、引言

市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)與中國(guó)農(nóng)村所取得的每一個(gè)進(jìn)步息息相關(guān)，市場(chǎng)化激發(fā)了農(nóng)民增收、農(nóng)業(yè)發(fā)展和農(nóng)村社會(huì)經(jīng)濟(jì)乃至整個(gè)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)（蔡立雄等，2008；朱舜，2014）。在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略與精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略實(shí)施的關(guān)鍵時(shí)期，尊重市場(chǎng)規(guī)律、按照市場(chǎng)邏輯配置資源是引導(dǎo)農(nóng)戶脫貧致富的有效手段。隨著中國(guó)農(nóng)村市場(chǎng)化改革的持續(xù)深化，農(nóng)戶依靠市場(chǎng)配置資源以獲取最大利益的行為不斷推動(dòng)著農(nóng)村市場(chǎng)化、專業(yè)化程度的提高及分工的深化。但是，由于我國(guó)區(qū)域發(fā)展差距比較大，西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村市場(chǎng)化水平相對(duì)較低，農(nóng)戶整體處于半市場(chǎng)化狀態(tài)，農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為及其效應(yīng)表現(xiàn)出很強(qiáng)的異質(zhì)性。

關(guān)于農(nóng)戶市場(chǎng)行為的研究與探索，國(guó)內(nèi)外學(xué)者已經(jīng)積累了大量的成果。由于國(guó)外農(nóng)戶以家庭式農(nóng)場(chǎng)經(jīng)營(yíng)為主，市場(chǎng)化、專業(yè)化及規(guī)?；潭绕毡檩^高，因此，國(guó)外研究主要依托于理論模型的構(gòu)建。Backer（1965）提出了新農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)行為模型，利用數(shù)學(xué)方法得出農(nóng)戶可以把生產(chǎn)決策同消費(fèi)決策分開(kāi)的結(jié)論；在此基礎(chǔ)上，Barnum＆Squire（1979）和Low（1986）都將“時(shí)間”因素和勞動(dòng)力市場(chǎng)考慮到農(nóng)戶行為模型中，并成為農(nóng)戶市場(chǎng)行為分析的有力工具；后續(xù)大量研究結(jié)合比較靜態(tài)分析和一般均衡分析，將企業(yè)理論、生產(chǎn)理論和消費(fèi)理論等理論融入到農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)學(xué)中。

中國(guó)農(nóng)村正處于市場(chǎng)化改革的進(jìn)程中，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展、剩余勞動(dòng)力流動(dòng)、現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展等全方位的社會(huì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型正在如火如荼地開(kāi)展，在此背景下，國(guó)內(nèi)研究呈現(xiàn)出典型的中國(guó)化特色?？偫ㄟ@些研究，主要集中于三個(gè)方面。一是關(guān)于農(nóng)戶生產(chǎn)要素配置行為的研究。在勞動(dòng)力資源配置方面，農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力資源配置的方式主要包括：專職農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、專職外出務(wù)工、專職個(gè)體生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)和兼業(yè)等（張永麗，2009），且大量研究表明農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力市場(chǎng)參與和城鎮(zhèn)化及農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化、機(jī)械化具有雙向影響（呂煒等，2015；周振等，2016；晏小敏等，2016）；在土地資源配置方面，農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)有利于保障農(nóng)民利益，促進(jìn)農(nóng)民增收（李俊高等，2016；詹王鎮(zhèn)，2016），推動(dòng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化、規(guī)模化（黃鶴群，2015），進(jìn)而提高農(nóng)村市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展（冒佩華等，2015；宋宜農(nóng)，2017）；在農(nóng)戶融資行為方面，許多研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶參與資本市場(chǎng)能夠促進(jìn)收入增長(zhǎng)、縮小收入差距，從而推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)均衡發(fā)展（李雅寧等，2015；馮海紅，2016）；在技術(shù)采納行為方面，學(xué)者們一致認(rèn)為農(nóng)業(yè)科學(xué)技術(shù)的應(yīng)用是實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶增收、農(nóng)業(yè)增效的重要途徑（黃俊，2006；周波等，2011；劉玉春等，2016；楊義武等，2016）。二是關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品銷售行為的研究。齊文娥等（2009）和烏云花等（2009）結(jié)合不同的農(nóng)村社會(huì)調(diào)查資料，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶仍然選擇小商販或批發(fā)商等上門收購(gòu)的傳統(tǒng)渠道來(lái)出售農(nóng)產(chǎn)品。在此，交易成本對(duì)農(nóng)產(chǎn)品銷售行為的影響近年來(lái)備受學(xué)者青睞，屈小博等（2007）和黃祖輝等（2008）將交易成本分成三類：信息成本、談判成本和執(zhí)行成本，侯建昀等（2014）進(jìn)一步指出農(nóng)戶通過(guò)比較需要付出的交易成本和心理預(yù)期的大小，選擇自給自足還是參與市場(chǎng)。三是關(guān)于專業(yè)化經(jīng)濟(jì)組織參與行為的研究，學(xué)界一致認(rèn)為參與專業(yè)化經(jīng)濟(jì)組織是農(nóng)戶降低交易成本，增加收入的有效途徑。張永麗（2005）認(rèn)為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)組織能夠降低市場(chǎng)交易成本的原因在于臨時(shí)性且規(guī)模小的傳統(tǒng)市場(chǎng)交易方式被一系列或強(qiáng)或弱的長(zhǎng)期契約關(guān)系所取代，而農(nóng)產(chǎn)品交易規(guī)模越大，交易成本被農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)組織降低的成效越明顯（徐旭初，2005）。溫濤等（2015）提出農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)組織通過(guò)促進(jìn)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)分工來(lái)推進(jìn)農(nóng)業(yè)專業(yè)化，最終達(dá)到農(nóng)業(yè)增效、農(nóng)民增產(chǎn)的目標(biāo)。

已有文獻(xiàn)中，農(nóng)戶在生產(chǎn)、交換、分配和消費(fèi)環(huán)節(jié)中的市場(chǎng)行為一直受到學(xué)者們的廣泛關(guān)注，但由于農(nóng)戶市場(chǎng)行為作為一種復(fù)雜的社會(huì)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，涉及層面廣，數(shù)據(jù)可獲性差，鮮有學(xué)者對(duì)其進(jìn)行系統(tǒng)的梳理與歸納。張永麗等（2018）將農(nóng)戶市場(chǎng)行為概括為農(nóng)業(yè)領(lǐng)域市場(chǎng)參與和非農(nóng)領(lǐng)域市場(chǎng)參與。但欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村市場(chǎng)化水平整體不高，農(nóng)業(yè)專業(yè)化、規(guī)?；潭鹊停蚨r(nóng)戶市場(chǎng)參與程度較低。就農(nóng)戶參與市場(chǎng)而言，在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域，涉及勞動(dòng)、資本、土地和技術(shù)等要素的市場(chǎng)配置，及農(nóng)產(chǎn)品銷售；在非農(nóng)領(lǐng)域，由于欠發(fā)達(dá)地區(qū)有限的資本、貧瘠的土地和落后的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，非農(nóng)就業(yè)成為農(nóng)戶參與非農(nóng)領(lǐng)域市場(chǎng)的主要方式。

鑒于此，本文將農(nóng)戶市場(chǎng)行為界定為：以市場(chǎng)為導(dǎo)向來(lái)實(shí)現(xiàn)利潤(rùn)最大化的農(nóng)戶，在既定的環(huán)境和資源約束下從事的市場(chǎng)參與行為，并將其劃分為：農(nóng)業(yè)為主的市場(chǎng)參與、非農(nóng)為主的市場(chǎng)參與、兼業(yè)為主的市場(chǎng)參與和自給自足等。其中，農(nóng)業(yè)為主的市場(chǎng)參與指農(nóng)戶從生產(chǎn)到消費(fèi)環(huán)節(jié)主要參與農(nóng)業(yè)領(lǐng)域市場(chǎng)，而未涉足非農(nóng)領(lǐng)域市場(chǎng)，即家庭勞動(dòng)力沒(méi)有從事非農(nóng)就業(yè)；非農(nóng)為主的市場(chǎng)參與指農(nóng)戶依賴于非農(nóng)就業(yè)，所從事的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)僅用于自我消費(fèi)；兼業(yè)為主的市場(chǎng)參與指農(nóng)戶從生產(chǎn)到消費(fèi)環(huán)節(jié)既參與農(nóng)業(yè)領(lǐng)域市場(chǎng)參與，又參與非農(nóng)領(lǐng)域市場(chǎng)；自給自足指農(nóng)戶通過(guò)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)來(lái)滿足自我消費(fèi)。利用甘肅省農(nóng)村社會(huì)調(diào)查資料，本文擬從農(nóng)戶行為理論切入，先探討影響農(nóng)戶選擇不同市場(chǎng)行為的因素；然后，檢驗(yàn)不同市場(chǎng)行為選擇造成的后果。

二、數(shù)據(jù)、模型與變量

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于西北師范大學(xué)精準(zhǔn)扶貧與區(qū)域發(fā)展研究中心于2016年對(duì)甘肅省8個(gè)市區(qū)的14個(gè)建檔立卡村進(jìn)行的農(nóng)村社會(huì)調(diào)查，其中調(diào)查問(wèn)卷涉及的主要內(nèi)容包括村莊市場(chǎng)條件、村莊交易環(huán)境、農(nóng)戶家庭人口信息、農(nóng)戶要素配置情況、農(nóng)戶收支狀況和農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)、非農(nóng)就業(yè)、非農(nóng)經(jīng)營(yíng)等內(nèi)容。

此次農(nóng)村調(diào)研以甘肅省六盤山片區(qū)和秦巴山片區(qū)為主，包括了蘭州市、白銀市、定西市、天水市、平?jīng)鍪?、慶陽(yáng)市、臨夏州、隴南市等8個(gè)市區(qū)的14個(gè)建檔立卡貧困村，調(diào)查村莊絕大多數(shù)處于黃土高原干旱半干旱山區(qū)，自然條件差，基礎(chǔ)設(shè)施薄弱，市場(chǎng)發(fā)展滯后。調(diào)查采用入戶訪談和問(wèn)卷調(diào)查的方式，共收集問(wèn)卷1749份，即樣本農(nóng)戶為1749戶，共計(jì)8319人。

（二）模型設(shè)定

產(chǎn)業(yè)組織理論在具體的研究中，通常依據(jù)“理性人”假設(shè)，從市場(chǎng)集中度、 產(chǎn)品差異化程度和市場(chǎng)進(jìn)入與退出壁壘等方面分析市場(chǎng)結(jié)構(gòu)及市場(chǎng)行為，進(jìn)而根據(jù)利潤(rùn)最大化、效用最大化來(lái)評(píng)價(jià)市場(chǎng)績(jī)效。本研究借鑒產(chǎn)業(yè)組織理論“結(jié)構(gòu)—行為—績(jī)效”分析框架，分析農(nóng)村市場(chǎng)結(jié)構(gòu)特征、農(nóng)戶市場(chǎng)行為及行為績(jī)效。

就欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)戶而言，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對(duì)滯后，自給自足以及半自給自足的生產(chǎn)生活方式，決定了農(nóng)村的原子發(fā)散型市場(chǎng)和買方市場(chǎng)為主的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)。本文擬探究農(nóng)戶市場(chǎng)行為的影響因素及其效應(yīng)，具體為：先探討農(nóng)戶市場(chǎng)行為的影響因素；再對(duì)農(nóng)戶市場(chǎng)行為的效應(yīng)進(jìn)行分析。結(jié)合上文對(duì)農(nóng)戶市場(chǎng)行為的界定及樣本農(nóng)戶市場(chǎng)行為的特征，本文將樣本農(nóng)戶分為：農(nóng)業(yè)為主參與市場(chǎng)的農(nóng)戶、兼業(yè)為主參與市場(chǎng)的農(nóng)戶、非農(nóng)為主參與市場(chǎng)的農(nóng)戶和自給自足的農(nóng)戶等四類。在分析農(nóng)戶市場(chǎng)行為效應(yīng)時(shí)，即分析農(nóng)戶市場(chǎng)行為如何影響農(nóng)戶家庭收入、家庭支出及家庭福利時(shí)，通常存在內(nèi)生性問(wèn)題。由于不可觀測(cè)因素（如農(nóng)戶自身能力、動(dòng)機(jī)等）可能會(huì)影響農(nóng)戶市場(chǎng)行為，進(jìn)而影響農(nóng)戶市場(chǎng)行為效應(yīng)的分析，因此用傳統(tǒng)的OLS模型會(huì)使不可觀測(cè)因素介入到農(nóng)戶市場(chǎng)行為的影響因素中，從而產(chǎn)生有偏誤的估計(jì)。

針對(duì)上述問(wèn)題，為獲取一致性估計(jì)，最常用的方法是Heckman兩階段模型（1978）。理論上，Heckman兩階段模型第一步中的二項(xiàng)選擇能夠被拓展到多項(xiàng)選擇中，但實(shí)際上，對(duì)處理多項(xiàng)選擇中的內(nèi)生性問(wèn)題的研究較少。因此，本研究借鑒Mengwen Wu等（2013）的方法，構(gòu)建了一個(gè)擴(kuò)展的Heckman兩階段模型。

在第一階段，研究農(nóng)戶市場(chǎng)行為的影響因素，即農(nóng)戶選擇不同市場(chǎng)行為的概率大小。選擇的模型為多元Logit回歸模型，農(nóng)戶選擇第j種市場(chǎng)行為的概率可以用下式表示：

在上面的公式中，i表示第i個(gè)農(nóng)戶，j表示農(nóng)戶市場(chǎng)行為的類型，n表示樣本總量，xi代表影響農(nóng)戶市場(chǎng)行為的各個(gè)控制變量。

在第二階段，首先，依據(jù)第一階段的回歸模型，計(jì)算出逆米爾斯比率（Inverse Mills Ratios），然后把逆米爾斯比率（IMR）引入到第二階段的回歸模型中，用于檢測(cè)農(nóng)戶市場(chǎng)行為的效應(yīng)，其中逆米爾斯比率（IMR）表示影響農(nóng)戶市場(chǎng)行為選擇的不可觀測(cè)因素。

第二階段的回歸模型是多元線性回歸模型，模型表達(dá)式如下：

（三）變量選取及說(shuō)明

在指標(biāo)的選取方面，根據(jù)既有研究成果，結(jié)合樣本農(nóng)戶的實(shí)際狀況，本文設(shè)置了各種可能對(duì)農(nóng)戶市場(chǎng)行為產(chǎn)生影響的變量。

對(duì)解釋變量的分類，有學(xué)者根據(jù)影響因素的效應(yīng)從經(jīng)濟(jì)效應(yīng)與社會(huì)效應(yīng)進(jìn)行劃分，分為經(jīng)濟(jì)因素與社會(huì)因素；也有學(xué)者根據(jù)各個(gè)影響因素的特質(zhì)，分為戶主個(gè)人特征、家庭因素和其他因素等三個(gè)層面。在此，本文采用后者。

從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)（表1）來(lái)看，樣本戶主特征為：以男性為主，戶主平均年齡是48.71歲，已婚比例較高，平均受教育年限是5.88年，健康狀況較好。樣本家庭特征為：家庭平均總?cè)丝谑?.76人，家庭人口年齡中位數(shù)的平均值是36.71，家庭0至14歲人口平均占比15.02%，家庭65歲以上人口平均占比11.47%，家庭學(xué)生人口平均占比22.30%，家庭男性人口平均占比55.53%，家庭患病人數(shù)平均占比20.33%，家庭勞動(dòng)力平均受教育年限是6.61年，大部分勞動(dòng)力具備小學(xué)以上文化水平，此外，家庭平均人均耕地面積2.62畝，加入農(nóng)業(yè)組織機(jī)構(gòu)（如：農(nóng)業(yè)合作社或農(nóng)民協(xié)會(huì)）的農(nóng)戶占樣本總量43.85%，低保戶占26.93%；樣本其他特征為：21.10%的農(nóng)戶有親朋好友在城里工作，家庭年信息費(fèi)用支出為921.82元，家庭到最近集市距離平均為8.02公里。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）農(nóng)戶市場(chǎng)行為影響因素

利用統(tǒng)計(jì)軟件stata14.0，對(duì)所調(diào)查的1749家農(nóng)戶市場(chǎng)行為進(jìn)行了多元邏輯回歸分析。經(jīng)檢驗(yàn)，涉及的各變量間無(wú)高度相關(guān)性，且不存在多重共線性。另外，將自給自足的農(nóng)戶作為對(duì)照組，這樣可以得到3個(gè)Logit模型：

1.戶主個(gè)人特征。①戶主性別是影響農(nóng)戶市場(chǎng)行為選擇的顯著變量，其在三個(gè)回歸模型中的系數(shù)分別為-1.477、-1.624和-1.055，表明欠發(fā)達(dá)地區(qū)戶主是男性的農(nóng)戶參與市場(chǎng)的概率更大。②戶主年齡是影響農(nóng)戶選擇兼業(yè)為主市場(chǎng)參與的顯著因素，但不是影響農(nóng)戶選擇農(nóng)業(yè)為主市場(chǎng)參與和非農(nóng)為主市場(chǎng)參與的顯著因素。原因可能是樣本中戶主平均年齡偏大，因而對(duì)非農(nóng)領(lǐng)域的新事物、知識(shí)和技術(shù)等的接受能力弱，又不愿意放棄長(zhǎng)期從事、且已適應(yīng)并熟練掌握的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技能。③三個(gè)模型中的戶主婚否、戶主受教育年限和戶主健康狀況，統(tǒng)計(jì)上都不顯著，表明其并非影響農(nóng)戶市場(chǎng)行為的主要因素。

2.家庭因素。①家庭總?cè)丝谑怯绊戅r(nóng)戶市場(chǎng)行為的顯著性變量，原因可能在于：其一，農(nóng)戶家庭總?cè)丝谠蕉啵彝趧?dòng)力數(shù)量往往越大，故其參與生產(chǎn)活動(dòng)的渠道與方式也越多樣化；其二，家庭總?cè)丝跀?shù)量越大，家庭負(fù)擔(dān)往往越重，這激勵(lì)了農(nóng)戶選擇效率較高的市場(chǎng)參與方式來(lái)發(fā)揮自身比較優(yōu)勢(shì)。②家庭人口年齡中位數(shù)和家庭0-14歲人口占比均為通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但其系數(shù)特征表明家庭老齡人口、兒童人口越多，農(nóng)戶選擇以農(nóng)業(yè)為主參與市場(chǎng)的可能性越大。③家庭65歲以上人口占比是影響農(nóng)戶市場(chǎng)行為的顯著變量，且回歸系數(shù)在三個(gè)模型中皆為負(fù)值，表明家庭65歲以上人口越多，農(nóng)戶越容易選擇自給自足，這與我國(guó)農(nóng)村老年人口“退而不休”的社會(huì)現(xiàn)實(shí)相符。④家庭學(xué)生人口占比是影響農(nóng)戶選擇非農(nóng)為主市場(chǎng)參與和兼業(yè)為主市場(chǎng)參與的顯著因素，但不是影響農(nóng)戶以農(nóng)業(yè)為主參與市場(chǎng)的顯著因素。原因可能是：在欠發(fā)達(dá)地區(qū)，農(nóng)戶家中的學(xué)生大多都在本村或離家較近的鎮(zhèn)上接受學(xué)前、小學(xué)和初中教育，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)的靈活性正好能夠滿足農(nóng)戶對(duì)這些學(xué)生的看管與監(jiān)護(hù)。⑤ 家庭男性人口占比對(duì)農(nóng)戶市場(chǎng)行為的影響不顯著。但回歸系數(shù)特征在一定程度上表明，家庭男性人口越多，農(nóng)戶參與非農(nóng)領(lǐng)域市場(chǎng)的可能性越大。原因可能是：其一，受“男主外，女主內(nèi)”的傳統(tǒng)觀念影響，農(nóng)村女性往往承擔(dān)著照顧孩子和老人的主要責(zé)任；其二，有些農(nóng)戶依舊持有“重男輕女”的落后思想，這在一定程度上表現(xiàn)為農(nóng)村男性受教育程度高于女性，所以農(nóng)村男性參與市場(chǎng)的門檻相對(duì)較低。⑥家庭患病人數(shù)占比是影響農(nóng)戶選擇非農(nóng)為主市場(chǎng)參與的顯著因素，原因可能在于患病人口通常需要被照顧而牽制其他勞動(dòng)力的生產(chǎn)活動(dòng)，同時(shí)，非農(nóng)領(lǐng)域市場(chǎng)參與在時(shí)間和空間上要求較嚴(yán)格。⑦家庭勞動(dòng)力平均受教育年限是影響農(nóng)戶選擇兼業(yè)為主市場(chǎng)參與和非農(nóng)為主市場(chǎng)參與的顯著因素。這可能是因?yàn)榉寝r(nóng)生產(chǎn)活動(dòng)往往需要較高水平的專業(yè)知識(shí)和技能，而農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力受教育水平的提高能夠幫助其越過(guò)參與非農(nóng)領(lǐng)域市場(chǎng)的門檻。⑧人均耕地面積是影響農(nóng)戶市場(chǎng)行為的顯著性變量，這是因?yàn)橥恋卦谵r(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料中的地位是至高無(wú)上的，它是一切農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)得以施展的核心對(duì)象。農(nóng)戶家庭耕地面積不僅是農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基礎(chǔ)，而且是影響農(nóng)戶農(nóng)業(yè)為主市場(chǎng)參與的重要影響因素。⑨是否加入農(nóng)業(yè)組織機(jī)構(gòu)對(duì)農(nóng)戶市場(chǎng)行為作用不明顯，其原因可能是：在欠發(fā)達(dá)地區(qū)，農(nóng)業(yè)組織機(jī)構(gòu)不健全，沒(méi)有與農(nóng)戶形成利益共同體，無(wú)法發(fā)揮對(duì)應(yīng)的功能，所以很難改善農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體小且弱的狀況。⑩是否為低保戶對(duì)農(nóng)戶選擇兼業(yè)為主市場(chǎng)參與影響顯著，可能的原因是這類農(nóng)戶通常自我發(fā)展能力較差，生產(chǎn)能力弱，通常需要政府、社會(huì)或企業(yè)等組織的幫扶來(lái)參與市場(chǎng)。

3.其他因素。①有無(wú)親朋好友在城里工作不是農(nóng)戶市場(chǎng)行為的顯著影響因素。理論上，城里工作的親朋好友對(duì)農(nóng)戶了解、理解并處理一定市場(chǎng)信息具有幫助作用，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)戶市場(chǎng)參與。原因可能是欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)戶并沒(méi)有充分挖掘、利用這一有利條件。②家庭年度信息費(fèi)用支出是影響農(nóng)戶市場(chǎng)行為的顯著性變量，這可能是因?yàn)檗r(nóng)戶家庭電話費(fèi)、網(wǎng)費(fèi)和流量費(fèi)等信息費(fèi)用支出，既可以協(xié)助農(nóng)戶獲取一定的市場(chǎng)信息，也能夠幫助農(nóng)戶習(xí)得參與市場(chǎng)所欠缺的知識(shí)和技能，進(jìn)而提高農(nóng)戶的市場(chǎng)參與程度。③距離最近集市路程是農(nóng)戶從事兼業(yè)為主市場(chǎng)參與的顯著影響因素。一方面，距離最近集市路程越遠(yuǎn)，信息越閉塞，從而對(duì)市場(chǎng)信息的獲取難度越大；另一面，距離最近集市路程越遠(yuǎn)，農(nóng)戶參與集市交易所需支付的交通費(fèi)用、時(shí)間成本和精力耗費(fèi)等交易成本越大，因此，農(nóng)戶距離最近集市路程越大，農(nóng)戶參與市場(chǎng)的可能性越小。

綜上可知，在戶主個(gè)人特征分析結(jié)果中，戶主的性別、年齡對(duì)農(nóng)戶市場(chǎng)行為的影響是非常顯著的，即戶主為男性，則會(huì)更加傾向于門檻較低的兼業(yè)，其次為農(nóng)業(yè)、非農(nóng)的市場(chǎng)參與。在對(duì)家庭特征分析中，家庭總?cè)丝凇?5歲以上人口占比、學(xué)生人口占比、患病人數(shù)占比、勞動(dòng)力平均受教育年限、人均耕地面積、是否為低保戶對(duì)農(nóng)戶市場(chǎng)行為的影響也是非常顯著的，即為家庭人口數(shù)越多，學(xué)生占比越高、家庭勞動(dòng)力平均受教育年限越高的農(nóng)戶家庭，越容易選擇兼業(yè)等非農(nóng)生產(chǎn)活動(dòng)，而不是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)。但是家庭65歲以上人口占比、患病人數(shù)占比、人均耕地面積這些因素的值越高以及農(nóng)戶為低保戶的這些家庭越容易選擇農(nóng)業(yè)為主等自給自足的市場(chǎng)參與活動(dòng)。在對(duì)其他因素的特征變量的檢驗(yàn)過(guò)程中，發(fā)現(xiàn)家庭年度信息費(fèi)用支出越高對(duì)三種市場(chǎng)行為選擇影響都是顯著的，距離集市越近的農(nóng)戶會(huì)更容易選擇兼業(yè)為主的市場(chǎng)活動(dòng)。模型估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 農(nóng)戶市場(chǎng)行為的多元邏輯回歸模型

注：（1）*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著；（2）括號(hào)中為標(biāo)準(zhǔn)誤。

（二）農(nóng)戶市場(chǎng)行為效應(yīng)分析

1.農(nóng)戶市場(chǎng)行為的收入效應(yīng)

利用上文探討農(nóng)戶市場(chǎng)行為影響因素過(guò)程中建立的多元Logit模型，計(jì)算出逆米爾斯比率（Inverse Mills Ratios)來(lái)估計(jì)影響農(nóng)戶市場(chǎng)行為的不可觀測(cè)因素，并將其與農(nóng)戶市場(chǎng)行為作為解釋變量代入農(nóng)戶市場(chǎng)行為收入效應(yīng)模型中。其他解釋變量與上文探討農(nóng)戶市場(chǎng)行為影響因素過(guò)程中的解釋變量一致，被解釋變量采用農(nóng)戶家庭人均純收入的對(duì)數(shù)值。

（1）農(nóng)戶市場(chǎng)行為變量。實(shí)證結(jié)果顯示，自給自足、農(nóng)業(yè)為主市場(chǎng)參與和非農(nóng)為主市場(chǎng)參與對(duì)農(nóng)戶收入的影響均通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)。從回歸系數(shù)分別為-1.390、-0.378和0.399可以看出，非農(nóng)為主市場(chǎng)參與對(duì)農(nóng)戶收入具有積極影響；而農(nóng)業(yè)為主市場(chǎng)參與和自給自足對(duì)農(nóng)戶收入具有負(fù)向作用。另外，兼業(yè)為主市場(chǎng)參與對(duì)農(nóng)戶收入作用不明顯。原因可能在于：一方面，樣本農(nóng)戶所在區(qū)域自然條件差，土地邊際生產(chǎn)率低；另一方面，農(nóng)戶市場(chǎng)參與意識(shí)薄弱、能力不足，以及交通、通訊和信息等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)不到位。從而導(dǎo)致市場(chǎng)交易條件落后、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)效率較低。

（2）戶主個(gè)人特征變量。其中，戶主性別在四個(gè)模型中均未通過(guò)10%的顯著性檢驗(yàn)，而戶主年齡、戶主婚姻狀況、戶主受教育年限和戶主健康狀況等多數(shù)通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。表明戶主閱歷、人力資本積累和是否結(jié)婚對(duì)家庭收入作用明顯，也反映出戶主對(duì)農(nóng)戶家庭的重要性。

（3）家庭因素變量。家庭總?cè)丝谧兞吭谀Ｐ?、模型3和模型4中均顯著，且系數(shù)為負(fù)，表明農(nóng)戶家庭總?cè)丝谠蕉?，越不利于農(nóng)戶增收，這主要是因?yàn)榧彝タ側(cè)丝谠蕉嗟霓r(nóng)戶，其撫養(yǎng)和贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)往往較重；家庭人口年齡中位數(shù)對(duì)農(nóng)戶收入影響不顯著，表明家庭人口年齡集中趨勢(shì)與農(nóng)戶收入關(guān)系不大；家庭0-14歲人口占比和家庭65歲以上人口占比對(duì)農(nóng)戶家庭收入作用不強(qiáng)，但系數(shù)的符號(hào)表明農(nóng)戶家庭0-14歲人口對(duì)家庭收入有抑制作用，而家庭65歲以上人口對(duì)家庭收入有一定的正向影響，這主要是因?yàn)檗r(nóng)戶家庭0-14歲人口不僅沒(méi)有收入能力，而且需要被照顧而牽制其他勞動(dòng)力的工作；而農(nóng)村65歲以上人口“退而不休”；家庭學(xué)生人口占比在四個(gè)模型中均通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)為負(fù)值，說(shuō)明農(nóng)戶家庭學(xué)生人口對(duì)家庭收入增收的抑制作用明顯；家庭男性人口占比在模型1和模型2中通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明農(nóng)戶家庭男性對(duì)農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)作用比較大；家庭患病人口占比是影響農(nóng)戶收入的顯著性因素，其系數(shù)為負(fù)，表明農(nóng)戶家庭患病人口越多，農(nóng)戶增收的難度越大；家庭勞動(dòng)力平均受教育年限在四個(gè)模型中均通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)為正，說(shuō)明農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力受教育程度是影響農(nóng)戶增收的關(guān)鍵因素。在家庭其他因素中，農(nóng)戶家庭人均耕地面積在模型2、模型3和模型4中都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，但對(duì)應(yīng)系數(shù)特征說(shuō)明農(nóng)戶家庭人均耕地面積對(duì)農(nóng)戶收入的正向作用不明顯，這主要是因?yàn)闃颖巨r(nóng)戶所在地區(qū)多數(shù)屬于山大溝深、自然條件較差的黃土高原地區(qū)，不利于農(nóng)戶種植高價(jià)值農(nóng)產(chǎn)品，且土地生產(chǎn)率低下；而農(nóng)戶是否加入農(nóng)業(yè)組織機(jī)構(gòu)和是否為低保戶對(duì)農(nóng)戶收入影響均不顯著。

（4）其他因素變量。農(nóng)戶家庭是否有親朋好友在城里工作對(duì)農(nóng)戶收入作用不明顯；而農(nóng)戶家庭年度信息費(fèi)用支出和距離最近集市路程是農(nóng)戶收入的顯著影響因素，皆通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，根據(jù)其系數(shù)符號(hào)可以看出，農(nóng)戶家庭信息費(fèi)用支出對(duì)農(nóng)戶家庭增收有積極的作用，而距離最近集市路程越遠(yuǎn)，越不利于農(nóng)戶家庭收入增長(zhǎng)。

（5）逆米爾斯比率。在模型2、模型3和模型4中均通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)為正，表明影響農(nóng)戶選擇農(nóng)業(yè)為主市場(chǎng)參與、兼業(yè)為主市場(chǎng)參與和非農(nóng)為主市場(chǎng)參與之外的不可觀測(cè)因素對(duì)農(nóng)戶收入有較強(qiáng)的正向作用。

綜上可知，農(nóng)戶的市場(chǎng)行為變量、戶主個(gè)人特征變量中的年齡、婚姻狀況、受教育年限和健康狀況，家庭因素變量中的65歲以上人口數(shù)、男性人口占比、勞動(dòng)力受教育程度，再加上其他因素變量中的農(nóng)戶家庭信息費(fèi)用支出、距集市近等都對(duì)農(nóng)戶增收有積極的作用，通過(guò)逆米爾斯比率發(fā)現(xiàn)對(duì)農(nóng)戶市場(chǎng)行為選擇有顯著影響的不可觀測(cè)因素對(duì)農(nóng)戶收入也有正向影響。回歸具體結(jié)果見(jiàn)表3。

表3 農(nóng)戶市場(chǎng)行為收入效應(yīng)回歸結(jié)果

注：（1）*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著；（2）括號(hào)中為標(biāo)準(zhǔn)誤。

2.農(nóng)戶市場(chǎng)行為的支出效應(yīng)

本部分的被解釋變量采用農(nóng)戶家庭人均消費(fèi)支出的對(duì)數(shù)值，而解釋變量與上文農(nóng)戶市場(chǎng)行為收入效應(yīng)模型中的解釋變量一致。

（1）農(nóng)戶市場(chǎng)行為變量。根據(jù)表4所示的回歸結(jié)果，自給自足和非農(nóng)為主市場(chǎng)參與是農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出的顯著性影響因素，分別通過(guò)了1%和5%的顯著性檢驗(yàn)，而農(nóng)業(yè)為主市場(chǎng)參與和兼業(yè)為主市場(chǎng)參與對(duì)農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出作用不明顯。原因可能是：從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)的農(nóng)戶自給自足程度較高，在衣食住行等基本生活需求方面開(kāi)銷不大，而選擇以兼業(yè)為主參與市場(chǎng)的農(nóng)戶，由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)的繁瑣和遠(yuǎn)距離務(wù)工的不確定性，往往選擇在離家較近的鄉(xiāng)鎮(zhèn)從事非農(nóng)活動(dòng)，故其花銷也相對(duì)較小。

（2）戶主個(gè)人特征變量。實(shí)證結(jié)果顯示，除了戶主婚否是農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出的顯著性影響因素外，戶主性別、戶主年齡、戶主受教育年限和戶主健康狀況等均對(duì)農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出影響不大。這可能是因?yàn)閼糁饕鸦榈霓r(nóng)戶家庭結(jié)構(gòu)更完整，日常生活需求的層面較多，故其日常生活開(kāi)支也較大。

（3）家庭因素變量。家庭總?cè)丝趯?duì)農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出具有顯著影響，其在四個(gè)模型中均通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，但根據(jù)對(duì)應(yīng)系數(shù)的符號(hào)可以看出，農(nóng)戶家庭人均消費(fèi)支出隨著農(nóng)戶家庭總?cè)丝诘脑黾佣陆?，這可能是因?yàn)榍钒l(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出主要用于家庭重大項(xiàng)目上，并非日常消費(fèi)，所以隨著農(nóng)戶家庭總?cè)丝诘脑黾?，盡管總消費(fèi)支出增大，但農(nóng)戶家庭人均消費(fèi)支出卻在下降；農(nóng)戶家庭人口年齡中位數(shù)對(duì)農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出影響不明顯；家庭0-14歲人口占比對(duì)農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出具有顯著的負(fù)向影響，表明隨著家庭0-14歲人口的增加，農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出反而減少，因?yàn)榍钒l(fā)達(dá)地區(qū)落后的市場(chǎng)條件使得未成年人口在衣、食和娛樂(lè)等方面的花銷較城市同齡人口少很多，而且絕大多數(shù)身康體健、正在接受義務(wù)教育，故對(duì)家庭消費(fèi)支出影響不大；家庭65歲人口對(duì)農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出作用不明顯，這可能是因?yàn)檗r(nóng)村年長(zhǎng)者通常具有勤儉節(jié)約的優(yōu)秀習(xí)慣，而且“退而不休”的傳統(tǒng)往往可以保障其自給自足；家庭學(xué)生人口占比是農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出的顯著性影響因素，在四個(gè)模型中均通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，且其系數(shù)為正，表明家庭學(xué)生人口是農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出的中堅(jiān)力量，特別是農(nóng)戶家庭有高中或以上學(xué)歷的學(xué)生，其高額學(xué)費(fèi)和生活費(fèi)通常占據(jù)著農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出的絕大份額，而且欠發(fā)達(dá)地區(qū)通常存在陪讀現(xiàn)象，因?yàn)楦咧泻痛髮W(xué)學(xué)校通常位于離農(nóng)村較遠(yuǎn)的縣城或省城，為實(shí)現(xiàn)學(xué)生順利、高效完成學(xué)業(yè)，農(nóng)戶往往會(huì)選擇陪讀，這又進(jìn)一步增加了農(nóng)戶家庭開(kāi)支；家庭男性人口占比對(duì)農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出作用不明顯；家庭患病人口占比對(duì)農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出具有顯著正向影響，從其在四個(gè)模型中的系數(shù)分別為0.310、0.340、0.338和0.412可以看出，家庭醫(yī)療費(fèi)用支出是農(nóng)戶家庭開(kāi)支的又一重大部分；家庭勞動(dòng)力受教育年限是農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出的顯著性影響因素，通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，且其系數(shù)為正，原因可能在于農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力受教育年限越長(zhǎng)，參與市場(chǎng)的可能性越大，為此支付的交易費(fèi)用也越多；農(nóng)戶家庭人均耕地面積、是否加入農(nóng)業(yè)組織機(jī)構(gòu)和是否為低保戶等家庭其他因素對(duì)家庭消費(fèi)支出影響不顯著。

（4）其他因素變量。有無(wú)親朋好友在城里務(wù)工對(duì)農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出作用不明顯；家庭年度信息費(fèi)用和距離最近集市路程是農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出的顯著性影響因素，且距離最近集市路程變量在四個(gè)模型中均通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，從其系數(shù)符號(hào)方向可以看出，距離集市距離越遠(yuǎn)，農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出越小，原因可能是距離集市越遠(yuǎn)，農(nóng)戶參與市場(chǎng)的便利性與可能性會(huì)下降，從而市場(chǎng)消費(fèi)支出越少。

（5）逆米爾斯比率。在模型2、模型3和模型4中均通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，且其系數(shù)均為正，表明農(nóng)戶農(nóng)業(yè)為主市場(chǎng)參與、兼業(yè)為主市場(chǎng)參與和非農(nóng)為主市場(chǎng)參與之外的不可觀測(cè)因素對(duì)農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出具有顯著正向影響。

綜上可知，農(nóng)戶的市場(chǎng)行為、戶主個(gè)人特征變量中的婚否，家庭特征變量中的家庭人口總數(shù)、0-14歲人口占比、學(xué)生數(shù)占比、患病人數(shù)占比和家庭勞動(dòng)力受教育年限，加上其他因素中的距集市的距離對(duì)農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出均有顯著性的影響。通過(guò)逆米爾斯比率發(fā)現(xiàn)對(duì)農(nóng)戶市場(chǎng)行為選擇有顯著影響的不可觀測(cè)因素對(duì)農(nóng)戶收入也有顯著的正向影響。回歸具體結(jié)果見(jiàn)表4。

3.農(nóng)戶市場(chǎng)行為的福利效應(yīng)

（1）農(nóng)戶市場(chǎng)行為與家庭食品、健康和教育等支出

隨著農(nóng)村市場(chǎng)化程度和農(nóng)戶收入水平的提高，農(nóng)戶更加注重糧食、肉類和蔬菜等營(yíng)養(yǎng)食品的消費(fèi)，以及健康、知識(shí)和能力等方面的人力資本投資。而食品營(yíng)養(yǎng)、醫(yī)療保健和教育投資等是衡量農(nóng)戶生活現(xiàn)狀和農(nóng)戶福利的重要技術(shù)指標(biāo)，為此本文測(cè)出不同市場(chǎng)行為農(nóng)戶在相應(yīng)方面的支出情況，以期發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶市場(chǎng)行為對(duì)家庭食品、健康和教育等支出的影響。

依據(jù)表5，在食品營(yíng)養(yǎng)支出方面，自給自足的農(nóng)戶、農(nóng)業(yè)為主市場(chǎng)參與的農(nóng)戶、兼業(yè)為主市場(chǎng)參與的農(nóng)戶和非農(nóng)為主市場(chǎng)參與的農(nóng)戶的開(kāi)支依次增加，分別為529.57元1095.00元、1419.42元和2202.97元。在醫(yī)療保健和教育投資方面，自給自足的農(nóng)戶分別以4374.50元和2609.91元處于最低支出水平，而其他市場(chǎng)行為在對(duì)應(yīng)項(xiàng)目的花銷上相差不大。

表5 農(nóng)戶市場(chǎng)行為與家庭食品、健康和教育等支出情況

（2）農(nóng)戶市場(chǎng)行為與家庭資產(chǎn)狀況

為進(jìn)一步探討不同市場(chǎng)行為與農(nóng)戶福利之間的關(guān)系，本文從直接體現(xiàn)農(nóng)戶福利水平高低的家庭住房質(zhì)量和家庭生產(chǎn)、生活條件視角出發(fā)，對(duì)農(nóng)村調(diào)查資料進(jìn)行了匯總處理，結(jié)果見(jiàn)表6。其中，在住房質(zhì)量方面，本文構(gòu)建的指標(biāo)依據(jù)是將磚混結(jié)構(gòu)住房視為住房質(zhì)量良好，把窯洞和土坯住房視為住房質(zhì)量較差；在家庭生產(chǎn)、生活方面，本文從農(nóng)戶家庭是否擁有電視機(jī)、洗衣機(jī)和電冰箱等日用電器和農(nóng)戶機(jī)械，以及是否擁有摩托和小轎車等交通用具方面來(lái)衡量。

表6顯示，在住房質(zhì)量方面，非農(nóng)為主市場(chǎng)參與的農(nóng)戶中，擁有磚混結(jié)構(gòu)住房的農(nóng)戶占比高達(dá)76.88%，而自給自足的農(nóng)戶中，擁有磚混結(jié)構(gòu)住房的農(nóng)戶僅占23.12%。在電器和交通工具擁有情況方面，結(jié)果和住房質(zhì)量方面一致，擁有電器和交通工具的農(nóng)戶在非農(nóng)為主市場(chǎng)參與的農(nóng)戶中占比最大，而在自給自足的農(nóng)戶中占比最小。在農(nóng)用機(jī)械擁有情況方面，擁有農(nóng)用機(jī)械的農(nóng)戶在不同市場(chǎng)行為農(nóng)戶中占比大小依次為：兼業(yè)為主市場(chǎng)參與的農(nóng)戶、農(nóng)業(yè)為主市場(chǎng)參與的農(nóng)戶、非農(nóng)為主市場(chǎng)參與的農(nóng)戶、自給自足的農(nóng)戶。

表6 農(nóng)戶市場(chǎng)行為與家庭資產(chǎn)狀況

（3）農(nóng)戶市場(chǎng)行為與貧困發(fā)生率

本文采用的是西北師范大學(xué)精準(zhǔn)扶貧與區(qū)域發(fā)展研究中心2016年的農(nóng)村社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)，因此貧困農(nóng)戶界定的依據(jù)為家庭人均收入(2015年)小于2800元的農(nóng)戶，非貧困農(nóng)戶界定的依據(jù)為家庭人均年收入(2015年)大于或等于2800元的農(nóng)戶。

根據(jù)表7，占總樣本量最大比例的是選擇非農(nóng)為主市場(chǎng)參與的農(nóng)戶，有865家，占49.46%，其家庭人均純收入為8210.11元，人均消費(fèi)支出3966.87元；選擇兼業(yè)為主市場(chǎng)參與的農(nóng)戶占樣本總量34.65%，其家庭人均純收入是6835.62元，人均消費(fèi)支出是3808.73元；農(nóng)業(yè)為主市場(chǎng)參與的農(nóng)戶僅有167戶，其家庭人均純收入為4978.58元，家庭人均消費(fèi)支出為4214.69元；自給自足的農(nóng)戶僅占樣本總量6.35%，其家庭人均純收入和家庭人均消費(fèi)支出分別為2318.39元和2894.28元，均處于最低水平。

表7 農(nóng)戶市場(chǎng)行為與貧困發(fā)生率

另外，從上表還可以看出，農(nóng)戶家庭人均純收入按非農(nóng)為主市場(chǎng)參與、兼業(yè)為主市場(chǎng)參與、農(nóng)業(yè)為主市場(chǎng)參與和自給自足依次降低，而貧困發(fā)生率卻按此依次升高，其中農(nóng)業(yè)為主市場(chǎng)參與的農(nóng)戶貧困發(fā)生率為35.33%，自給自足的農(nóng)戶貧困發(fā)生率高達(dá)71.17%。由此可以看出，欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)不利于收入增加，反而更容易陷入貧困，這與上文農(nóng)戶市場(chǎng)行為收入效應(yīng)檢驗(yàn)中所得結(jié)論一致。

四、結(jié)論與政策建議

本文利用甘肅省1749個(gè)樣本的調(diào)查數(shù)據(jù)，探究了農(nóng)戶市場(chǎng)行為的影響因素及其效應(yīng)，主要得到以下結(jié)論：第一，欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)戶市場(chǎng)化水平整體較低，且絕大多數(shù)農(nóng)戶選擇以兼業(yè)為主的市場(chǎng)參與；第二，家庭人口結(jié)構(gòu)是影響農(nóng)戶市場(chǎng)行為的核心因素，其次，在欠發(fā)達(dá)地區(qū)交易費(fèi)用是制約農(nóng)戶參與市場(chǎng)的又一重要因素；第三，非農(nóng)為主市場(chǎng)參與對(duì)農(nóng)戶家庭收入具有顯著正向影響，其次兼業(yè)為主市場(chǎng)參與對(duì)農(nóng)戶家庭收入也有較強(qiáng)正向影響，而農(nóng)業(yè)為主市場(chǎng)參與對(duì)農(nóng)戶增收效果較差，進(jìn)而表明從事非農(nóng)活動(dòng)是欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)戶脫貧致富的有效手段；第四，影響農(nóng)戶市場(chǎng)行為的不可觀測(cè)因素對(duì)農(nóng)戶家庭收入和消費(fèi)支出影響顯著。

在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景下，針對(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)小規(guī)模生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的分散農(nóng)戶，如何優(yōu)化其市場(chǎng)行為以適應(yīng)市場(chǎng)環(huán)境，提高生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)效率，進(jìn)而脫貧致富?；谝陨辖Y(jié)論，本文提出以下政策啟示：

第一，統(tǒng)籌規(guī)劃農(nóng)村市場(chǎng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，改善市場(chǎng)交易環(huán)境與條件。農(nóng)村市場(chǎng)基礎(chǔ)設(shè)施是推動(dòng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的有效載體，是實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的重要保障，因此農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)要符合當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)律，并結(jié)合農(nóng)村實(shí)際發(fā)展現(xiàn)狀，特別是配套服務(wù)體系的同時(shí)建設(shè)，滿足各項(xiàng)服務(wù)信息咨詢、交通運(yùn)輸、食宿接待等設(shè)施協(xié)調(diào)發(fā)展。組建功能完善、輻射帶動(dòng)能力強(qiáng)、具備現(xiàn)代化交易手段的多功能市場(chǎng)，有效提高農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

第二，提高農(nóng)戶組織化程度，破除小生產(chǎn)對(duì)接大市場(chǎng)障礙。欠發(fā)達(dá)地區(qū)高度分散化的農(nóng)戶，參與非農(nóng)生產(chǎn)活動(dòng)的機(jī)會(huì)和能力不足，且在交通和通訊相對(duì)落后的條件下，使得其在市場(chǎng)交換中處于劣勢(shì)地位，降低了應(yīng)得收入。因此需在借鑒世界各國(guó)發(fā)展農(nóng)村合作經(jīng)濟(jì)組織成功經(jīng)驗(yàn)的基礎(chǔ)上，通過(guò)合作化、企業(yè)化、股份化等多種形式，構(gòu)建農(nóng)村新型的農(nóng)工商關(guān)系，完善農(nóng)村合作經(jīng)濟(jì)組織體系。同時(shí)，重視政策法規(guī)體系建設(shè)，通過(guò)合作組織基本法指導(dǎo)各類合作社發(fā)展，形成完整配套、上下銜接的農(nóng)村合作組織法律法規(guī)體系。此外，堅(jiān)持對(duì)內(nèi)服務(wù)、對(duì)外協(xié)調(diào)的宗旨，農(nóng)村合作經(jīng)濟(jì)組織應(yīng)為農(nóng)戶提供產(chǎn)前、產(chǎn)中、產(chǎn)后的各種服務(wù)，積極組織農(nóng)民參與市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，提高農(nóng)民進(jìn)入市場(chǎng)的能力。

第三，提高農(nóng)村人口發(fā)展能力，加深農(nóng)村分工專業(yè)化。參與非農(nóng)領(lǐng)域市場(chǎng)是農(nóng)戶脫貧和增收的重要途徑。特別是在自然條件惡劣的欠發(fā)達(dá)地區(qū)，依賴農(nóng)牧業(yè)維持生計(jì)的農(nóng)戶很容易陷入生態(tài)性貧困和地緣性貧困，而非農(nóng)領(lǐng)域市場(chǎng)參與可以有效彌補(bǔ)資源稟賦不足和生存空間的脆弱，因此通過(guò)多途徑獲得收入對(duì)于農(nóng)戶來(lái)說(shuō)顯得尤為重要。可以對(duì)農(nóng)戶進(jìn)行職業(yè)教育或技能培訓(xùn)以提高農(nóng)村人口發(fā)展能力，組織廣覆蓋、多層次、多方式的培訓(xùn)形式對(duì)農(nóng)村青壯年勞動(dòng)力展開(kāi)全面的技能培訓(xùn)。也可以通過(guò)鼓勵(lì)有選擇的建立培訓(xùn)基地和支持民辦技能培訓(xùn)機(jī)構(gòu)的發(fā)展來(lái)促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化生產(chǎn)技術(shù)、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)技能、用人單位所需要的各種技能的學(xué)習(xí)和掌握，實(shí)現(xiàn)一人一技或者一人多藝，達(dá)到多渠道就業(yè)的目的。

第四，優(yōu)化空間結(jié)構(gòu)、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)布局，強(qiáng)化農(nóng)戶市場(chǎng)參與。從空間結(jié)構(gòu)上來(lái)看，建設(shè)中心村莊，推動(dòng)城鎮(zhèn)化，實(shí)現(xiàn)區(qū)域農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，以經(jīng)濟(jì)發(fā)展促進(jìn)區(qū)域發(fā)展，加快欠發(fā)達(dá)地區(qū)工業(yè)化和新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程。充分發(fā)揮勞動(dòng)力流動(dòng)、異地搬遷等政策，鼓勵(lì)農(nóng)戶參與非農(nóng)領(lǐng)域市場(chǎng)，使偏遠(yuǎn)山區(qū)農(nóng)村人口逐步搬離山區(qū)，徹底擺脫自然條件的束縛。從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)上來(lái)看，相比較而言第三產(chǎn)業(yè)對(duì)農(nóng)村人口技能和素質(zhì)要求較低，而且門類廣、行業(yè)多，因此成為農(nóng)戶參與非農(nóng)領(lǐng)域市場(chǎng)的首要選擇。所以在產(chǎn)業(yè)發(fā)展和結(jié)構(gòu)調(diào)整上盡量擺脫一、二產(chǎn)業(yè)占比過(guò)大的不合理態(tài)勢(shì)，而應(yīng)推動(dòng)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展。農(nóng)戶的非農(nóng)市場(chǎng)參與也在一定程度上推動(dòng)了農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的速度，為農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化生產(chǎn)創(chuàng)造了條件，以此推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)和優(yōu)化。