鄧 玲，廖宇施，成建江

（湖南農業(yè)大學經濟學院，湖南 長沙 410128；湖南農業(yè)大學東方科技學院，湖南 長沙 410128）

加快小農戶與現代農業(yè)產業(yè)的有機銜接，是推進我國農業(yè)現代化發(fā)展和實現鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要舉措。小農戶是我國歷史演進過程中不可或缺的農業(yè)生產單位，在促進農村經濟發(fā)展和維護社會穩(wěn)定方面發(fā)揮著重要作用。在我國農業(yè)經營主體中，小農戶數量高達98%；超過90%的農業(yè)從業(yè)人員是小農戶；總耕地面積中70%的土地是由小農戶進行經營。截至2019 年年末，我國耕地面積為12 786.2 萬hm2，農戶數量約2.3 億戶，平均每戶耕地面積約0.556 hm2。當前，受自身條件的制約，小農戶難以形成農業(yè)規(guī)模化經營[1]。因此，紓解小農戶發(fā)展困境，加快融入農業(yè)現代化進程，急需外部力量的引導和推動。

自2013 年中央一號文件提出“家庭農場”這一概念以來，家庭農場的發(fā)展不斷深入、日益壯大。家庭農場是以家庭成員為主要勞動力，以農業(yè)營業(yè)收入為主要收入來源，從事規(guī)?；⒓s化、商品化農業(yè)生產的新型農業(yè)經營主體。家庭農場和小農戶都是現代農業(yè)經營體系的重要組成部分，二者有明顯的差別，也有著天然聯系。第一，小農戶規(guī)模小、抗風險能力弱[2]，無法科學使用土地、施用化肥等導致資源浪費[3]，組織化程度低[4]，難以適應現代化發(fā)展，急需引領和扶持。第二，家庭農場正逐漸成為農產品供給保障的重要主體[5]，存在著對小農戶的土地、勞動力的需求[6]。二者在資源要素交換過程中建立了緊密聯系[7]。第三，在實現鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略過程中，家庭農場承擔著經濟、社會、生態(tài)三大功能[8]和社會使命，在輻射帶動、品牌效應、銷售渠道等方面對小農戶具有帶動作用[9]。但是，現階段家庭農場對小農戶的帶動能力還有待提升[10]。

因此，家庭農場是否愿意帶動小農戶融入現代農業(yè)體系，其帶動意愿受到哪些因素制約，如何破解其制約因素，這些是當前亟待解決的現實問題。筆者通過實證分析家庭農場帶動小農戶發(fā)展的意愿及其影響因素，豐富了家庭農場的相關理論研究，同時對帶動小農戶銜接現代農業(yè)，助推農業(yè)現代化和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施具有重要現實意義。

1 理論分析與研究假設

輻射帶動作用指區(qū)域中心城市依靠自身較強的經濟、科技、文化等資源優(yōu)勢來帶動周邊城市的各方面的發(fā)展，發(fā)揮其帶動能力和綜合影響力[11-12]。在現代農業(yè)經營體系這一情境下，作為市場主體之一的家庭農場，出于滿足自身利益需求的目的，對當地小農戶進行生產引導，在追求自身持續(xù)發(fā)展的同時促進了小農戶的農業(yè)生產現代化水平。家庭農場利用市場實力，通過為小農戶提供農資統一采購、融資擔保、農業(yè)技術培訓、共享良種信息等，滿足自身對當地小農戶的土地流轉、季節(jié)性用工等需求，以實現規(guī)?；洜I；小農戶則通過與家庭農場的合作實現采購成本、融資成本的降低。二者的緊密聯結機制實現了要素資源的互換，符合各自的利益需求，提高了小農戶參與農業(yè)生產的積極性，實現了家庭農場對小農戶的輻射帶動作用。

第一，對潛在利潤的追求刺激家庭農場萌生帶動意愿。出讓一部分利益為當地小農戶提供發(fā)展條件，為的是能與小農戶達成要素互換，實現擴大市場占有率的自身利益。這需要家庭農場負責人具備一定的企業(yè)家才能，才能基于對農業(yè)產業(yè)發(fā)展趨勢，做出對家庭農場與小農戶緊密聯結的利益的正確評估。企業(yè)家才能是企業(yè)家通過對自身和未來市場環(huán)境的判斷而做出決策的能力[13-14]。家庭農場負責人的管理經驗、受教育水平和繼續(xù)教育意愿等個人特征影響企業(yè)家才能[15]。家庭農場負責人在當地從事農業(yè)生產管理的時間越長，和當地小農戶共處的經驗則越多，具備越強的管理協調能力；家庭農場負責人受教育水平和接受繼續(xù)教育的意愿越強，則市場分析能力和判斷能力越強。

第二，對經營收益的滿意度決定家庭農場對小農戶帶動意愿的可持續(xù)性。成本-收益確定了家庭農場的盈利水平。如果家庭農場在與小農戶的聯結機制中獲得的潛在要素收益良好，并對抵補一定帶動成本后的經營利潤感到滿意，則越愿意維護與小農戶的聯結機制?，F有土地規(guī)模、生產設備價值影響家庭農場的產品生產能力，農產品品牌的認知度[16]、網絡等信息化手段的使用情況影響家庭農場的銷售能力，并進一步影響盈利能力。而家庭農場經營中面臨的融資約束程度越強、土地流轉障礙越大，其使用資金、土地的要素成本越高，以及越高的雇工成本都會降低利潤水平，進一步降低帶動意愿。參加農業(yè)保險能分散農業(yè)生產中的風險成本。

第三，外部環(huán)境為家庭農場帶動小農戶發(fā)展提供了政策支持。政府投入體現了對農業(yè)生產的重視程度，影響農業(yè)生產的發(fā)展趨勢[17]。家庭農場對政府支持政策的認可程度越高，越能堅定家庭農場的適度規(guī)模經營之路，越愿意聯結和帶動小農戶發(fā)展。

因此，提出如下假設。

假設1：年齡對家庭農場負責人的帶動意愿具有正向影響，較高的文化水平與接受繼續(xù)教育培訓的意愿程度對家庭農場負責人帶動小農戶發(fā)展的意愿具有正向影響。

假設2：農場經營收益滿意度、品牌效益的認知度、是否連接寬帶、擁有設備的價值以及參加農業(yè)保險對家庭農場負責人帶動意愿具有正向影響，融資約束程度、土地流轉成本、雇工成本對帶動意愿具有負向影響。

假設3：政府支農資金力度、區(qū)域內基礎設施完善度對家庭農場負責人帶動小農戶發(fā)展的意愿具有正向影響。

2 數據來源與研究方法

2.1 數據來源

課題組于2020 年8 月至2021 年10 月，在湖南省長沙市、株洲市、湘潭市、衡陽市、婁底市5 個經濟發(fā)展水平各異的地區(qū)進行調研，通過“實地一對一對話”與“線上一對一指導”相結合的調研方式，對家庭農場的負責人個體特征、農場經營特征和外部環(huán)境等情況進行了深度了解。共發(fā)放問卷150 份，收回146 份，136 份完整有效，有效率為90.67%。

2.2 變量選擇

2.2.1 被解釋變量關于家庭農場帶動小農戶發(fā)展“愿意與否”的度量。問卷中對應設計題目是“您是否愿意為小農戶提供以下信息或服務：（1）資金擔保；（2）良種信息與技術指導；（3）農資、農藥統一采購；（4）農產品收購與代加工；（5）農機具租賃與銷售；（6）不愿意”。采用二元賦值法，只要家庭農場提供了任意一種信息或服務，就表示家庭農場具有帶動意愿，賦值為1，否則，賦值為0。

2.2.2 解釋變量選取負責人特征、農場經營特征和外部環(huán)境特征3 個方面共14 個變量探究影響家庭農場帶動小農戶發(fā)展意愿的因素。其中，負責人特征包括年齡、文化程度、是否接受過技術培訓；農場特征包括經營收益、總面積、是否連接寬帶、是否參加保險、融資約束程度、土地流轉難度和雇工成本；外部因素包括政府支農資金力度和區(qū)域基礎設施完善程度。各指標賦值詳見表1。

2.3 模型選擇

被解釋變量為“家庭農場是否愿意帶動小農戶發(fā)展”，肯定類型取值為1，否定類型取值為0，基于此，采用二元選擇Logit 模型。模型中，P代表家庭農場負責人愿意帶動小農戶發(fā)展的概率，取值范圍為[0，1]。P=1 代表家庭農場負責人愿意帶動小農戶發(fā)展，其余為0，P=0 的概率為（1-P）。對比數P/（1-P）取自然對數，即ln[P/(1-P)]，記為Logit（P），其具體公式如下。

式中，a為常數項，參數βk（k=1，2，3，...，i）為回歸系數，Xk（k=1，2，3，...，i）代表影響家庭農場負責人對小農戶帶動意愿的因素，即各個自變量。

3 結果與分析

為確保數據處理和數據分析的科學合理性，采用SPSS 26.0 軟件對影響家庭農場負責人帶動小農戶發(fā)展意愿的14 個變量進行了二元Logit 模型分析，進而確定不同指標的影響方向及程度。

3.1 描述性統計分析

3.1.1 樣本基本特征分析結合調研數據，對所涉及的變量，初步進行了描述性統計分析，如表1 所示。樣本數據顯示，受訪農場負責人最大年齡為58 歲，最小年齡為30 歲，平均年齡為50.6 歲。其中，占比較高的主要分布于47～49 歲和56～58 歲兩個年齡段，分別占比34%和30.7%；學歷為小學及初中的農場負責人占比57.4%，高中及以上學歷占比42.6%。由此看出，受訪家庭農場負責人年齡以中年為主，處于事業(yè)穩(wěn)定發(fā)展階段，且受訪家庭農場負責人學歷集中于中等偏下的水平。除此之外，接受培訓意愿程度、經營收益滿意度、品牌認知度、參加保險意識、融資約束程度、土地流轉成本和難易程度、及政府支農資金力度對家庭農場負責人對小農戶帶動意愿也具有顯著的影響。在受調查的農場負責人中，對接受培訓意愿的均值為0.973，說明絕大部分農場負責人表現出較為強烈的參與意愿；對經營收益滿意度的均值為2.75，說明大部分農場負責人對農場的經濟效益基本滿意，能夠產生盈余；已有自己的品牌或有意加盟、自創(chuàng)品牌的農場占比43.3%；參加農業(yè)保險的農場占比64%，總數不多但超過一半，說明越來越多的農場負責人參保意識提高，這一變化不僅有益于抵抗風險，有利于增強對小農戶的帶動意愿，而且對于家庭農場這一現代化農業(yè)模式的發(fā)展起推動作用；在融資方面，僅有0.7%的受訪者認為融資很容易，高達82.7%的受訪者認為融資難度較大甚至非常困難，其融資渠道主要是向親戚朋友借貸，其次是向商業(yè)銀行借款，切實受到政府支農資金幫助的農場較少，認為政府支農資金力度大、能起作用的農場負責人僅占受訪者數量的10.7%；此外，68%的受訪者認為土地流轉的難度很大，主要原因是流轉成本過高?？傮w而言，家庭農場負責人對周圍小農戶的帶動意愿較強烈，有77.3%的農場負責人愿意帶動小農戶發(fā)展，這一現象與鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略要求相契合。

3.1.2 變量相關性分析相關性結果如表2 所示?？傮w而言，個體類特征因素中年齡對帶動意愿存在正相關（R=0.421，P＜0.01）；文化程度對帶動意愿存在正相關（R=0.532，P＜0.01）；是否愿意接受培訓對帶動意愿存在正相關（R=0.047，P＜0.01）；家庭類特征因素中經濟效益滿意度對帶動意愿存在正相關（R=0.246，P＜0.01）；農產品有無品牌對帶動意愿存在正相關（R=0.334，P＜0.01）；是否參加保險對帶動意愿存在正相關（R=0.490，P＜0.01）；流轉土地難度對帶動意愿存在負相關（R=-0.218，P＜0.01）；雇工成本對帶動意愿存在負相關（R=-0.472，P＜0.01）；融資約束程度對帶動意愿存在負相關（R=-0.290，P＜0.01）；外部類特征因素中政府支農資金力度對帶動意愿存在正相關（R=0.166，P＜0.05），初步驗證了原假設模型。

表2 變量描述與相關矩陣

3.2 家庭農場負責人帶動意愿影響因素實證分析

3.2.1 Logit回歸模型診斷 一般認為方差膨脹因子（VIF）以10 為界，如果VIF 超過10 則說明多重共線性嚴重，運用SPSS 26.0 進行多重共線性診斷的結果顯示VIF 值均小于10，其中VIF 最大值為2.103，遠小于界值10，因此，可以認定變量之間不存在嚴重多重共線性。同時，對樣本數據采用系統中Method 默認方法，剔除不顯著變量后進行多次疊加回歸分析。最終模型的估計結果如表3 所示。其中，擬合優(yōu)度為0.606，R2為0.922，模型擬合的卡方為0.881，P為0.998 ＞0.05，結果顯示不顯著，說明整體回歸模型的適配度良好。最后整體預測準確概率為98%，說明回歸方程擬合優(yōu)度良好，回歸結果具有較強的可信度。

表3 Logit 回歸模型估計結果

3.2.2 Logit回歸模型估計結果 以表2 分析結果為依據，進一步從家庭農場負責人、農場組織特征及外部社會環(huán)境三方面對影響家庭農場負責人帶動意愿的因素進行分析。

（1）負責人特征因素主要考慮年齡和文化程度。其中，“年齡”變量系數和“文化程度”變量系數均為正值，且均為1%水平顯著，可見，年齡對家庭農場負責人帶動意愿具有極顯著正向影響，年齡越大，鄰里互助的思想覺悟更高，帶動周邊小農戶發(fā)展的意愿更強。“文化程度”包括目前文化水平以及接受繼續(xù)教育培訓兩方面，該變量對家庭農場負責人帶動意愿具有極顯著正向影響，說明受教育程度越高的農場負責人越容易接受新事物和新思想，對新的宏觀環(huán)境把握更準確，對相關政策了解更透徹，愿意在推動自身發(fā)展的同時帶動小農戶的發(fā)展，促進共同富裕，助力農業(yè)現代化改造。

（2）農場經營特征主要考慮家庭主要成員對接受培訓意愿程度、經營收益滿意度、品牌效益的認知度、是否參加保險、融資約束程度、流轉土地難度及雇工成本高低的主觀評價，對農場負責人帶動意愿起到重要驅動作用。其中，“接受培訓意愿程度”系數為正值，1%水平顯著，對農場負責人的帶動意愿有著極顯著的正向影響，說明接受繼續(xù)教育的意愿程度高的農場負責人更愿意分享自身經驗，帶動小農戶的發(fā)展；“對經營收益的滿意效度”系數為正值，1%水平顯著，對農場負責人的帶動意愿有著極顯著的正向影響，說明對經濟效度越滿意的家庭農場更有擴大生產規(guī)模的意愿，更愿意帶動周圍農戶的發(fā)展，為自身發(fā)展的擴展減少阻力；“是否參加保險”系數為正值，5%水平顯著，對農場負責人的帶動意愿具有顯著正向影響，數據分析結果顯示農業(yè)保險參保率達到64%，說明如今家庭農場負責人對購買農業(yè)保險的意識較強；“品牌效益的認知度”變量系數為正值，1%水平顯著，擁有品牌或具有較強品牌意識的家庭農場往往愿意凝聚周邊的小農戶做大做強，即農場負責人對其他農戶的帶動意愿的驅動力越強?！叭谫Y約束程度”變量系數和“流轉土地難度”變量系數均為負值，且均為1%水平顯著，高達82.7%的受訪者表示融資難度大，其中，“融資難”對應體現為家庭農場融資能力弱，主要體現在融資渠道少、融資成本高，不利于家庭農場自身的發(fā)展，進而農場負責人帶動周圍小農戶發(fā)展的意愿越?。煌瑫r，緊缺的資金會導致農場負責人手中的流動資金較少，加大土地流轉的難度；“雇工成本”變量系數為負值，1%水平顯著，為方便統計，本研究將工資折合為“元/日”，據統計，日薪主要集中在120～150 元區(qū)間，占受訪農場的44%，其次，支付日薪區(qū)間在151～180 元的家庭農場占比24%，在調研過程中，超過半數的農場負責人認為雇工成本偏高，導致沒有多余的資金幫扶小農戶的發(fā)展，或主觀上不愿幫助。但是，“是否連接寬帶”變量、“設備價值”變量以及“總面積”變量，與帶動意愿無顯著相關性，與原假設不一致。

（3）家庭農場負責人對小農戶的帶動意愿除受農場負責人個人主觀意愿影響和家庭因素驅動影響外，還受到外部社會環(huán)境因素的制約。其中，“政府支農資金力度”變量系數為正值，1%水平顯著，受訪者中，僅有10.7%的農場負責人認為政府支農資金力度的效用大，而政府支農資金也是經營家庭農場資金的一個重要來源，較少的資金，對農場負責人的帶動意愿起到顯著的制約作用。此外，“農業(yè)基礎設施”變量與帶動意愿無顯著相關性，與原假設不一致。

4 結論與建議

采用2020 年至2021 年期間收集到的長株潭等地家庭農場調研數據，基于輻射帶動作用及企業(yè)家才能理論，采用二元選擇Logit 模型，實證分析影響家庭農場負責人帶動小農戶發(fā)展意愿的因素，結果表明，影響農場負責人帶動意愿的因素主要為農場負責人對經濟效益的滿意度，此外，家庭農場負責人的年齡、文化程度、家庭農場的農產品品牌形象、經營效益、農業(yè)保險參與度和政府支農資金力度等因素正向影響其帶動意愿；而土地流轉障礙、融資約束、雇工成本提高等因素則制約其帶動意愿。該研究局限性是數據來源地區(qū)過于集中，類似研究擴展至湖南省其他市、縣地區(qū)是未來進一步的研究方向。

根據上述結論，建議：（1）為提高農場負責人經濟滿意度，最直接的行為應是增加農場負責人的收入。僅通過政府減免農業(yè)稅以及提供農業(yè)補貼難以達到目的，還應建立完備的金融體系，改善“融資難”的局面。農業(yè)受自然災害影響大，應該加大政策保險覆蓋度，同時，還可以鼓勵商業(yè)保險在農業(yè)方面的發(fā)展，幫助農業(yè)生產者平抑風險，減少虧損，實現家庭農場經濟效益實現最大化。（2）完善促進企業(yè)家才能發(fā)揮的政策體系。家庭農場負責人的管理經驗、受教育水平和繼續(xù)教育意愿等個人特征影響企業(yè)家才能，而企業(yè)家才能對帶動意愿具有正向影響。因此，需要通過政府引導，加強培訓，提高農場負責人自身綜合素質，提升農場負責人對小農戶正向的帶動意愿。（3）政府應把握家庭農場與小農戶發(fā)展的趨勢，搭建良好的綜合信息服務平臺，提供季節(jié)用工、土地流轉、農業(yè)技術培訓、農資購銷服務等信息，解決家庭農場發(fā)展中存在的土地流轉、季節(jié)性用工困難等問題，提升家庭農場的輻射帶動能力。