農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)調(diào)整行為的影響因素研究*
——基于貴州省的實(shí)證

田文勇，張會(huì)幈，黃 超，唐淑一，吳秀敏

(1.銅仁學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，貴州銅仁 554300； 2.四川農(nóng)業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，成都 611130；3.四川農(nóng)業(yè)大學(xué)商學(xué)院，成都 611180)

·區(qū)域農(nóng)業(yè)·

農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)調(diào)整行為的影響因素研究*
——基于貴州省的實(shí)證

田文勇1，2，張會(huì)幈1，黃 超2，唐淑一2，吳秀敏3※

(1.銅仁學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，貴州銅仁 554300； 2.四川農(nóng)業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，成都 611130；3.四川農(nóng)業(yè)大學(xué)商學(xué)院，成都 611180)

農(nóng)戶的種植行為直接影響種植結(jié)構(gòu)的合理性，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的推進(jìn)不再單純依靠經(jīng)濟(jì)量的投入，更需要結(jié)合農(nóng)戶的種植行為以實(shí)現(xiàn)種植結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。通過(guò)隨機(jī)抽樣的方式，對(duì)貴州省農(nóng)戶的種植結(jié)構(gòu)調(diào)整行為進(jìn)行了問(wèn)卷調(diào)查，在對(duì)農(nóng)戶理論分析的基礎(chǔ)上，采用二元logistic模型對(duì)影響農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)調(diào)整行為的因素進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果表明，年齡大小、教育年限、其他技能、務(wù)農(nóng)勞力、農(nóng)業(yè)收入、市場(chǎng)價(jià)格、標(biāo)準(zhǔn)與否在5%的水平上顯著，惠農(nóng)政策在1%的水平上顯著，跟隨偏好在10%的水平上顯著。結(jié)合社會(huì)化小農(nóng)的特征，得出以下結(jié)論：(1)年齡大小、務(wù)農(nóng)勞力的多少以及農(nóng)業(yè)收入是否為家庭主要收入對(duì)種植結(jié)構(gòu)調(diào)整影響顯著。(2)文化程度高的農(nóng)戶在種植初期會(huì)選擇收益較高的農(nóng)作物。(3)具有其他技能的農(nóng)戶選擇進(jìn)行種植結(jié)構(gòu)調(diào)整的概率大。(4)市場(chǎng)價(jià)格對(duì)農(nóng)戶的種植選擇有較大影響。(5)惠農(nóng)政策對(duì)農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)調(diào)整的引導(dǎo)作用顯著。(6)標(biāo)準(zhǔn)化程度對(duì)農(nóng)戶的種植結(jié)構(gòu)有較大的規(guī)制作用。(7)農(nóng)戶的種植行為一定程度上受到周圍農(nóng)戶的影響。

農(nóng)戶 種植結(jié)構(gòu)調(diào)整 行為選擇 影響因素

0 引言

種植結(jié)構(gòu)調(diào)整的基本目的在于保證市場(chǎng)供應(yīng)，滿足社會(huì)需求，增值增效，發(fā)揮農(nóng)業(yè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)作用[1]。當(dāng)前，我國(guó)正處在經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的轉(zhuǎn)型期，如何推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化以適應(yīng)工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展顯得尤為重要，伴隨著農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力逐步提升，農(nóng)業(yè)的發(fā)展不再單純依靠經(jīng)濟(jì)量的投入，而更傾向于通過(guò)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不斷優(yōu)化，以實(shí)現(xiàn)整體效益的最優(yōu)。

在探究農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)調(diào)整影響因素的問(wèn)題上，宏觀層面的研究主要集中于政府政策的制定[2-3]、市場(chǎng)需求[4]、資源的合理利用[5]以及農(nóng)作物之間的比較優(yōu)勢(shì)[6]等方面。以農(nóng)戶為被試的微觀方面的研究，主要從農(nóng)戶的市場(chǎng)意識(shí)、自身素質(zhì)、家庭因素等方面分析[7-8]。過(guò)去的研究偏重于定性的分析， 在以農(nóng)戶為視角的微觀角度研究中側(cè)重于意愿分析。文章試圖通過(guò)對(duì)各類影響因素在同一研究框架下進(jìn)行測(cè)度，以農(nóng)戶為視角，檢驗(yàn)不同因素對(duì)農(nóng)戶進(jìn)行種植結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響。因此，該文以貴州省農(nóng)戶為被試，希望研究結(jié)果能夠?qū)υ摰貐^(qū)和其他類似地區(qū)提供一定的借鑒。

1 貴州農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況

貴州是傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)大省，據(jù)貴州農(nóng)業(yè)廳2012年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，全省第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員占總就業(yè)人員的65%，以農(nóng)業(yè)為主的家庭經(jīng)營(yíng)收入占47.3%。

表1 農(nóng)林牧漁業(yè)產(chǎn)值

億元

圖1 農(nóng)林牧漁產(chǎn)值比重資料來(lái)源：《貴州統(tǒng)計(jì)年鑒》2008～2013

在農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值中，種植業(yè)產(chǎn)值呈現(xiàn)穩(wěn)步上升的趨勢(shì)，比重接近60%，農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在近幾年的變動(dòng)不大，但翻看以前的數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)， 2012年種植業(yè)的產(chǎn)值占比為60.2%，比1995年下降了4.8個(gè)百分點(diǎn)，畜牧業(yè)的產(chǎn)值比為29.3%，比1995年下降了0.4個(gè)百分點(diǎn)，但用2011年的數(shù)據(jù)與之對(duì)比則發(fā)現(xiàn)上升了3.5個(gè)百分點(diǎn)，說(shuō)明貴州農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以種植業(yè)為主，畜牧業(yè)的發(fā)展是波動(dòng)上升的。因此，貴州種植業(yè)結(jié)構(gòu)的合理性對(duì)于農(nóng)業(yè)的發(fā)展具有至關(guān)重要的作用(表1、圖1)。

表2 種植業(yè)播種面積 萬(wàn)hm2

年份總播種面積糧食作物占比(%)經(jīng)濟(jì)作物占比(%)其他作物2007446.453282.18463.21119.56426.7844.7052008461.943291.95763.2126.37127.3643.6152009478.069298.47362.43135.26028.2944.3362010488.930303.95062.17141.42928.9343.5512011502.122305.55660.85154.01430.6742.5522012518.286305.42858.93169.45032.6943.408 資料來(lái)源:《貴州統(tǒng)計(jì)年鑒》2008～2013

表2顯示，經(jīng)濟(jì)作物的播種面積逐步的擴(kuò)大， 2012年其播種面積占農(nóng)作物總面積的比重達(dá)到32.69%，糧食作物播種面積占比為58.93%，而在1995年，經(jīng)濟(jì)作物與糧食作物的播種面積占比分別為17.50%和68.11%。說(shuō)明貴州省在種植結(jié)構(gòu)逐步優(yōu)化，但依舊以糧食作物為主的發(fā)展模式。

在主要的經(jīng)濟(jì)作物中，蔬菜占比最高，從2012年的數(shù)據(jù)來(lái)看，蔬菜、油料和煙草分別占到了45.7%、32.3%和14.7%，三者的占比達(dá)到90%以上。在糧食作物的內(nèi)部結(jié)構(gòu)中，以薯類、玉米和稻谷為主，薯類在近幾年的種植中呈現(xiàn)出穩(wěn)步上升的趨勢(shì)，其他作物種植面積變動(dòng)不大。

2 理論分析

長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)，學(xué)術(shù)界對(duì)于農(nóng)戶的定義大多以“生存小農(nóng)”、“階級(jí)小農(nóng)”、“商品小農(nóng)”、“理性小農(nóng)”等經(jīng)典理論來(lái)解釋，而對(duì)于農(nóng)戶的準(zhǔn)確把握是對(duì)他們行為動(dòng)機(jī)研究的重要前提。根據(jù)徐勇、鄧才大[9]為 代表的社會(huì)化小農(nóng)理論，即在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的不斷推進(jìn)下，社會(huì)化程度較高但經(jīng)營(yíng)規(guī)模較小的農(nóng)戶能夠接受市場(chǎng)，但又不同于規(guī)?；⒓s化經(jīng)營(yíng)的農(nóng)場(chǎng)式經(jīng)營(yíng)。在此基礎(chǔ)上，理論認(rèn)為社會(huì)化小農(nóng)的理性與單純追求利潤(rùn)最大化的公司理性是存在區(qū)別的，小農(nóng)的理性是追求貨幣收入的最大化，保證家庭收支的正常運(yùn)轉(zhuǎn)。這樣看來(lái)，農(nóng)戶的個(gè)人特征、家庭特征、風(fēng)險(xiǎn)偏好等內(nèi)在因素對(duì)農(nóng)戶是否進(jìn)行種植結(jié)構(gòu)調(diào)整存在影響，但影響程度可能要弱于以下的外部因素。

(1)市場(chǎng)影響。農(nóng)產(chǎn)品在當(dāng)季的市場(chǎng)價(jià)格對(duì)于農(nóng)戶的種植選擇有極大影響。若農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)格過(guò)低，會(huì)極大的挫傷農(nóng)民的積極性，農(nóng)戶將會(huì)選擇其他農(nóng)作物種植。在對(duì)市場(chǎng)價(jià)格的預(yù)判中，農(nóng)民對(duì)自身經(jīng)驗(yàn)、種植戶之間的交流依賴較大，在交通設(shè)施、信息便捷化的今天，怎樣獲取市場(chǎng)信息，獲取市場(chǎng)信息的便捷程度，以及對(duì)市場(chǎng)信息的提煉等方面對(duì)農(nóng)戶種植行為都有一定的影響。

(2)周邊農(nóng)戶種植行為的影響。在篩選出678戶種植戶的調(diào)查數(shù)據(jù)中，有304戶種植戶表示周邊的農(nóng)戶以及親戚朋友的種植行為對(duì)他們有一定的影響，一旦其他種植戶較先開(kāi)始種植一種農(nóng)作物或者使用一種技術(shù)并因此獲益，其他農(nóng)戶便會(huì)認(rèn)為該作物或技術(shù)能夠?yàn)樽约簬?lái)相當(dāng)?shù)氖找?，于是在這種動(dòng)機(jī)的驅(qū)使下出現(xiàn)跟風(fēng)種植行為。

(3)生產(chǎn)模式影響。受訪地區(qū)部分農(nóng)戶加入了合作社，采取了標(biāo)準(zhǔn)化的經(jīng)營(yíng)方式，部分農(nóng)戶將土地入股，部分農(nóng)戶則采取合同生產(chǎn)的方式。采取不同生產(chǎn)方式的農(nóng)戶在是否進(jìn)行種植結(jié)構(gòu)調(diào)整受到不同因素的影響。例如，采用合同生產(chǎn)的農(nóng)戶，則根據(jù)公司的要求進(jìn)行生產(chǎn)，不受市場(chǎng)價(jià)格變化的影響； 采用標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)的農(nóng)戶，則更關(guān)注市場(chǎng)行情的變化。

(4)國(guó)家政策引導(dǎo)。政策對(duì)農(nóng)戶決策行為有重要的影響。例如實(shí)施的糧食補(bǔ)貼，在增加農(nóng)民收入的同時(shí)能夠以市場(chǎng)為導(dǎo)向，調(diào)整糧食和經(jīng)濟(jì)作物的種植結(jié)構(gòu)，對(duì)農(nóng)戶的種植行為起到積極的引導(dǎo)作用。類似的，養(yǎng)殖業(yè)中對(duì)生豬養(yǎng)殖戶的補(bǔ)貼在價(jià)格波動(dòng)的情況下能夠在一定程度上穩(wěn)定生豬養(yǎng)殖戶的養(yǎng)殖積極性。

3 數(shù)據(jù)分析

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

該研究選擇在貴州山區(qū)種植業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整中形成規(guī)?；?jīng)營(yíng)、區(qū)域化布局的縣市進(jìn)行抽樣調(diào)查，根據(jù)黔東南、黔南、黔西南、黔北、黔東北、貴陽(yáng)區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展特點(diǎn)，各選擇兩個(gè)代表性縣市進(jìn)行實(shí)地問(wèn)卷調(diào)查，每個(gè)縣調(diào)查樣本40份，共調(diào)查800份問(wèn)卷，有效問(wèn)卷為678份，有效率為84.75%。

3.2 樣本特征描述以及分析

表3 務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力

勞動(dòng)力個(gè)數(shù)樣本數(shù)(戶)百分比(%)238456.6120329.93497.20202.94182.7520.3620.3

表4 收入來(lái)源

(1)樣本特征。訪問(wèn)對(duì)象男性有616人，占90.9%； 女性有62人，占9.1%。所有調(diào)查農(nóng)戶種植平均面積是0.31hm2， 0.33hm2以下的有436戶，占64.2%； 0.33～0.67hm2的有159戶，占23.5%； 0.67hm2以上的有83戶，占12.3%，土地集約程度并不明顯，一方面體現(xiàn)了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化程度不高，另一方面也體現(xiàn)了土地流轉(zhuǎn)制度的成果在當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)上并不明顯。受訪者中，文化程度在初中及以下為主，占91.9%，說(shuō)明當(dāng)下種植戶的個(gè)人素質(zhì)較低，對(duì)新事物的接受能力有限。

(2)家庭特征。由于我國(guó)人口眾多，土地細(xì)碎化嚴(yán)重，農(nóng)業(yè)機(jī)械化較低，因此，對(duì)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)更傾向于對(duì)勞動(dòng)量的投入。調(diào)查發(fā)現(xiàn)，對(duì)于務(wù)農(nóng)勞力較多的家庭會(huì)在種植結(jié)構(gòu)中傾向于選擇收益較多，市場(chǎng)需求較大的經(jīng)濟(jì)作物，而務(wù)農(nóng)勞力相對(duì)較少的家庭，則傾向于種植相對(duì)節(jié)省勞動(dòng)量的農(nóng)作物，就調(diào)查樣本來(lái)看，平均的勞動(dòng)力個(gè)數(shù)為2人左右，結(jié)合受訪者的年齡分析，符合當(dāng)前農(nóng)村青壯年外出務(wù)工長(zhǎng)輩經(jīng)營(yíng)土地的情況(表3)。調(diào)查還發(fā)現(xiàn)，在受訪者中主要收入來(lái)源為農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)大致各占了一半(表4)。

(3)種植結(jié)構(gòu)。通過(guò)調(diào)查分析，進(jìn)行了種植結(jié)構(gòu)調(diào)整有165戶，占24.3%； 未調(diào)整的有513戶，占75.7%。所調(diào)查農(nóng)戶全部的種植面積為211.7hm2，主要農(nóng)作物的種植面積為145.6hm2(表5)。

表5 主要農(nóng)作物比例

種植類型面積(hm2)百分比(%)玉米58.340.1水稻40.127.6馬鈴薯30.921.2煙草7.35.0水果2.93.0油菜3.52.4其他1.00.8

表5 主要農(nóng)作物比例

(4)經(jīng)營(yíng)模式。中央一號(hào)文件(2014)明確指出扶持新型的農(nóng)業(yè)主體，這其中包括農(nóng)民合作社、家庭農(nóng)場(chǎng)、專業(yè)大戶、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化龍頭企業(yè)等。新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的優(yōu)勢(shì)主要體現(xiàn)在能夠利用自身的資金、對(duì)信息的掌控和標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)等，在物資購(gòu)買、新技術(shù)接受、產(chǎn)品銷售方面都有較強(qiáng)的競(jìng)爭(zhēng)力。而之前已經(jīng)在農(nóng)業(yè)推廣的“公司+農(nóng)戶”、“土地入股”等經(jīng)營(yíng)模式也是影響農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)調(diào)整的重要因素，在所調(diào)查的地區(qū)發(fā)現(xiàn)，采用如合同生產(chǎn)、標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)等經(jīng)營(yíng)方式的農(nóng)戶所占比例較低(表6)。

4 計(jì)量分析

4.1 模型選擇

該文計(jì)量部分主要運(yùn)用二元Logistic模型分析影響農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)調(diào)整行為的內(nèi)外部控制因素。Logistic模型是將邏輯分布作為隨機(jī)誤差項(xiàng)概率分布的一種二元離散選擇模型，適用于對(duì)照效用最大化原則進(jìn)行的選擇行為的分析。Logistic模型的基本形式如下：

(1)

其中，Y是變量x1、x2、…、xn的線性組合，即： Y=b0+b1x1+…+bnxn

(2)

對(duì)(1)式和(2)式進(jìn)行變換，得到以發(fā)生比(odds)表示的logistic模型形式：

Lnp1-p=b+b1x1+…+bnxn+e

(3)

其中，p為農(nóng)戶進(jìn)行種植結(jié)構(gòu)調(diào)整行為發(fā)生的概率； xi(i=1， 2，…，n)為解釋變量，即內(nèi)外的影響因素； b0為常數(shù)項(xiàng)，bi為第i個(gè)特征的回歸系數(shù)； e為隨機(jī)誤差，b0和b1的值可用極大似然估計(jì)法來(lái)估計(jì)。

4.2 模型變量選取及說(shuō)明

根據(jù)該文理論分析，對(duì)農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)調(diào)整的定義，農(nóng)戶是否進(jìn)行種植結(jié)構(gòu)調(diào)整受農(nóng)戶文化水平、風(fēng)險(xiǎn)偏好、收入來(lái)源等自身內(nèi)部因素影響，也受到國(guó)家政策、經(jīng)營(yíng)方式、其他種植戶等外部環(huán)境因素的影響。因此，該文為了避免遺漏重要的解釋變量盡可能多的選取，通過(guò)多重共線性檢驗(yàn)等方法對(duì)選取的變量進(jìn)行篩選，最終得到16個(gè)具有代表性且符合模型使用規(guī)范的解釋變量(表7)。

表7 模型變量說(shuō)明

變量名稱變量定義及賦值平均值標(biāo)準(zhǔn)差結(jié)構(gòu)調(diào)整(Y)是否進(jìn)行種植結(jié)構(gòu)調(diào)整:是=1,否=00.240.43年齡大小(x1)受訪者年齡,連續(xù)變量46.0413.42教育年限(x2)受訪者教育年限,連續(xù)變量5.844.1種植面積(x3)農(nóng)戶種植的面積,連續(xù)變量4.684.27其他技能(x4)是否會(huì)其他技能,是=1,否=00.440.5風(fēng)險(xiǎn)偏好(x5)對(duì)于新技術(shù)等的存在的風(fēng)險(xiǎn)的態(tài)度,規(guī)避=1,謹(jǐn)慎=2,偏好=3。有序變量1.510.7品種冒險(xiǎn)(x6)是否敢于嘗試新的品種,回避=1,謹(jǐn)慎=2,接受=3,有序變量2.070.66務(wù)農(nóng)勞力(x7)受訪者家庭務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力,連續(xù)變量1.790.79農(nóng)業(yè)收入(x8)農(nóng)業(yè)收入是否為主要的收入來(lái)源:是=1,否=00.450.5城鎮(zhèn)距離(x9)與城鎮(zhèn)的距離:連續(xù)變量34.5129.36市場(chǎng)價(jià)格(x10)對(duì)當(dāng)前的農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)價(jià)格的認(rèn)知:較低=1,一般=2,較高=3,有序變量1.520.72信息獲取(x11)獲取市場(chǎng)信息的便捷程度:難=1,一般=2,便捷=3,有序變量1.530.68培訓(xùn)與否(x12)是否接受過(guò)相關(guān)的種植培訓(xùn):是=1,否=00.110.31惠農(nóng)政策(x13)是否享受過(guò)種植結(jié)構(gòu)調(diào)整的惠農(nóng)政策:是=1,否=00.190.4標(biāo)準(zhǔn)與否(x14)是否進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn):是=1,否=00.080.28保險(xiǎn)與否(x15)是否購(gòu)買農(nóng)業(yè)保險(xiǎn):是=1,否=00.120.33跟隨偏好(x16)其他農(nóng)戶對(duì)自己種植的影響程度(程度打分),1～5,1代表完全不影響,5完全受其他農(nóng)戶的影響,有序變量1.720.96

表8 農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)調(diào)整決策行為的模型估計(jì)結(jié)果

解釋變量系數(shù)(B)標(biāo)準(zhǔn)誤(S.E.)系數(shù)顯著為零的概率(Sig.)發(fā)生比率[Exp(B)]年齡大小(x1)-0.017**0.0080.0310.983教育年限(x2)-0.059**0.0250.0210.943種植面積(x3)-0.0190.0270.4750.981其他技能(x4)0.458**0.1920.0171.581風(fēng)險(xiǎn)偏好(x5)0.0180.1380.8941.019品種冒險(xiǎn)(x6)-0.1560.1640.3420.856務(wù)農(nóng)勞力(x7)-0.324**0.1310.0130.723農(nóng)業(yè)收入(x8)-0.449**0.2240.0451.567城鎮(zhèn)距離(x9)-0.0030.0030.3230.997市場(chǎng)價(jià)格(x10)0.381**0.1430.0080.683信息獲取(x11)-0.170.1620.2940.844農(nóng)技培訓(xùn)(x12)-0.2260.3470.5150.798惠農(nóng)政策(x13)1.176***0.32400.308標(biāo)準(zhǔn)與否(x14)1.056**0.3330.0022.875保險(xiǎn)與否(x15)0.2970.3050.331.346跟隨偏好(x16)0.184*0.0960.0551.202常數(shù)項(xiàng)0.6050.5550.2751.832卡方檢驗(yàn)值62.261(p=0.000)對(duì)數(shù)似然值690.218NagelkerkeR20.131預(yù)測(cè)準(zhǔn)確率75.70% 注:*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平下顯著

在變量的選擇上，表中x1～x8以及x16等9個(gè)變量為內(nèi)部影響因素，其中x1、x2、x5、x6、x16為農(nóng)戶的個(gè)人特征，x3、x7、x8為農(nóng)戶的家庭特征，x9～x15等7個(gè)變量為外部影響因素，其中x9～x11為市場(chǎng)因素，x12、x14、x15為種植模式特征，x13為政策因素。當(dāng)然部分因素既可作為內(nèi)部影響因素也可作為外部影響因素，這只是一種大致的區(qū)分。

在變量的篩選上，通過(guò)多重共線性的檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)各方差膨脹因子(VIF)均在2以內(nèi)[VIF在(0， 10)區(qū)間內(nèi)表明不存在多重共線性]，因此對(duì)選取的變量不再篩選。

4.3 估計(jì)結(jié)果與分析

在Spss中選擇選擇向后步進(jìn)(似然比)法進(jìn)行Logistic回歸，下面分析列出所有解釋變量均被引入到回歸方程的模型以及檢驗(yàn)結(jié)果(表8)。

全樣本的卡方檢驗(yàn)顯著性水平為0.000(p<0.05)，表明模型具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。其中調(diào)整后的R2值為0.131，準(zhǔn)確率為75.7%，表明該樣本模型擬合效果較好。通過(guò)系數(shù)顯著為零的概率結(jié)果可知，年齡大小(x1)、教育年限(x2)、其他技能(x4)、務(wù)農(nóng)勞力(x7)、農(nóng)業(yè)收入(x8)、市場(chǎng)價(jià)格(x10)、惠農(nóng)政策(x13)、標(biāo)準(zhǔn)與否(x14)、跟隨偏好(x16)對(duì)農(nóng)戶是否進(jìn)行種植結(jié)構(gòu)調(diào)整具有顯著性影響。

(1)年齡大小對(duì)種植結(jié)構(gòu)調(diào)整有顯著影響。由模型結(jié)果顯示，x1在5%的水平上顯著，且系數(shù)為負(fù)，表明種植結(jié)構(gòu)調(diào)整與年齡呈負(fù)相關(guān)，即年紀(jì)越大的農(nóng)戶在種植傾向上更愿意以自身的種植經(jīng)驗(yàn)來(lái)考慮，例如在調(diào)查過(guò)程中，許多年紀(jì)稍大的農(nóng)戶，并不會(huì)種植過(guò)多的經(jīng)濟(jì)作物，主要因?yàn)榻?jīng)濟(jì)類作物對(duì)勞動(dòng)量要求投入更多并且對(duì)自身的文化水平要求更高。

(2)文化程度高的農(nóng)戶在種植初期會(huì)選擇收益較高的農(nóng)作物。由模型結(jié)果顯示，x2在5%的水平上顯著，且系數(shù)為負(fù)，表明文化程度較高的農(nóng)戶更傾向于不進(jìn)行種植結(jié)構(gòu)調(diào)整。就調(diào)查的實(shí)際情況而言，文化程度較高的農(nóng)戶一般在初始種植的時(shí)候會(huì)傾向選擇經(jīng)濟(jì)效益較高的作物，如種植水果、蔬菜等，因?yàn)檗r(nóng)業(yè)種植的周期性較長(zhǎng)，特別是種植水果等，這類農(nóng)戶在沒(méi)有特別大的外界因素影響下不會(huì)輕易改變種植結(jié)構(gòu)。

(3)具有其他技能的農(nóng)戶選擇進(jìn)行種植結(jié)構(gòu)調(diào)整的概率大。由統(tǒng)計(jì)結(jié)果可見(jiàn)，x4系數(shù)較大，在5%的水平上顯著，優(yōu)勢(shì)比Exp(B)=1.581，這表明在其他條件不變的情況下，“其他技能”每改變一個(gè)單位，則選擇進(jìn)行種植結(jié)構(gòu)調(diào)整的概率與不做調(diào)整概率的比值概率提高1.581倍。原因在于有其他技能的農(nóng)戶往往更愿意追求農(nóng)業(yè)調(diào)整所帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)收益，因此，對(duì)市場(chǎng)上農(nóng)作物的價(jià)格等更為關(guān)注，進(jìn)行種植結(jié)構(gòu)調(diào)整的概率也會(huì)更大。

(4)務(wù)農(nóng)勞力的多少以及農(nóng)業(yè)收入是否為家庭主要收入對(duì)農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)調(diào)整影響較大。由統(tǒng)計(jì)結(jié)果可見(jiàn)，x7、x8在5%水平上顯著，但系數(shù)都為負(fù)，說(shuō)明務(wù)農(nóng)勞力人數(shù)越多，并且收入以農(nóng)業(yè)為主的家庭越傾向于不進(jìn)行種植結(jié)構(gòu)調(diào)整，就實(shí)際調(diào)查情況而言，務(wù)農(nóng)勞力越多的家庭，往往較為遵從自己的種植習(xí)慣，以果蔬種植較為普遍，且一般加入了合作社，生產(chǎn)的方式趨于標(biāo)準(zhǔn)化，因此，短時(shí)間內(nèi)不會(huì)輕易的改變種植結(jié)構(gòu)。

(5)市場(chǎng)價(jià)格對(duì)農(nóng)戶的種植選擇有較大影響。由統(tǒng)計(jì)結(jié)果可見(jiàn)，x10在5%的水平上顯著，優(yōu)勢(shì)比Exp(B)=0.683，這表明在其他條件不變的情況下，“市場(chǎng)價(jià)格”每改變一個(gè)單位，則選擇進(jìn)行種植結(jié)構(gòu)調(diào)整的概率與不做調(diào)整概率比值提高0.683倍。這也是符合現(xiàn)實(shí)社會(huì)化小農(nóng)的特質(zhì)，對(duì)受市場(chǎng)影響較大，但對(duì)市場(chǎng)的信息掌握和分析能力較差，在第一年某些農(nóng)作物價(jià)格較高的情況下，會(huì)在第二年跟風(fēng)種植。

(6)惠農(nóng)政策對(duì)農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)調(diào)整的引導(dǎo)作用顯著。由統(tǒng)計(jì)結(jié)果可見(jiàn)x13在1%水平上顯著，系數(shù)為正，說(shuō)明惠農(nóng)政策與農(nóng)戶的種植結(jié)構(gòu)是呈正相關(guān)的，即政府部門(mén)相關(guān)惠農(nóng)政策的出臺(tái)能夠引導(dǎo)農(nóng)戶的種植。在調(diào)查中也可得出相同的結(jié)論，政府對(duì)某些農(nóng)作物的直接經(jīng)濟(jì)補(bǔ)貼、技術(shù)指導(dǎo)等方面的政策對(duì)農(nóng)戶的種植結(jié)構(gòu)影響較大。

(7)標(biāo)準(zhǔn)化程度對(duì)農(nóng)戶的種植結(jié)構(gòu)有較大的規(guī)制作用。由統(tǒng)計(jì)結(jié)果可見(jiàn)，x14系數(shù)較大，在1%的水平上顯著，優(yōu)勢(shì)比Exp(B)=2.875，這表明在其他條件不變的情況下，“標(biāo)準(zhǔn)與否”每改變一個(gè)單位，則選擇進(jìn)行種植結(jié)構(gòu)調(diào)整的概率與不做調(diào)整概率的比值概率提高2.875倍。進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)的農(nóng)戶對(duì)市場(chǎng)信息的掌握，市場(chǎng)價(jià)格的分析較其他散戶有更為大的優(yōu)勢(shì)。

(8)農(nóng)戶的種植行為一定程度上受到周圍農(nóng)戶的影響。由統(tǒng)計(jì)結(jié)果可見(jiàn)，x16在10%的水平上顯著。在實(shí)際調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，由于當(dāng)下進(jìn)行農(nóng)業(yè)種植的農(nóng)戶平均年齡較大(樣本平均年齡為46歲)，對(duì)新事物新技術(shù)的接納能力有限，因此在種植結(jié)構(gòu)上，受到其他農(nóng)戶、政府政策這類因素的影響較大。

5 結(jié)論

農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)調(diào)整是農(nóng)民收入增長(zhǎng)的重要組成部分。通過(guò)對(duì)貴州省678戶種植戶進(jìn)行種植結(jié)構(gòu)調(diào)整行為的實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶是否進(jìn)行種植結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)國(guó)家政策和市場(chǎng)價(jià)格的依賴較強(qiáng)，而決策也受到自身的文化水平、年齡大小、是否會(huì)其他技能的影響。種植模式上，采取標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)的農(nóng)戶，能夠更好的對(duì)接市場(chǎng)，在信息掌握、勞動(dòng)量的輸入上都有較于普通散戶更大的優(yōu)勢(shì)。在調(diào)查中也發(fā)現(xiàn)，對(duì)農(nóng)戶的技能培訓(xùn)(特別是理性調(diào)整種植結(jié)構(gòu)方面)的效果不明顯，分析原因在于農(nóng)戶自身水平有限，對(duì)于大多數(shù)農(nóng)技培訓(xùn)的接受較差，更傾向于按照自身習(xí)慣種植。而社會(huì)化小農(nóng)往往追求貨幣最大化，在種植農(nóng)作物時(shí)，容易忽視成本的投入，僅僅關(guān)注最終產(chǎn)出的貨幣收入，這只是資金的一種累積行為，并不能達(dá)到增收的效果，因此，在種植結(jié)構(gòu)調(diào)整中，農(nóng)戶自己要對(duì)成本、收入有清晰的認(rèn)識(shí)，即算好種植的那筆賬，這樣才能真正意義上的增收。

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STUDY ON THE FACTORS INFLUENCING FARMERS PLANTING STRUCTURE ADJUSTMENT BEHAVIOR——AN EMPIRICAL ANALYSIS BASED ON GUIZHOU PROVINCE

Tian Wenyong1,2，Zhang Huiping1，Huang Chao2，Tang Shuyi2，Wu Xiumin3※

(1.College of Economics and Management of Tongren University, Tongren Guizhou 554300, China;2.Sichuan Agricultural University, College of Management, Chengdu Sichuan 611130, China；3. Sichuan Agricultural University, School of Business, Chengdu Sichuan 611180, China)

The farmers' planting behavior directly affects the rationality of planting structure. The development of agricultural modernization may not only simply rely on economic amount of investment, but also need to combine the behavior of farmers planting in order to realize the optimization of planting structure. This paper made a questionnaire on the adjustment of planting structure behavior of famers in Guizhou province based on random sampling, and analyzed the possible influential factors to farmers' planting structure adjustment behavior based on a theoretical analysis and a binary logistic model. The results showed that the factors such as size, age, years of education, other skills, farm labor, agricultural income, market price, standard or not, were significant at the 5% level, agricultural policy was significant at 1% level, and the following preference was significant at 10% level. Combined with the characteristics of socialization of peasants, it drew the following conclusions: (1) age, labor and the main family income source had significant impacts on the adjustment of planting structure. (2) the farmers with high degree of culture would choose the higher economic crops. (3) the probability of the adjustment of the farmers with other skills was large. (4) the market price had a greater impact on the farmers' choice of planting. (5) the agricultural policy had guiding role in the adjustment of planting structure of farmers. (6) the standard degree of farmers' cultivation structure had a greater regulatory role. (7) the farmers' cultivation behavior was influenced by the around farmers' behavior.

farmer; planting structure adjustment; behavior selection; factors

10.7621/cjarrp.1005-9121.20160425

2015-03-17

田文勇(1984—)，男，河南新蔡人，博士研究生、講師。研究方向：農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究?！ㄓ嵶髡撸簠切忝?1968—)，男，重慶江津人，教授、博士生導(dǎo)師。研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策研究。Email：cndwxm@163.com

*資助項(xiàng)目：貴州省軟科學(xué)項(xiàng)目“農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整中山區(qū)種植業(yè)農(nóng)戶應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)行為研究——以貴州省為例”(黔科合體R字[2013]013號(hào))

F325.15； F304

A

1005-9121[2016]04-0147-07