小農(nóng)戶合作生產(chǎn)影響因素實(shí)證分析*

杜 濤，滕永忠，田建民，田明津

(河南省農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與信息研究所，鄭州 450002)

0 引言

黨的十九大報(bào)告提出，“培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，健全農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)體系，實(shí)現(xiàn)小農(nóng)戶和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展有機(jī)銜接”。中央農(nóng)村工作會(huì)議把“積極培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，促進(jìn)小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展有機(jī)銜接”確定為推進(jìn)農(nóng)業(yè)大國向農(nóng)業(yè)強(qiáng)國轉(zhuǎn)變的一項(xiàng)重要任務(wù)。2018年“中央一號文件”進(jìn)一步提出，“統(tǒng)籌兼顧培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體和扶持小農(nóng)戶，采取有針對性的措施，把小農(nóng)生產(chǎn)引入現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展軌道。發(fā)展多樣化的聯(lián)合與合作，提升小農(nóng)戶組織化程度?！蔽覈且孕∞r(nóng)戶為主要農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的國家。據(jù)農(nóng)業(yè)部統(tǒng)計(jì)，截止2016年底，我國經(jīng)營規(guī)模在3.33 hm2以下的農(nóng)戶有近2.6億戶，占農(nóng)戶總數(shù)的97%左右，經(jīng)營的耕地面積占全國耕地總面積的82%左右，戶均耕地面積0.33 hm2左右。目前，我國正處于從“商品小農(nóng)”向“現(xiàn)代小農(nóng)”過渡的關(guān)鍵期，在未來相當(dāng)長一個(gè)時(shí)期，小農(nóng)仍將是我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的主要組織形式[1]。

不可否認(rèn)，縱觀世界各國農(nóng)業(yè)發(fā)展歷程，農(nóng)戶家庭經(jīng)營是適合農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的有效方式：家庭經(jīng)營效率高于企業(yè)化經(jīng)營主體，更能適應(yīng)動(dòng)植物生命周期規(guī)律，克服農(nóng)業(yè)勞動(dòng)監(jiān)督困難，保持內(nèi)在激勵(lì)、合理分工、精耕細(xì)作的優(yōu)勢，因而具有旺盛的生命力。但不容忽視的是，小農(nóng)戶都存在經(jīng)營規(guī)模狹小、抗風(fēng)險(xiǎn)能力弱、科技推廣成本高、兼業(yè)經(jīng)營普遍的趨勢[2]。中國以家庭為單位的傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，其弊端是規(guī)模小、效率低，難以抵抗各方面的風(fēng)險(xiǎn)，很難滿足農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的要求[3]。隨著農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的進(jìn)一步推進(jìn)，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)家庭經(jīng)營方式日益顯現(xiàn)其局限性，例如經(jīng)營分散化阻礙規(guī)模經(jīng)營和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程，勞動(dòng)力老弱化不符合農(nóng)民知識(shí)化和科學(xué)種田的要求，農(nóng)戶兼業(yè)化、農(nóng)業(yè)副業(yè)化致使耕地粗放經(jīng)營甚至撂荒，導(dǎo)致資源浪費(fèi)[4]。這種狀況與我國農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、保障糧食安全、滿足消費(fèi)升級需要不相適應(yīng)，亟待推進(jìn)小農(nóng)戶的現(xiàn)代化改造，提升小農(nóng)戶的組織化程度，把小農(nóng)經(jīng)營引導(dǎo)到發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的軌道上來，以小農(nóng)現(xiàn)代化帶動(dòng)我國農(nóng)業(yè)整體現(xiàn)代化。

發(fā)展多樣化的聯(lián)合與合作，提升小農(nóng)戶組織化程度，有關(guān)學(xué)者對此做了一些研究。有文獻(xiàn)指出，農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地對提高勞動(dòng)生產(chǎn)率產(chǎn)生了顯著影響[5]，轉(zhuǎn)入土地后農(nóng)戶家庭實(shí)現(xiàn)規(guī)?；?jīng)營和生產(chǎn)效益的增值[6]，中等經(jīng)營規(guī)模農(nóng)戶生產(chǎn)效率高于小規(guī)模農(nóng)戶和較大規(guī)模的農(nóng)戶[7]，土地流轉(zhuǎn)能夠顯著提高農(nóng)戶家庭收入水平[8-10]，因此，發(fā)展農(nóng)戶之間的土地流轉(zhuǎn)，提高小農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模，實(shí)施農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營[11-12]，借以實(shí)現(xiàn)“小農(nóng)戶、大經(jīng)營”的社會(huì)目標(biāo)，是推進(jìn)小農(nóng)戶之間土地合作、實(shí)現(xiàn)小農(nóng)戶現(xiàn)代化改造的一種方式。進(jìn)而，韓蘇[13]分析了浙江省家庭農(nóng)場經(jīng)營的適度規(guī)模，王衛(wèi)紅[14]以甘肅省為例分析了農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)中的若干不良現(xiàn)象。另外，研究表明，組織化的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式能夠在一定程度上改善要素投入配置，從而帶來技術(shù)效率的提高[15]，采用“協(xié)會(huì)+農(nóng)戶”或“中介+農(nóng)戶”等組織形式，能夠增強(qiáng)小農(nóng)戶實(shí)施農(nóng)業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)的意愿[16]，農(nóng)戶與農(nóng)業(yè)企業(yè)合作具有較強(qiáng)的適應(yīng)性和發(fā)展?jié)摿?，直接或間接推動(dòng)了農(nóng)業(yè)由生存導(dǎo)向型向市場導(dǎo)向型的轉(zhuǎn)型[17]。稻農(nóng)加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織能夠顯著提升安全稻米生產(chǎn)水平[18]，農(nóng)民受教育水平和可得模仿機(jī)會(huì)對農(nóng)民加入合作組織是正的影響，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對農(nóng)民加入合作組織是負(fù)的影響[19]，還有學(xué)者指出，農(nóng)戶的組織化程度對農(nóng)戶種植意愿影響并不顯著，農(nóng)戶所參與的各種柑橘專業(yè)合作組織并沒有很好地發(fā)揮其作用[20]?？梢姡瑢W(xué)者們對小農(nóng)戶發(fā)展聯(lián)合與合作的研究，主要集中在農(nóng)戶之間的土地流轉(zhuǎn)，農(nóng)民合作社、農(nóng)業(yè)企業(yè)等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體對農(nóng)戶的帶動(dòng)，以及特定農(nóng)作物種植戶對特定農(nóng)作物生產(chǎn)組織方式的選擇等方面。

小農(nóng)戶的聯(lián)合與合作，既應(yīng)該包括小農(nóng)戶之間在土地、勞動(dòng)力、資金等生產(chǎn)要素方面的聯(lián)合與合作，又應(yīng)該包括小農(nóng)戶之間在生產(chǎn)、供銷、信用等方面的聯(lián)合與合作，還應(yīng)該包括小農(nóng)戶跨村、跨鄉(xiāng)、跨縣等的地區(qū)聯(lián)合與合作，內(nèi)容多樣、形式多樣、層次多樣。發(fā)展小農(nóng)戶之間多樣化的聯(lián)合與合作，首先要了解小農(nóng)戶的合作意愿，分析影響小農(nóng)戶合作的主要因素，才能對癥下藥、有的放矢。有鑒于此，文章通過對河南省一般小農(nóng)戶的訪談和問卷調(diào)查，考察小農(nóng)戶對于自主生產(chǎn)、集體或合作社合作生產(chǎn)的意愿，并通過模型研究分析影響小農(nóng)戶合作生產(chǎn)的主要因素，以期為促進(jìn)小農(nóng)戶發(fā)展多樣化的聯(lián)合與合作，提升小農(nóng)戶組織化程度，實(shí)現(xiàn)小農(nóng)戶和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的有機(jī)銜接，提供政策建議。

1 數(shù)據(jù)來源和研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

課題組受河南省財(cái)政廳委托，對河南省小農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營情況進(jìn)行實(shí)地調(diào)研。為提高調(diào)研質(zhì)量，首先考慮到小農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營方式受外界環(huán)境影響較大，課題組確定選擇工業(yè)強(qiáng)縣和農(nóng)業(yè)大縣兩類縣分別展開調(diào)研。其次，每個(gè)縣隨機(jī)選擇5個(gè)以小農(nóng)生產(chǎn)為主、分布在不同鄉(xiāng)鎮(zhèn)、彼此相距較遠(yuǎn)的行政村，每個(gè)行政村按照農(nóng)戶生活水平分上、中、下3類隨機(jī)平均抽取30戶，且要求樣本小農(nóng)戶耕種土地規(guī)模原則上不超過家庭承包地規(guī)模的3倍。在調(diào)研時(shí)，首先在村委會(huì)的配合下，進(jìn)行整村情況訪談，然后進(jìn)行一對一式農(nóng)戶問卷調(diào)研，每份問卷耗時(shí)0.5～1h。共調(diào)研4縣20村600農(nóng)戶，剔除土地全部轉(zhuǎn)出戶、種養(yǎng)大戶、回答不詳細(xì)問卷等情況，最后得到有效問卷574份。

考慮到小農(nóng)戶合作生產(chǎn)意愿主要受家庭生產(chǎn)經(jīng)營、收入結(jié)構(gòu)等內(nèi)部因素和農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)等外部因素的影響，調(diào)查問卷主要設(shè)計(jì)了家庭人口、土地規(guī)模、收入結(jié)構(gòu)、農(nóng)用機(jī)械、農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)5個(gè)方面的情況。其中，家庭人口主要指家庭人口數(shù)量、勞動(dòng)力數(shù)量、外出務(wù)工勞動(dòng)力數(shù)量； 土地規(guī)模主要指土地承包面積、土地流轉(zhuǎn)面積； 收入結(jié)構(gòu)主要指農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出、土地流轉(zhuǎn)收入、涉農(nóng)補(bǔ)貼以及外出打工、經(jīng)商等非農(nóng)收入； 農(nóng)用機(jī)械主要指農(nóng)戶擁有農(nóng)機(jī)的類型、數(shù)量； 農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)主要指農(nóng)戶參加專業(yè)合作社情況、農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)方面的支出。

1.2 研究方法

由于小農(nóng)戶對自主生產(chǎn)、合作生產(chǎn)的選擇為二分類變量，而Logistic回歸分析模型結(jié)構(gòu)簡單、易于操作、應(yīng)用效果較好，在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理等領(lǐng)域應(yīng)用廣泛，故該文采用二元Logistic回歸模型對小農(nóng)戶合作生產(chǎn)意愿進(jìn)行實(shí)證分析。將小農(nóng)戶是否愿意合作生產(chǎn)作為被解釋變量Y，將小農(nóng)戶愿意合作生產(chǎn)定義為Y=1，將小農(nóng)戶不愿意合作生產(chǎn)定義為Y=0。設(shè)Y=l的概率為P，將事件發(fā)生比P/(1-P)做對數(shù)變換，得到Logistic回歸模型的函數(shù)表達(dá)式：

(1)

式(1)中，P表示小農(nóng)戶合作生產(chǎn)的概率；α表示回歸截距；x1～xm是解釋變量，表示影響小農(nóng)戶合作生產(chǎn)的因素；β1～βm為相應(yīng)解釋變量的回歸系數(shù)； ε為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

2 小農(nóng)戶合作生產(chǎn)意愿的描述性分析

2.1 小農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營特征

表1 小農(nóng)戶家庭生產(chǎn)經(jīng)營情況

因素選項(xiàng)數(shù)量家庭人口人口總數(shù)(人)4.69勞動(dòng)力總數(shù)(人)3.09務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力(人)1.70非農(nóng)勞動(dòng)力(人)1.18土地經(jīng)營承包地面積(hm2/戶)0.36耕種面積(hm2/戶)0.470.33 hm2以下(%)37.00.33～0.67 hm2(%)45.40.67 hm2以上(%)17.6家庭收入糧油作物收入(元)11 455經(jīng)濟(jì)作物收入(元)10 105養(yǎng)殖收入(元)1 390補(bǔ)貼收入(元)1 029非農(nóng)收入(元)29 955農(nóng)機(jī)占有擁有農(nóng)機(jī)小農(nóng)戶占比(%)52.9農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)合作社數(shù)量(個(gè)/村)3.0農(nóng)戶加入合作社比重(%)18.2農(nóng)戶社會(huì)化服務(wù)支出占農(nóng)業(yè)總支出比重(%)21.9

在家庭人口方面，戶均人口4.69人，最多10人，最少2人，家庭人口總數(shù)差異較大，大家庭與小家庭并存。戶均勞動(dòng)力3.09人，直接從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動(dòng)力為1.7人，僅占戶均勞動(dòng)力人數(shù)的55%，與外出務(wù)工、經(jīng)商、上學(xué)、參軍等非農(nóng)勞動(dòng)力幾乎相當(dāng)，農(nóng)業(yè)兼業(yè)化現(xiàn)象明顯。

在土地規(guī)模和農(nóng)用機(jī)械方面，戶均承包地0.36hm2，戶均耕種面積0.47hm2，其中，戶均耕種面積在0.33hm2以下的占37%， 0.33～0.67hm2的占45.4%， 0.67hm2以上的占17.6%，具有小型農(nóng)用機(jī)械的農(nóng)戶占52.9%，小農(nóng)經(jīng)營特征明顯。

在生產(chǎn)經(jīng)營和收入結(jié)構(gòu)方面，農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)單一，主要從事小麥、玉米等省時(shí)省力作物種植，從事蔬菜瓜果等經(jīng)濟(jì)作物種植的較少，從事豬羊等養(yǎng)殖的更少。外出務(wù)工、經(jīng)商等非農(nóng)收入占家庭總收入的55.5%，非農(nóng)收入成為家庭收入的主要來源。這與李德洗[21]的研究結(jié)論一致：非農(nóng)產(chǎn)出擴(kuò)張?jiān)谝蛲恋亓鬓D(zhuǎn)市場不健全難以或不愿轉(zhuǎn)出土地的條件下，為釋放更多勞動(dòng)力參加非農(nóng)就業(yè)，農(nóng)戶擴(kuò)大了勞動(dòng)力節(jié)約型作物糧食的種植面積。

在農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)方面，村農(nóng)民專業(yè)合作社和農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)組織為農(nóng)戶提供種子、化肥、農(nóng)藥等農(nóng)資產(chǎn)品購買以及耕、種、收、植保等農(nóng)業(yè)機(jī)械服務(wù)，農(nóng)民專業(yè)合作社和農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)組織發(fā)展不足，農(nóng)戶入社率低、農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)支出較高。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)總體供給不足與需求快速增長之間的矛盾日益突出，一定程度上阻礙了農(nóng)村現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的發(fā)展進(jìn)程[22]。

2.2 縣域環(huán)境比較

調(diào)研選取的工業(yè)強(qiáng)縣和農(nóng)業(yè)大縣兩類縣在生產(chǎn)總值、財(cái)政收入、人均可支配收入等方面差異明顯(表2)。工業(yè)強(qiáng)縣，如濟(jì)源市，河南省直管縣，經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)雄厚，產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅猛，三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之比為4.3： 64.9： 30.8。農(nóng)業(yè)大縣，如滑縣，是河南省第一產(chǎn)糧大縣，有“豫北糧倉”之稱，是典型的農(nóng)業(yè)大縣、財(cái)政窮縣，三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之比為28.9： 36.8： 34.3。2016年濟(jì)源市國內(nèi)生產(chǎn)總值是滑縣的2.3倍，地方公共財(cái)政預(yù)算收入是滑縣的3.6倍，城鎮(zhèn)化率是滑縣(2015年)的2.2倍。

表2 兩類縣經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展比較

表3 小農(nóng)戶合作生產(chǎn)影響因素的描述性統(tǒng)計(jì)

因素選項(xiàng)合作生產(chǎn)(%)自主生產(chǎn)(%)家庭人口數(shù)5人以下60.040.05人及以上53.846.2土地規(guī)模0.33hm2以下54.845.20.33～0.67hm257.342.70.67hm2以上60.040.0人均農(nóng)業(yè)純收入3 000元以下52.647.43 000元及以上65.334.7非農(nóng)收入比重30%以下64.335.730%～60%59.340.760%以上51.848.2農(nóng)機(jī)有無有59.240.8無54.245.8社會(huì)化服務(wù)支出比重20%以下48.551.520%及以上60.439.6縣域經(jīng)濟(jì)弱52.447.6強(qiáng)60.739.3土地轉(zhuǎn)出意愿愿意62.337.7不愿意43.156.9

2.3 小農(nóng)戶合作生產(chǎn)影響因素的描述性統(tǒng)計(jì)分析

在合作生產(chǎn)意愿方面，希望參加集體或合作社合作生產(chǎn)的農(nóng)戶占56.8%，希望自主生產(chǎn)的農(nóng)戶占43.2%，小農(nóng)戶合作生產(chǎn)意愿一般。表3是對小農(nóng)戶合作生產(chǎn)影響因素的初步分析。表3顯示，土地經(jīng)營規(guī)模、人均農(nóng)業(yè)純收入、農(nóng)機(jī)有無、社會(huì)化服務(wù)支出占農(nóng)業(yè)總支出的比重、縣域經(jīng)濟(jì)強(qiáng)弱、土地流轉(zhuǎn)意愿對農(nóng)戶合作生產(chǎn)具有正向影響，土地經(jīng)營規(guī)模越大、人均農(nóng)業(yè)純收入越多、農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)支出占農(nóng)業(yè)總支出的比重越高、縣域經(jīng)濟(jì)越強(qiáng)、愿意轉(zhuǎn)出土地、擁有農(nóng)機(jī)的農(nóng)戶，農(nóng)戶合作生產(chǎn)的意愿越高。相反，家庭人口數(shù)量、非農(nóng)收入占總收入的比重對農(nóng)戶合作生產(chǎn)影響為負(fù)，家庭人口越多，非農(nóng)收入占總收入的比重越高，農(nóng)戶合作生產(chǎn)的意愿比例越低。

3 小農(nóng)戶合作生產(chǎn)影響因素的模型驗(yàn)證

3.1 變量選取

由于農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)單一，主要從事小麥、玉米等省時(shí)省力作物種植，故不考慮農(nóng)作物種植結(jié)構(gòu)對小農(nóng)戶合作生產(chǎn)的影響。在描述性統(tǒng)計(jì)分析基礎(chǔ)上，選取家庭人口總數(shù)、勞動(dòng)力人數(shù)、耕種面積、農(nóng)業(yè)純收入、非農(nóng)收入比重、農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)支出比重、農(nóng)機(jī)數(shù)量、土地轉(zhuǎn)出意愿、縣域經(jīng)濟(jì)等9個(gè)解釋變量，通過二元Logistic回歸模型，分析影響小農(nóng)戶合作生產(chǎn)的主要因素。解釋變量的具體賦值及描述性統(tǒng)計(jì)如表4所示。

表4 變量含義及描述性統(tǒng)計(jì)

變量名稱含義及賦值均值標(biāo)準(zhǔn)差合作生產(chǎn)意愿合作生產(chǎn)=1; 自主生產(chǎn)=00.5680.496人口總數(shù)家庭總?cè)丝跀?shù)(人)4.6871.512勞動(dòng)力人數(shù)家庭16～60歲人口數(shù)(人)3.0221.177耕種面積家庭耕種總面積(hm2)0.4730.336非農(nóng)收入比重非農(nóng)收入占家庭總收入的比重0.5110.301農(nóng)業(yè)純收入家庭農(nóng)業(yè)純收入(萬元)1.5521.727社會(huì)化服務(wù)支出比重農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)支出占農(nóng)業(yè)總支出的比重0.2770.148農(nóng)機(jī)數(shù)量家庭占有的農(nóng)機(jī)數(shù)量(臺(tái))0.8371.02土地轉(zhuǎn)出意愿承包土地是否愿意流轉(zhuǎn)給集體或合作社?是=1; 否=00.7140.453縣域經(jīng)濟(jì)縣域經(jīng)濟(jì)強(qiáng)弱?強(qiáng)=1; 弱=00.5370.5

3.2 模型估計(jì)結(jié)果

運(yùn)用SPSS16.0統(tǒng)計(jì)軟件，利用二元Logistic回歸模型估計(jì)各分析變量對小農(nóng)戶合作生產(chǎn)的影響，模型估計(jì)結(jié)果如表5、表6所示。從表5可以看出，模型在0.05的水平上顯著，模型擬合度情況較好。

表5 模型系數(shù)的綜合檢驗(yàn)和模型匯總

卡方變量概率值-2對數(shù)似然值Cox-Snell R2值Nagelkerke R2值21.44390.032294.0280.2490.325

表6 模型估計(jì)結(jié)果

變量估計(jì)系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤Wald值P值Exp(B)值人口總數(shù)0.0050.1020.0020.9641.005勞動(dòng)力人數(shù)-0.1880.1501.5760.2090.829耕種面積-0.0050.0330.0220.8830.995農(nóng)業(yè)純收入0.0000.0000.0070.9311.000非農(nóng)收入比重-1.1290.5843.7430.0420.323社會(huì)化服務(wù)支出比重1.8151.0163.1920.0726.141農(nóng)機(jī)數(shù)量0.0640.1740.1360.7121.066土地轉(zhuǎn)出意愿0.8950.3187.9210.0052.448縣域經(jīng)濟(jì)0.4760.3781.5920.2071.610

表6顯示，在0.1、0.05、0.01的水平上，對農(nóng)戶合作生產(chǎn)有顯著影響的因素為非農(nóng)收入比重、農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)支出比重和土地轉(zhuǎn)出意愿，家庭人口總數(shù)、勞動(dòng)力人數(shù)、農(nóng)業(yè)純收入、耕種面積、農(nóng)機(jī)數(shù)量、縣域經(jīng)濟(jì)等因素可能因?yàn)闃颖緮?shù)量不足均不顯著。

3.3 結(jié)果分析

(1)人口數(shù)量。家庭人口總數(shù)對農(nóng)戶合作生產(chǎn)具有正向影響，家庭勞動(dòng)力人數(shù)對農(nóng)戶合作生產(chǎn)具有負(fù)向影響，兩者影響均不顯著。顯然，農(nóng)戶合作生產(chǎn)意愿更易受到勞動(dòng)力人數(shù)的影響，家庭人口多，勞動(dòng)力少，生活不富裕，農(nóng)戶自然希望通過合作生產(chǎn)改變家庭困境。

(2)土地規(guī)模。耕種面積對農(nóng)戶合作生產(chǎn)具有負(fù)向影響，但影響不顯著。耕種面積多，特別是人均耕種面積多，農(nóng)業(yè)收入高，生活富裕，農(nóng)戶自然不愿接受合作生產(chǎn)的羈絆。另外，土地轉(zhuǎn)出意愿對小農(nóng)戶合作生產(chǎn)具有正向影響，且在0.01的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，這與前文描述性分析結(jié)果一致。

(3)農(nóng)業(yè)收入。農(nóng)業(yè)純收入對農(nóng)戶合作生產(chǎn)影響中性，非農(nóng)收入比重對農(nóng)戶合作生產(chǎn)具有負(fù)向影響，且在0.05的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，這與前文描述性分析結(jié)果一致。這是由于非農(nóng)收入越多，農(nóng)戶愈加不倚重農(nóng)業(yè)收入，從而對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)愈不重視，愈傾向于脫離農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。李德洗[21]對非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)影響的研究發(fā)現(xiàn)，非農(nóng)就業(yè)導(dǎo)致生產(chǎn)性固定資產(chǎn)和土地需求減少，意味著長期看非農(nóng)就業(yè)程度較高的農(nóng)戶將傾向于脫離農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。

(4)農(nóng)用機(jī)械和農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)。農(nóng)機(jī)數(shù)量對農(nóng)戶合作生產(chǎn)具有正向影響，這與前文描述性分析結(jié)果一致。這是因?yàn)閾碛修r(nóng)機(jī)數(shù)量越多，農(nóng)戶農(nóng)機(jī)負(fù)擔(dān)越重，農(nóng)戶為了減輕農(nóng)機(jī)負(fù)擔(dān)而愿意合作生產(chǎn)。農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)支出占農(nóng)業(yè)總支出的比重對小農(nóng)戶合作生產(chǎn)具有正向影響，且在0.1的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，這與前文描述性分析結(jié)果一致。這是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)支出較多的農(nóng)戶，希望通過合作生產(chǎn)，降低農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)支出，從而降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本。

(5)縣域經(jīng)濟(jì)?？h域經(jīng)濟(jì)對小農(nóng)戶合作生產(chǎn)具有正向影響，但影響不顯著。這是因?yàn)榭h域經(jīng)濟(jì)越強(qiáng)，人均收入越高，農(nóng)戶的眼界越高，農(nóng)戶愈加傾向于聯(lián)合起來，進(jìn)行合作生產(chǎn)，以增強(qiáng)市場風(fēng)險(xiǎn)抵抗能力，提高農(nóng)業(yè)收入水平。荷蘭的合作經(jīng)濟(jì)就非常成功，荷蘭50%左右的精飼料、60%左右的化肥、70%左右的蔬菜、80%左右的牛奶以及95%以上的花卉和馬鈴薯由農(nóng)業(yè)合作社提供或生產(chǎn)[1]。

綜上分析，農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)支出、土地轉(zhuǎn)出意愿對小農(nóng)戶合作生產(chǎn)具有正向影響，非農(nóng)收入對農(nóng)戶合作生產(chǎn)具有負(fù)向影響。

4 結(jié)論和政策建議

4.1 結(jié)論

該文通過一般性統(tǒng)計(jì)性分析和二元Logistic回歸模型實(shí)證分析了小農(nóng)戶合作生產(chǎn)的影響因素，得到如下結(jié)論。

小農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)存在的主要問題：(1)土地經(jīng)營規(guī)模太小，農(nóng)業(yè)兼業(yè)化嚴(yán)重，農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動(dòng)力數(shù)量與外出務(wù)工等非農(nóng)勞動(dòng)力數(shù)量幾乎相當(dāng)； (2)種植結(jié)構(gòu)單一，小農(nóng)戶主要從事勞動(dòng)力節(jié)約型糧食作物種植； (3)非農(nóng)收入成為小農(nóng)戶家庭收入的主要部分。

小農(nóng)戶合作生產(chǎn)影響因素：農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)支出、土地轉(zhuǎn)出意愿對小農(nóng)戶合作生產(chǎn)具有正向影響，非農(nóng)收入對農(nóng)戶合作生產(chǎn)具有負(fù)向影響。

4.2 政策建議

針對影響小農(nóng)戶合作生產(chǎn)的主要因素，提出如下政策建議。

(1)大力發(fā)展農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)，健全農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)體系，發(fā)展多樣化的聯(lián)合與合作，提升小農(nóng)戶組織化程度。一是積極培育農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料供給、土地托管、農(nóng)機(jī)服務(wù)、農(nóng)技服務(wù)、農(nóng)產(chǎn)品銷售、資金互助等各類專業(yè)化市場化服務(wù)組織，為小農(nóng)戶提供生產(chǎn)、流通、金融、技術(shù)等農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)全鏈條服務(wù)。二是推動(dòng)各種生產(chǎn)、流通、科技服務(wù)、農(nóng)機(jī)服務(wù)等合作組織的聯(lián)合和重組，積極發(fā)展包括生產(chǎn)合作、供銷合作和信用合作“三位一體”的農(nóng)業(yè)綜合性合作組織，以滿足農(nóng)戶的綜合需求。三是推動(dòng)地方綜合性合作組織跨鄉(xiāng)、跨縣、跨市等的聯(lián)合與合作，實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶更大范圍、更高層次上的聯(lián)合與合作，使農(nóng)戶能夠分享農(nóng)業(yè)全產(chǎn)業(yè)鏈?zhǔn)找?，?shí)現(xiàn)強(qiáng)農(nóng)富農(nóng)興農(nóng)的戰(zhàn)略目標(biāo)。

(2)完善農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場，探索農(nóng)村土地退出激勵(lì)機(jī)制，推動(dòng)農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，為小農(nóng)戶發(fā)展壯大創(chuàng)造條件。一是加快推進(jìn)農(nóng)村承包地、宅基地“三權(quán)分置”改革，強(qiáng)化農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場的組織管理、信息發(fā)布、中介服務(wù)等規(guī)范管理，大力發(fā)展土地股份合作、村集體統(tǒng)一流轉(zhuǎn)等新型方式，推進(jìn)農(nóng)村土地規(guī)范、有序流轉(zhuǎn)，給農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)吃下定心丸。二是探索農(nóng)戶承包地、宅基地退出激勵(lì)機(jī)制，促進(jìn)那些城鎮(zhèn)穩(wěn)定就業(yè)、非農(nóng)收入高的農(nóng)戶徹底退出農(nóng)業(yè)、落戶城鎮(zhèn)，加快農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，從而促進(jìn)農(nóng)村土地資源的優(yōu)化配置，為職業(yè)農(nóng)戶的發(fā)展提供稀缺的土地資源支持。三是加快戶籍、社保等制度改革，建設(shè)城鄉(xiāng)統(tǒng)一的社會(huì)保障體系，讓農(nóng)村轉(zhuǎn)移人口真正享有市民所擁有的各項(xiàng)權(quán)益，包括醫(yī)療、衛(wèi)生、教育、就業(yè)等各種社會(huì)保障，讓他們真正融入城市，徹底解除農(nóng)村轉(zhuǎn)移人口的后顧之憂。