家庭農(nóng)場帶動小農(nóng)戶發(fā)展的意愿及影響因素研究

鄧 玲，廖宇施，成建江

（湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖南 長沙 410128；湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)東方科技學(xué)院，湖南 長沙 410128）

加快小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的有機(jī)銜接，是推進(jìn)我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展和實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要舉措。小農(nóng)戶是我國歷史演進(jìn)過程中不可或缺的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)單位，在促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和維護(hù)社會穩(wěn)定方面發(fā)揮著重要作用。在我國農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體中，小農(nóng)戶數(shù)量高達(dá)98%；超過90%的農(nóng)業(yè)從業(yè)人員是小農(nóng)戶；總耕地面積中70%的土地是由小農(nóng)戶進(jìn)行經(jīng)營。截至2019 年年末，我國耕地面積為12 786.2 萬hm2，農(nóng)戶數(shù)量約2.3 億戶，平均每戶耕地面積約0.556 hm2。當(dāng)前，受自身條件的制約，小農(nóng)戶難以形成農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營[1]。因此，紓解小農(nóng)戶發(fā)展困境，加快融入農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程，急需外部力量的引導(dǎo)和推動。

自2013 年中央一號文件提出“家庭農(nóng)場”這一概念以來，家庭農(nóng)場的發(fā)展不斷深入、日益壯大。家庭農(nóng)場是以家庭成員為主要勞動力，以農(nóng)業(yè)營業(yè)收入為主要收入來源，從事規(guī)?；?、集約化、商品化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體。家庭農(nóng)場和小農(nóng)戶都是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)營體系的重要組成部分，二者有明顯的差別，也有著天然聯(lián)系。第一，小農(nóng)戶規(guī)模小、抗風(fēng)險能力弱[2]，無法科學(xué)使用土地、施用化肥等導(dǎo)致資源浪費(fèi)[3]，組織化程度低[4]，難以適應(yīng)現(xiàn)代化發(fā)展，急需引領(lǐng)和扶持。第二，家庭農(nóng)場正逐漸成為農(nóng)產(chǎn)品供給保障的重要主體[5]，存在著對小農(nóng)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(lián)系[7]。第三，在實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略過程中，家庭農(nóng)場承擔(dān)著經(jīng)濟(jì)、社會、生態(tài)三大功能[8]和社會使命，在輻射帶動、品牌效應(yīng)、銷售渠道等方面對小農(nóng)戶具有帶動作用[9]。但是，現(xiàn)階段家庭農(nóng)場對小農(nóng)戶的帶動能力還有待提升[10]。

因此，家庭農(nóng)場是否愿意帶動小農(nóng)戶融入現(xiàn)代農(nóng)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(dāng)前亟待解決的現(xiàn)實問題。筆者通過實證分析家庭農(nóng)場帶動小農(nóng)戶發(fā)展的意愿及其影響因素，豐富了家庭農(nóng)場的相關(guān)理論研究，同時對帶動小農(nóng)戶銜接現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，助推農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施具有重要現(xiàn)實意義。

1 理論分析與研究假設(shè)

輻射帶動作用指區(qū)域中心城市依靠自身較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)、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(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)營體系這一情境下，作為市場主體之一的家庭農(nóng)場，出于滿足自身利益需求的目的，對當(dāng)?shù)匦∞r(nóng)戶進(jìn)行生產(chǎn)引導(dǎo)，在追求自身持續(xù)發(fā)展的同時促進(jìn)了小農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)現(xiàn)代化水平。家庭農(nóng)場利用市場實力，通過為小農(nóng)戶提供農(nóng)資統(tǒng)一采購、融資擔(dān)保、農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)、共享良種信息等，滿足自身對當(dāng)?shù)匦∞r(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)、季節(jié)性用工等需求，以實現(xiàn)規(guī)?；?jīng)營；小農(nóng)戶則通過與家庭農(nóng)場的合作實現(xiàn)采購成本、融資成本的降低。二者的緊密聯(lián)結(jié)機(jī)制實現(xiàn)了要素資源的互換，符合各自的利益需求，提高了小農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性，實現(xiàn)了家庭農(nóng)場對小農(nóng)戶的輻射帶動作用。

第一，對潛在利潤的追求刺激家庭農(nóng)場萌生帶動意愿。出讓一部分利益為當(dāng)?shù)匦∞r(nóng)戶提供發(fā)展條件，為的是能與小農(nóng)戶達(dá)成要素互換，實現(xiàn)擴(kuò)大市場占有率的自身利益。這需要家庭農(nóng)場負(fù)責(zé)人具備一定的企業(yè)家才能，才能基于對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展趨勢，做出對家庭農(nóng)場與小農(nóng)戶緊密聯(lián)結(jié)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(nóng)場負(fù)責(zé)人的管理經(jīng)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(nóng)場負(fù)責(zé)人在當(dāng)?shù)貜氖罗r(nóng)業(yè)生產(chǎn)管理的時間越長，和當(dāng)?shù)匦∞r(nóng)戶共處的經(jīng)驗則越多，具備越強(qiáng)的管理協(xié)調(diào)能力；家庭農(nóng)場負(fù)責(zé)人受教育水平和接受繼續(xù)教育的意愿越強(qiáng)，則市場分析能力和判斷能力越強(qiáng)。

第二，對經(jīng)營收益的滿意度決定家庭農(nóng)場對小農(nóng)戶帶動意愿的可持續(xù)性。成本-收益確定了家庭農(nóng)場的盈利水平。如果家庭農(nóng)場在與小農(nóng)戶的聯(lián)結(jié)機(jī)制中獲得的潛在要素收益良好，并對抵補(bǔ)一定帶動成本后的經(jīng)營利潤感到滿意，則越愿意維護(hù)與小農(nóng)戶的聯(lián)結(jié)機(jī)制?，F(xiàn)有土地規(guī)模、生產(chǎn)設(shè)備價值影響家庭農(nóng)場的產(chǎn)品生產(chǎn)能力，農(nóng)產(chǎn)品品牌的認(rèn)知度[16]、網(wǎng)絡(luò)等信息化手段的使用情況影響家庭農(nóng)場的銷售能力，并進(jìn)一步影響盈利能力。而家庭農(nóng)場經(jīng)營中面臨的融資約束程度越強(qiáng)、土地流轉(zhuǎn)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(jìn)一步降低帶動意愿。參加農(nóng)業(yè)保險能分散農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的風(fēng)險成本。

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

因此，提出如下假設(shè)。

假設(shè)1：年齡對家庭農(nóng)場負(fù)責(zé)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(xùn)的意愿程度對家庭農(nóng)場負(fù)責(zé)人帶動小農(nóng)戶發(fā)展的意愿具有正向影響。

假設(shè)2：農(nóng)場經(jīng)營收益滿意度、品牌效益的認(rèn)知度、是否連接寬帶、擁有設(shè)備的價值以及參加農(nóng)業(yè)保險對家庭農(nóng)場負(fù)責(zé)人帶動意愿具有正向影響，融資約束程度、土地流轉(zhuǎn)成本、雇工成本對帶動意愿具有負(fù)向影響。

假設(shè)3：政府支農(nóng)資金力度、區(qū)域內(nèi)基礎(chǔ)設(shè)施完善度對家庭農(nóng)場負(fù)責(zé)人帶動小農(nóng)戶發(fā)展的意愿具有正向影響。

2 數(shù)據(jù)來源與研究方法

2.1 數(shù)據(jù)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(jīng)濟(jì)發(fā)展水平各異的地區(qū)進(jìn)行調(diào)研，通過“實地一對一對話”與“線上一對一指導(dǎo)”相結(jié)合的調(diào)研方式，對家庭農(nóng)場的負(fù)責(zé)人個體特征、農(nóng)場經(jīng)營特征和外部環(huán)境等情況進(jìn)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(guān)于家庭農(nóng)場帶動小農(nóng)戶發(fā)展“愿意與否”的度量。問卷中對應(yīng)設(shè)計題目是“您是否愿意為小農(nóng)戶提供以下信息或服務(wù)：（1）資金擔(dān)保；（2）良種信息與技術(shù)指導(dǎo)；（3）農(nóng)資、農(nóng)藥統(tǒng)一采購；（4）農(nóng)產(chǎn)品收購與代加工；（5）農(nóng)機(jī)具租賃與銷售；（6）不愿意”。采用二元賦值法，只要家庭農(nóng)場提供了任意一種信息或服務(wù)，就表示家庭農(nóng)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(fù)責(zé)人特征、農(nóng)場經(jīng)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(nóng)場帶動小農(nóng)戶發(fā)展意愿的因素。其中，負(fù)責(zé)人特征包括年齡、文化程度、是否接受過技術(shù)培訓(xùn)；農(nóng)場特征包括經(jīng)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(zhuǎn)難度和雇工成本；外部因素包括政府支農(nóng)資金力度和區(qū)域基礎(chǔ)設(shè)施完善程度。各指標(biāo)賦值詳見表1。

2.3 模型選擇

被解釋變量為“家庭農(nóng)場是否愿意帶動小農(nóng)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(nóng)場負(fù)責(zé)人愿意帶動小農(nóng)戶發(fā)展的概率，取值范圍為[0，1]。P=1 代表家庭農(nóng)場負(fù)責(zé)人愿意帶動小農(nóng)戶發(fā)展，其余為0，P=0 的概率為（1-P）。對比數(shù)P/（1-P）取自然對數(shù)，即ln[P/(1-P)]，記為Logit（P），其具體公式如下。

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

3 結(jié)果與分析

為確保數(shù)據(jù)處理和數(shù)據(jù)分析的科學(xué)合理性，采用SPSS 26.0 軟件對影響家庭農(nóng)場負(fù)責(zé)人帶動小農(nóng)戶發(fā)展意愿的14 個變量進(jìn)行了二元Logit 模型分析，進(jìn)而確定不同指標(biāo)的影響方向及程度。

3.1 描述性統(tǒng)計分析

3.1.1 樣本基本特征分析結(jié)合調(diào)研數(shù)據(jù)，對所涉及的變量，初步進(jìn)行了描述性統(tǒng)計分析，如表1 所示。樣本數(shù)據(jù)顯示，受訪農(nóng)場負(fù)責(zé)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(xué)歷為小學(xué)及初中的農(nóng)場負(fù)責(zé)人占比57.4%，高中及以上學(xué)歷占比42.6%。由此看出，受訪家庭農(nóng)場負(fù)責(zé)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(nóng)場負(fù)責(zé)人學(xué)歷集中于中等偏下的水平。除此之外，接受培訓(xùn)意愿程度、經(jīng)營收益滿意度、品牌認(rèn)知度、參加保險意識、融資約束程度、土地流轉(zhuǎn)成本和難易程度、及政府支農(nóng)資金力度對家庭農(nóng)場負(fù)責(zé)人對小農(nóng)戶帶動意愿也具有顯著的影響。在受調(diào)查的農(nóng)場負(fù)責(zé)人中，對接受培訓(xùn)意愿的均值為0.973，說明絕大部分農(nóng)場負(fù)責(zé)人表現(xiàn)出較為強(qiáng)烈的參與意愿；對經(jīng)營收益滿意度的均值為2.75，說明大部分農(nóng)場負(fù)責(zé)人對農(nóng)場的經(jīng)濟(jì)效益基本滿意，能夠產(chǎn)生盈余；已有自己的品牌或有意加盟、自創(chuàng)品牌的農(nóng)場占比43.3%；參加農(nóng)業(yè)保險的農(nóng)場占比64%，總數(shù)不多但超過一半，說明越來越多的農(nóng)場負(fù)責(zé)人參保意識提高，這一變化不僅有益于抵抗風(fēng)險，有利于增強(qiáng)對小農(nóng)戶的帶動意愿，而且對于家庭農(nóng)場這一現(xiàn)代化農(nóng)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(rèn)為融資很容易，高達(dá)82.7%的受訪者認(rèn)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(nóng)資金幫助的農(nóng)場較少，認(rèn)為政府支農(nóng)資金力度大、能起作用的農(nóng)場負(fù)責(zé)人僅占受訪者數(shù)量的10.7%；此外，68%的受訪者認(rèn)為土地流轉(zhuǎn)的難度很大，主要原因是流轉(zhuǎn)成本過高?？傮w而言，家庭農(nóng)場負(fù)責(zé)人對周圍小農(nóng)戶的帶動意愿較強(qiáng)烈，有77.3%的農(nóng)場負(fù)責(zé)人愿意帶動小農(nóng)戶發(fā)展，這一現(xiàn)象與鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略要求相契合。

3.1.2 變量相關(guān)性分析相關(guān)性結(jié)果如表2 所示。總體而言，個體類特征因素中年齡對帶動意愿存在正相關(guān)（R=0.421，P＜0.01）；文化程度對帶動意愿存在正相關(guān)（R=0.532，P＜0.01）；是否愿意接受培訓(xùn)對帶動意愿存在正相關(guān)（R=0.047，P＜0.01）；家庭類特征因素中經(jīng)濟(jì)效益滿意度對帶動意愿存在正相關(guān)（R=0.246，P＜0.01）；農(nóng)產(chǎn)品有無品牌對帶動意愿存在正相關(guān)（R=0.334，P＜0.01）；是否參加保險對帶動意愿存在正相關(guān)（R=0.490，P＜0.01）；流轉(zhuǎn)土地難度對帶動意愿存在負(fù)相關(guān)（R=-0.218，P＜0.01）；雇工成本對帶動意愿存在負(fù)相關(guān)（R=-0.472，P＜0.01）；融資約束程度對帶動意愿存在負(fù)相關(guān)（R=-0.290，P＜0.01）；外部類特征因素中政府支農(nóng)資金力度對帶動意愿存在正相關(guān)（R=0.166，P＜0.05），初步驗證了原假設(shè)模型。

表2 變量描述與相關(guān)矩陣

3.2 家庭農(nóng)場負(fù)責(zé)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(rèn)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(yán)重，運(yùn)用SPSS 26.0 進(jìn)行多重共線性診斷的結(jié)果顯示VIF 值均小于10，其中VIF 最大值為2.103，遠(yuǎn)小于界值10，因此，可以認(rèn)定變量之間不存在嚴(yán)重多重共線性。同時，對樣本數(shù)據(jù)采用系統(tǒng)中Method 默認(rèn)方法，剔除不顯著變量后進(jìn)行多次疊加回歸分析。最終模型的估計結(jié)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(jié)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(yù)測準(zhǔn)確概率為98%，說明回歸方程擬合優(yōu)度良好，回歸結(jié)果具有較強(qiáng)的可信度。

表3 Logit 回歸模型估計結(jié)果

3.2.2 Logit回歸模型估計結(jié)果 以表2 分析結(jié)果為依據(jù)，進(jìn)一步從家庭農(nóng)場負(fù)責(zé)人、農(nóng)場組織特征及外部社會環(huán)境三方面對影響家庭農(nóng)場負(fù)責(zé)人帶動意愿的因素進(jìn)行分析。

（1）負(fù)責(zé)人特征因素主要考慮年齡和文化程度。其中，“年齡”變量系數(shù)和“文化程度”變量系數(shù)均為正值，且均為1%水平顯著，可見，年齡對家庭農(nóng)場負(fù)責(zé)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(nóng)戶發(fā)展的意愿更強(qiáng)?！拔幕潭取卑壳拔幕揭约敖邮芾^續(xù)教育培訓(xùn)兩方面，該變量對家庭農(nóng)場負(fù)責(zé)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(nóng)場負(fù)責(zé)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(zhǔn)確，對相關(guān)政策了解更透徹，愿意在推動自身發(fā)展的同時帶動小農(nóng)戶的發(fā)展，促進(jìn)共同富裕，助力農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化改造。

（2）農(nóng)場經(jīng)營特征主要考慮家庭主要成員對接受培訓(xùn)意愿程度、經(jīng)營收益滿意度、品牌效益的認(rèn)知度、是否參加保險、融資約束程度、流轉(zhuǎn)土地難度及雇工成本高低的主觀評價，對農(nóng)場負(fù)責(zé)人帶動意愿起到重要驅(qū)動作用。其中，“接受培訓(xùn)意愿程度”系數(shù)為正值，1%水平顯著，對農(nóng)場負(fù)責(zé)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(nóng)場負(fù)責(zé)人更愿意分享自身經(jīng)驗，帶動小農(nóng)戶的發(fā)展；“對經(jīng)營收益的滿意效度”系數(shù)為正值，1%水平顯著，對農(nóng)場負(fù)責(zé)人的帶動意愿有著極顯著的正向影響，說明對經(jīng)濟(jì)效度越滿意的家庭農(nóng)場更有擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模的意愿，更愿意帶動周圍農(nóng)戶的發(fā)展，為自身發(fā)展的擴(kuò)展減少阻力；“是否參加保險”系數(shù)為正值，5%水平顯著，對農(nóng)場負(fù)責(zé)人的帶動意愿具有顯著正向影響，數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示農(nóng)業(yè)保險參保率達(dá)到64%，說明如今家庭農(nóng)場負(fù)責(zé)人對購買農(nóng)業(yè)保險的意識較強(qiáng)；“品牌效益的認(rèn)知度”變量系數(shù)為正值，1%水平顯著，擁有品牌或具有較強(qiáng)品牌意識的家庭農(nóng)場往往愿意凝聚周邊的小農(nóng)戶做大做強(qiáng)，即農(nóng)場負(fù)責(zé)人對其他農(nóng)戶的帶動意愿的驅(qū)動力越強(qiáng)?！叭谫Y約束程度”變量系數(shù)和“流轉(zhuǎn)土地難度”變量系數(shù)均為負(fù)值，且均為1%水平顯著，高達(dá)82.7%的受訪者表示融資難度大，其中，“融資難”對應(yīng)體現(xiàn)為家庭農(nóng)場融資能力弱，主要體現(xiàn)在融資渠道少、融資成本高，不利于家庭農(nóng)場自身的發(fā)展，進(jìn)而農(nóng)場負(fù)責(zé)人帶動周圍小農(nóng)戶發(fā)展的意愿越??；同時，緊缺的資金會導(dǎo)致農(nóng)場負(fù)責(zé)人手中的流動資金較少，加大土地流轉(zhuǎn)的難度；“雇工成本”變量系數(shù)為負(fù)值，1%水平顯著，為方便統(tǒng)計，本研究將工資折合為“元/日”，據(jù)統(tǒng)計，日薪主要集中在120～150 元區(qū)間，占受訪農(nóng)場的44%，其次，支付日薪區(qū)間在151～180 元的家庭農(nóng)場占比24%，在調(diào)研過程中，超過半數(shù)的農(nóng)場負(fù)責(zé)人認(rèn)為雇工成本偏高，導(dǎo)致沒有多余的資金幫扶小農(nóng)戶的發(fā)展，或主觀上不愿幫助。但是，“是否連接寬帶”變量、“設(shè)備價值”變量以及“總面積”變量，與帶動意愿無顯著相關(guān)性，與原假設(shè)不一致。

（3）家庭農(nóng)場負(fù)責(zé)人對小農(nóng)戶的帶動意愿除受農(nóng)場負(fù)責(zé)人個人主觀意愿影響和家庭因素驅(qū)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(nóng)資金力度”變量系數(shù)為正值，1%水平顯著，受訪者中，僅有10.7%的農(nóng)場負(fù)責(zé)人認(rèn)為政府支農(nóng)資金力度的效用大，而政府支農(nóng)資金也是經(jīng)營家庭農(nóng)場資金的一個重要來源，較少的資金，對農(nóng)場負(fù)責(zé)人的帶動意愿起到顯著的制約作用。此外，“農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施”變量與帶動意愿無顯著相關(guān)性，與原假設(shè)不一致。

4 結(jié)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(nóng)場調(diào)研數(shù)據(jù)，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(nóng)場負(fù)責(zé)人帶動小農(nóng)戶發(fā)展意愿的因素，結(jié)果表明，影響農(nóng)場負(fù)責(zé)人帶動意愿的因素主要為農(nóng)場負(fù)責(zé)人對經(jīng)濟(jì)效益的滿意度，此外，家庭農(nóng)場負(fù)責(zé)人的年齡、文化程度、家庭農(nóng)場的農(nóng)產(chǎn)品品牌形象、經(jīng)營效益、農(nóng)業(yè)保險參與度和政府支農(nóng)資金力度等因素正向影響其帶動意愿；而土地流轉(zhuǎn)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(shù)據(jù)來源地區(qū)過于集中，類似研究擴(kuò)展至湖南省其他市、縣地區(qū)是未來進(jìn)一步的研究方向。

根據(jù)上述結(jié)論，建議：（1）為提高農(nóng)場負(fù)責(zé)人經(jīng)濟(jì)滿意度，最直接的行為應(yīng)是增加農(nóng)場負(fù)責(zé)人的收入。僅通過政府減免農(nóng)業(yè)稅以及提供農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼難以達(dá)到目的，還應(yīng)建立完備的金融體系，改善“融資難”的局面。農(nóng)業(yè)受自然災(zāi)害影響大，應(yīng)該加大政策保險覆蓋度，同時，還可以鼓勵商業(yè)保險在農(nóng)業(yè)方面的發(fā)展，幫助農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者平抑風(fēng)險，減少虧損，實現(xiàn)家庭農(nóng)場經(jīng)濟(jì)效益實現(xiàn)最大化。（2）完善促進(jìn)企業(yè)家才能發(fā)揮的政策體系。家庭農(nóng)場負(fù)責(zé)人的管理經(jīng)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(dǎo)，加強(qiáng)培訓(xùn)，提高農(nóng)場負(fù)責(zé)人自身綜合素質(zhì)，提升農(nóng)場負(fù)責(zé)人對小農(nóng)戶正向的帶動意愿。（3）政府應(yīng)把握家庭農(nóng)場與小農(nóng)戶發(fā)展的趨勢，搭建良好的綜合信息服務(wù)平臺，提供季節(jié)用工、土地流轉(zhuǎn)、農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)、農(nóng)資購銷服務(wù)等信息，解決家庭農(nóng)場發(fā)展中存在的土地流轉(zhuǎn)、季節(jié)性用工困難等問題，提升家庭農(nóng)場的輻射帶動能力。