甘薯農(nóng)戶擴(kuò)大種植意愿影響因素研究

中圖分類號(hào)：F326.11 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：2095-5553（2025）07-0327-08

DOI：10.13733/j.jcam.issn.2095-5553.2025.07.046

Abstract：This studyexamined the factorsinfluencing farmers’wilingnessto expandsweet potatocultivation in Jiangxi Province.Based on a questionnaire survey of 68O sample farmers across11 cities with districts，the research employed the Cobb-Douglasproductionfunctionasareferenceframework.Itincorporatedvariablesrelated to labor，capital，technologyandotherkeyfactors，utilizingabinary logisticregression model toanalyze thesurvey. Theregresionanalysis revealed that five independent variables significantlyinfluencefarmers’willngnesstoexpand sweet potatocultivation.These include wilingnestojoinspecializedagriculturalcooperatives，registrationof brandtrademarks foragricultural products，output value per hectare，degree of mechanization replacing manual labor，andtheratio of plantingincome tototal household income.Allfivevariablesexhibitapositiveregressioncoeficient，aligningwith expected impact judgment.This indicates that farmers whoare inclinedto join specializedagricultural cooperatives andregisterbrand trademarks ofagricultural productsare more likely to expand sweet potato cultivation. Additionally，higheroutput valueperunit area，greater mechanization，andalarger proportionof planting income relative to totalhousehold income further enhance the likelihoodof expansion.However，contrary to expectations，the regresion analysis showed that higher education levels，higher yields per hectare，and participation in planting technology trainingareassociated withalower wilingness toexpand cultivation，while higher productioncosts per hectarecorrespond to a greater likelihoodof expansion. Basedon these findings，the studyrecommends strengthening specialized sweet potato cooperatives，promoting agricultural branding through trademark registration，advancing mechanization and digital transformation，andaddressng structural chalenges insweet potato production.These insights providevaluableguidance for policymakers and stakeholders in developing and optimizing the sweet potato industryin Jiangxi Province.

Keywords：sweet potato farmers；expanding cultivation；Logistic model；planting wilingness；influencing factors

0 引言

我國(guó)是全球甘薯產(chǎn)量和種植面積最大的國(guó)家。甘薯在我國(guó)的農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量排名第4，僅次于水稻、小麥和玉米，是我國(guó)主要的糧食作物之一。作為抗饑荒的重要作物，甘薯以其高產(chǎn)、穩(wěn)產(chǎn)、抗旱和適應(yīng)性強(qiáng)等特點(diǎn)而聞名。隨著經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展和人們食品消費(fèi)觀念的改變，甘薯因其獨(dú)特顯著的保健和藥用價(jià)值受到當(dāng)今消費(fèi)者廣泛推崇。

江西省屬于傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)大省，也是我國(guó)重要的糧食主產(chǎn)區(qū)。同時(shí)，江西省地理資源豐富，土壤肥沃，地勢(shì)平坦，水源充足，具有獨(dú)特的紅壤旱地丘陵山區(qū)，氣候條件完全滿足甘薯生長(zhǎng)發(fā)育對(duì)溫度、光照、水分等的基本要求，適宜甘薯等作物的種植。甘薯在江西省已有悠久的種植歷史，是江西主要的旱糧作物之一?！?022江西統(tǒng)計(jì)年鑒》顯示，江西省薯類種植面積從2017年的 上升到2021年的141.4khm² 。就2018年國(guó)家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)而言，與全國(guó)各省份的甘薯種植面積、總產(chǎn)量、單產(chǎn)3個(gè)方面橫向?qū)Ρ龋魇∪圆荒苓M(jìn)入全國(guó)前十的行列。近年來，江西省農(nóng)業(yè)農(nóng)村廳十分重視薯類產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，薯類作物在江西省的種植規(guī)模、新品種的引進(jìn)與培育、產(chǎn)后加工等方面取得一定的成績(jī)，正逐步向一個(gè)新的朝陽產(chǎn)業(yè)方向發(fā)展。但目前江西省甘薯產(chǎn)業(yè)發(fā)展并未得到深入且系統(tǒng)的研究。

當(dāng)前，甘薯產(chǎn)業(yè)研究主要從產(chǎn)業(yè)變遷與布局[2]、體系構(gòu)建與消費(fèi)結(jié)構(gòu)[3·4]、技術(shù)更新[5]、價(jià)值應(yīng)用[6]、加工產(chǎn)業(yè)鏈、市場(chǎng)價(jià)格反應(yīng)8等角度進(jìn)行研究，而農(nóng)戶作為農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體單位之一，農(nóng)戶的種植意愿對(duì)產(chǎn)業(yè)發(fā)展有直接影響。因此，學(xué)者們對(duì)某種農(nóng)作物農(nóng)戶的種植意愿進(jìn)行了大量的研究，從不同角度、層面得出結(jié)論不一。馬云倩等9采用Logistic模型對(duì)農(nóng)戶種植馬鈴薯意愿進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)單位面積投入、土地使用情況、資金使用情況、馬鈴薯種植年限、單位面積產(chǎn)量以及銷售渠道等7個(gè)因素對(duì)農(nóng)戶種植馬鈴薯的意愿產(chǎn)生顯著性影響。王妍等[1o利用Logistic模型對(duì)農(nóng)戶種植有機(jī)蔬菜意愿的影響因素進(jìn)行分析，結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)效益及種植技術(shù)對(duì)農(nóng)戶種植有機(jī)蔬菜具有決定作用，農(nóng)戶的個(gè)人稟賦以及政府補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶種植有機(jī)蔬菜具有重要作用。吳懷軍等[1]基于Logit等模型對(duì)油料作物花生的生產(chǎn)影響因素進(jìn)行研究，研究發(fā)現(xiàn)，家中有人在城鎮(zhèn)有固定的工作、戶主性別、家庭收入類型和良種補(bǔ)貼這4個(gè)因素對(duì)種植花生有負(fù)向且顯著性影響，戶主年齡、科技示范戶、地形、品種滿意度、機(jī)械化程度、收獲量對(duì)種植花生有正向且顯著的影響。張倩等[12利用二元Logistic模型對(duì)農(nóng)牧民肉從蓉種植意愿影響因素進(jìn)行研究，種植補(bǔ)貼、培訓(xùn)次數(shù)、文化程度、單位面積成本等7個(gè)自變量對(duì)種植意愿產(chǎn)生正向影響，而農(nóng)牧戶年齡存在負(fù)向影響。宋金田等13采用Logit模型對(duì)柑橘主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶柑橘種植意愿進(jìn)行調(diào)查分析，研究表明，戶主年齡、是否參加過技術(shù)培訓(xùn)、種植年限、是否了解市場(chǎng)行情等因素對(duì)農(nóng)戶柑橘種植意愿產(chǎn)生顯著性影響。

雖然目前已有很多對(duì)作物種植意愿的研究，但鮮有對(duì)甘薯農(nóng)戶種植意愿及其影響因素的研究。且在變量選擇方面，上述研究中的模型變量選取較為隨意，并沒有相關(guān)理論支撐。在此背景下，本文在采用Logistic二元回歸模型進(jìn)行分析的同時(shí)，參考柯布一道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)[14]，從勞動(dòng)力因素、資本因素、技術(shù)因素和其他因素4個(gè)方面設(shè)定自變量，通過對(duì)江西省11個(gè)地級(jí)市680個(gè)種植戶的調(diào)研，利用調(diào)研數(shù)據(jù)對(duì)農(nóng)戶擴(kuò)大甘薯種植意愿影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，以期為未來江西省甘薯產(chǎn)業(yè)發(fā)展和產(chǎn)能調(diào)整提供決策參考。

1數(shù)據(jù)來源與特征描述

數(shù)據(jù)來自2023年對(duì)江西省甘薯種植戶的問卷調(diào)查，樣本區(qū)域涉及江西省11個(gè)地級(jí)市，主要調(diào)查內(nèi)容涉及農(nóng)戶的基本特征、生產(chǎn)特征、家庭收入特征、外部環(huán)境4個(gè)方面的問題，并以江西省各地級(jí)市2018年發(fā)布的薯類種植總產(chǎn)量的區(qū)域分布比例為依據(jù)，發(fā)放收集問卷樣本725份，有效問卷680份，問卷有效率為 93.79% 。

樣本統(tǒng)計(jì)調(diào)查顯示，被調(diào)查對(duì)象中，農(nóng)戶年齡在25～35 歲的占 37.94% ；受教育程度以專科、本科為主占 57.21% ；家庭勞動(dòng)力有2人的占 35.44% ，有3人的占 25.15% ，平均勞動(dòng)力人數(shù)為3.04人；種植收入占家庭總收入 25% 以下的群體有 67.5% ；近兩年未參加過技術(shù)培訓(xùn)的占 61.18% ；近兩年未獲得相關(guān)政策補(bǔ)貼的占 61.03% 。

2 變量設(shè)定與數(shù)據(jù)檢驗(yàn)

2.1 變量設(shè)定

1）因變量。研究農(nóng)戶擴(kuò)大甘薯種植意愿的影響因素，因變量以“是否愿意擴(kuò)大種植面積”作為擴(kuò)大種植意愿考察指標(biāo)。這是二分類變量，采用二元Logistic回歸分析模型。

2）自變量。農(nóng)戶的甘薯種植銷售行為符合經(jīng)濟(jì)人假設(shè)，無論是否愿意擴(kuò)大甘薯種植面積，都是為追求利益最大化而從事的經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)活動(dòng)?？虏家坏栏窭股a(chǎn)函數(shù)正是用來測(cè)量生產(chǎn)要素投人與產(chǎn)出的模型，其中主要因素是勞動(dòng)力、資本和技術(shù)3個(gè)方面?；诖死碚?，本文對(duì)勞動(dòng)力因素、資本因素、技術(shù)因素和其他因素4個(gè)方面共17個(gè)變量進(jìn)行建模分析，各變量的賦值情況如表1所示，其中單位面積為每公頃。

表1變量的選擇、賦值及預(yù)期影響判斷 Tab.1 Selection，assignment and expected impact judgment of variables

本文以性別、年齡段、受教育程度、家庭勞動(dòng)力人數(shù)反映勞動(dòng)力因素。正常而言，男性相比于女性更富有冒險(xiǎn)精神，更容易接納擴(kuò)大種植。農(nóng)戶年齡越大，身體素質(zhì)下降，對(duì)新鮮事物的接受能力越低，對(duì)于擴(kuò)大種植的意愿也會(huì)越低。受教育程度越高，綜合能力越高，對(duì)種植技術(shù)、管理技術(shù)的接納與運(yùn)用更容易，其擴(kuò)大種植的意愿也會(huì)更強(qiáng)烈。家庭勞動(dòng)力人數(shù)直接反映勞動(dòng)成本，家庭勞動(dòng)力人數(shù)越多成本越低，擴(kuò)大種植的意愿也更強(qiáng)烈。設(shè)定單位面積產(chǎn)量、單位面積成本、單位面積產(chǎn)值、機(jī)器代替人力的程度、種植收入占家庭總收入比、是否獲得過甘薯相關(guān)政策補(bǔ)貼這6個(gè)自變量反映資本因素。正常而言，單位面積產(chǎn)量越高，單位面積成本越低，單位面積產(chǎn)值越高，機(jī)械化程度越高，帶來的直接經(jīng)濟(jì)收益越大，擴(kuò)大種植的意愿也會(huì)更強(qiáng)烈。種植收入占家庭收入的比值越大，對(duì)于種植的依賴性也會(huì)更強(qiáng)，為增加家庭收人，擴(kuò)大種植的意愿也會(huì)更高。而甘薯相關(guān)政策補(bǔ)貼能直接激發(fā)擴(kuò)大種植積極性，設(shè)定種植模式、是否使用高產(chǎn)栽培技術(shù)、是否參加過種植技術(shù)培訓(xùn)反映技術(shù)因素。正常而言，一年多收的種植模式和高產(chǎn)栽培技術(shù)的使用能直接提高產(chǎn)量，對(duì)于擴(kuò)大甘薯種植的意愿也更強(qiáng)烈。而參加種植技術(shù)培訓(xùn)能夠?qū)W習(xí)先進(jìn)的育種、種植、管理以及機(jī)械使用技術(shù)，起到降本增效的效果，對(duì)于擴(kuò)產(chǎn)的意愿也更強(qiáng)烈。選取本村基礎(chǔ)水利設(shè)施情況、對(duì)甘薯政策支持滿意度、是否愿意加入農(nóng)業(yè)專業(yè)合作社、是否愿意注冊(cè)農(nóng)產(chǎn)品品牌商標(biāo)4個(gè)變量作為其他因素進(jìn)行分析。本村的基礎(chǔ)水利設(shè)施直接關(guān)系到甘薯種植的產(chǎn)量變化，基礎(chǔ)水利設(shè)施越完善，用水有保障，擴(kuò)大甘薯種植的意愿也會(huì)越強(qiáng)烈。當(dāng)?shù)卣馁J款、農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)等政策支持能夠有效緩解農(nóng)戶資金壓力、降低種植風(fēng)險(xiǎn)等難題，對(duì)當(dāng)?shù)卣恼咧С衷綕M意，就越愿意擴(kuò)大甘薯種植。加人農(nóng)業(yè)專業(yè)合作社能實(shí)現(xiàn)規(guī)?；y(tǒng)一經(jīng)營(yíng)，無論是生產(chǎn)、加工還是銷售都能實(shí)現(xiàn)資源優(yōu)化，降本增效。而注冊(cè)農(nóng)產(chǎn)品品牌商標(biāo)更能提升產(chǎn)品的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力和經(jīng)濟(jì)效益，對(duì)擴(kuò)大甘薯種植面積也能產(chǎn)生正向影響。

2.2 數(shù)據(jù)檢驗(yàn)

2.2.1 共線性分析

研究中涉及的自變量項(xiàng)數(shù)較多，為防止信息具有重疊關(guān)系，對(duì)模型帶來影響，或?qū)е履Ｐ蜔o法擬合出結(jié)果，在采用二元Logistic回歸模型分析之前，對(duì)自變量進(jìn)行共線性分析。采用VIF法判斷信息重疊情況，數(shù)據(jù)分析結(jié)果如表2所示，VIF法判斷共線性問題，從兩方面進(jìn)行分析：VIF值 gt;10 說明該項(xiàng)具有共線性問題，應(yīng)將此項(xiàng)刪除；容忍度值小于0.1，說明有共線性問題，也應(yīng)將此項(xiàng)刪除。由表2可知，本次研究選取的變量雖然數(shù)量較多，但都通過共線性檢驗(yàn)，沒有共線性問題。

表2共線性診斷Tab.2Collinear diagnosis

2.2.2 交叉卡方分析與方差分析

通過共線性分析，自變量 X 有17項(xiàng)，為保證自變量 X 與因變量 Y 均具有差異性，提高二元Logistic回歸模型的預(yù)測(cè)準(zhǔn)確率，先對(duì)定類的 X 與 Y 進(jìn)行卡方分析，對(duì)定量的 X 與 Y 進(jìn)行方差分析，最終將有差異關(guān)系的 X 放人二元Logistic回歸模型中突出變量間的影響關(guān)系，分析結(jié)果如表3和表4所示。

表3交叉（卡方）分析結(jié)果Tab.3Results of cross（Chi-square）analysis

注： 下同。

表4方差分析結(jié)果Tab.4Results of variance analysis

由表3可知，利用卡方檢驗(yàn)（交叉分析）研究定類指標(biāo) X₁°X₃°X₁₀°X₁₁°X₁₂°X₁₃°X₁₄°X₁₆°X₁₇ 與因變量 Y 的差異關(guān)系，經(jīng)分析，僅有 X₁₁ 的 p 值 gt;0.05 ，表明 X₁₁ （種植模式）對(duì)Y（是否愿意擴(kuò)大種植面積）不會(huì)表現(xiàn)出顯著性差異。因此，自變量 X₁₁ 做刪除處理。

由表4可知，采用方差分析對(duì)定量數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，經(jīng)分析，僅自變量 X₂ （年齡段）和 X₄ （家庭勞動(dòng)力人數(shù)）的 Σ_P 值 gt;0.05 ，說明 X₂ （年齡段）和 X_? （家庭勞動(dòng)力人數(shù)）對(duì)Y（是否愿意擴(kuò)大種植面積）不會(huì)表現(xiàn)出顯著性差異。因此， X₂ 和 X₄ 應(yīng)做刪除處理。

2.2.3 信度與效度分析

經(jīng)過上述分析，對(duì)剩余自變量中的定量數(shù)據(jù) X₅ ！X_s 、 X_Π7 、 X₈ 、 X_g 、 X₁₅ 的信度和效度進(jìn)行分析，具體分析結(jié)果如表5和表6所示。

表5Cronbach信度分析Tab.5Cronbach reliability analysis

表6KMO和Bartlett的檢驗(yàn)Tab.6KMO and Bartlett tests

信度分析采用的是克隆巴赫信度系數(shù)（Cronbach α 系數(shù)值），如表5所示，信度分析系數(shù)值為0.660，信度值 gt;0.6 ，說明信度可接受，可用于進(jìn)一步分析。

效度分析使用KMO和Bartlett檢驗(yàn)進(jìn)行效度驗(yàn)證， p 值 lt;0.05 ，說明通過檢驗(yàn)， KMO 值為0.730，介于 0.7～0.8 ，說明研究項(xiàng)數(shù)據(jù)可以被有效地提取信息，也從側(cè)面反映出效度較好。

3 模型構(gòu)建

本文研究的是農(nóng)戶擴(kuò)大甘薯種植意愿的影響因素，調(diào)查中就“是否愿意擴(kuò)大種植規(guī)?！币粏栕鞒龌卮穑卮鸾Y(jié)果有2種：愿意和不愿意，這是二分類定類數(shù)據(jù)，采用二元Logistic回歸模型進(jìn)行分析。將樣本“是否愿意擴(kuò)大種植規(guī)模\"作為因變量，愿意定義為 Y=1 .不愿意定義為 Y=0 。 P 表示發(fā)生的概率，即 Y=1 的概率為 P，1-P 表示沒有發(fā)生的概率，即 Y=0 的概率為 1-P ，則其回歸方程如式（1）所示。

式中：1-P 發(fā)生比，文中為“是否愿意擴(kuò)大種植規(guī)模\"選擇愿意和不愿意的發(fā)生比；P （20 擴(kuò)大甘薯種植意愿的概率；β ——回歸系數(shù);x 一自變量，即影響因素。

進(jìn)一步整理得

式中： ∣m ——影響概率的因素個(gè)數(shù)；χ_ik 自變量，表示第k種因素；α （204號(hào) 回歸截距；μ （204號(hào) 隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

4模型回歸結(jié)果與影響因素分析

4.1模型回歸結(jié)果

運(yùn)用SPSS29.O對(duì)調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行Logistic模型回歸分析，輸出回歸結(jié)果如表7所示。

表7二元Logistic回歸分析結(jié)果匯總 Tab.7Summary of results of binary Logistic regression analysis

引入模型的自變量共有14個(gè)，其中 X_τ7 （單位面積產(chǎn)值） X_s （機(jī)器代替人力的程度）、 X_g （種植收入占家庭總收入比）、 X₁₆ （是否愿意加入農(nóng)業(yè)專業(yè)合作社）、X₁₇ （是否愿意注冊(cè)農(nóng)產(chǎn)品品牌商標(biāo)）的 p 值均小于0.05，且回歸系數(shù)皆為正數(shù)，說明其對(duì)因變量 Y （是否愿意擴(kuò)大種植）產(chǎn)生正向且顯著的影響?；貧w方程如式（3）所示。

0.101×X₅+0.057×X₆+0.285× X_τ+0.558×X₈+0.356×X₉+ 0.032×X₁₀+0.435×X₁₂-0.023× X₁₃+0.093×X₁₄+0.036×X₁₅+ 1.739×X₁₆+1.907×X₁₇ （3）

模型的整體預(yù)測(cè)準(zhǔn)確率為 82.21% ，模型擬合情況可以接受。同時(shí)，采用HL（Hosmer-Lemeshow）指標(biāo)檢驗(yàn)二分類Logistic回歸模型的擬合優(yōu)度，輸出結(jié)果 Chi=9.852，p=0.276，p 值 gt;0.05 ，即本次模型通過HL檢驗(yàn)，模型擬合優(yōu)度較好。

4.2農(nóng)戶擴(kuò)大甘薯種植意愿影響因素分析

4.2.1勞動(dòng)力因素的影響

在勞動(dòng)力因素的4個(gè)指標(biāo)回歸分析中，農(nóng)戶基本特征中自變量 X₂ （年齡段）和自變量 X_? （家庭勞動(dòng)力人數(shù)）在模型回歸前的差異性分析中已做剔除處理，剩余變量 X₁ （性別）和 X₃ （受教育程度）對(duì)因變量 Y 的影響不具有顯著性， X_i 的回歸方向與預(yù)期影響判斷一致。自變量 X₃ 的回歸系數(shù)為負(fù)值，與預(yù)先判斷相反，即受教育程度越高越不愿意擴(kuò)大甘薯種植。研究的680份調(diào)研樣本數(shù)據(jù)中，受教育程度為大學(xué)?？坪捅究茖W(xué)歷的樣本有389份，占比 57.21% ，可能是因?yàn)槭芙逃潭仍礁撸邮苤R(shí)和新事物能力越高，有創(chuàng)業(yè)精神，其綜合評(píng)估能力越高，種植農(nóng)產(chǎn)品種類的選擇性也多，能夠選擇的創(chuàng)業(yè)方向和創(chuàng)造價(jià)值的機(jī)會(huì)也更多，而受教育程度不高的群體，其選擇性不多，更愿意長(zhǎng)期、擴(kuò)大種植[15]。

4.2.2 資本因素的影響

在資本因素的6個(gè)自變量中， X_τ7 （單位面積產(chǎn)值）、 X₈ （機(jī)器代替人力的程度）、 X_g （種植收入占家庭總收入比）這3個(gè)變量對(duì)因變量 Y 的影響具有顯著性，且回歸系數(shù)都為正數(shù)。 X_τ7 回歸系數(shù)為正，即甘薯的單位面積產(chǎn)值越高，獲得的經(jīng)濟(jì)收益就越高，越能提高農(nóng)戶種植甘薯的信心與積極性，擴(kuò)大種植意愿也就越高，這也是合乎常理的。

X₈ 的顯著性影響最大，表明機(jī)械化程度越高，越愿意擴(kuò)大甘薯種植。這是因?yàn)闄C(jī)械化程度的提高意味著甘薯生產(chǎn)效率的提升，人工等農(nóng)業(yè)成本減少，提高綜合效益，而機(jī)械化的投入可以從規(guī)模經(jīng)營(yíng)和提供農(nóng)機(jī)服務(wù)中得到回饋。李寧等[16]在對(duì)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的角色轉(zhuǎn)變研究中，以農(nóng)機(jī)服務(wù)對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模的影響為切入點(diǎn)，通過實(shí)證分析得出農(nóng)機(jī)服務(wù)通過降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本正向影響新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模的結(jié)論。

X_g 的正向回歸表現(xiàn)為種植收入占家庭總收入比越高，越愿意擴(kuò)大甘薯種植規(guī)模。種植收人占家庭收入的比例高，意味著甘薯種植是家庭主要的經(jīng)濟(jì)來源。在這種情況下，家庭可能更有動(dòng)力和動(dòng)機(jī)來增加產(chǎn)量，因?yàn)槿魏卧黾佣紩?huì)直接影響到家庭的經(jīng)濟(jì)狀況，可能獲得更高的利潤(rùn)和收人。這樣的家庭會(huì)更積極主動(dòng)地關(guān)注和學(xué)習(xí)種植技術(shù)、專業(yè)知識(shí)應(yīng)用，通過實(shí)踐來提高產(chǎn)量，因?yàn)檫@直接關(guān)系到他們的經(jīng)濟(jì)收入。李存貴[17]利用Logistic模型對(duì)農(nóng)戶土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)意愿進(jìn)行分析時(shí)，也通過實(shí)證分析得出家庭的非農(nóng)收人比重越高，土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的意愿就越低的結(jié)論。

變量 X₅ （單位面積產(chǎn)量）、 X_s （單位面積成本）、X₁₀ （是否獲得過甘薯相關(guān)政策補(bǔ)貼）對(duì)因變量 Y 的影響不具有顯著性。 X₅ 的回歸系數(shù)為負(fù)數(shù)，這與預(yù)期影響判斷相反。可能是由于產(chǎn)量越高，產(chǎn)能過剩，甘薯市場(chǎng)飽和度高，造成市場(chǎng)價(jià)格走低，綜合利潤(rùn)下降，種植戶不愿意投人更多的成本去擴(kuò)大種植，使得規(guī)模效益得不到有效提升。 X_s 的回歸系數(shù)為正數(shù)，與預(yù)期判斷相反，即單位面積成本越高，越愿意擴(kuò)大甘薯種植規(guī)模。高聰聰?shù)萚18]在對(duì)農(nóng)戶擴(kuò)大冬油菜種植規(guī)模意愿及影響因素分析時(shí)，也發(fā)現(xiàn)成本越高擴(kuò)產(chǎn)意愿越強(qiáng)。

X₁₀ 的回歸分析說明獲得過甘薯相關(guān)政策補(bǔ)貼相比于沒有獲得過補(bǔ)貼的種植戶更愿意擴(kuò)大種植規(guī)模。政策補(bǔ)貼能夠提升心理福利水平，加強(qiáng)農(nóng)戶規(guī)模經(jīng)營(yíng)意愿[18，19]

4.2.3 技術(shù)因素的影響

在交叉卡方檢驗(yàn)時(shí)，自變量 X₁₁ （種植模式）已做剔除處理。 X₁₂ （是否使用過高產(chǎn)栽培技術(shù)）、 X₁₃ （是否參與過種植技術(shù)培訓(xùn)）對(duì)因變量 Y 的影響不具有顯著性，X₁₃ 的回歸系數(shù)為負(fù)，與預(yù)期判斷影響相反，即參加過種植技術(shù)培訓(xùn)的人相比于未參加過培訓(xùn)的人更不愿意擴(kuò)大種植。技術(shù)培訓(xùn)雖然能夠提供更好的技術(shù)和方法，但隨之而來的可能是需要更多的投入成本，如更多的肥料、種子、勞動(dòng)力或者其他資源；同時(shí)，應(yīng)用培訓(xùn)技術(shù)的實(shí)用性與高產(chǎn)投比還需不斷適應(yīng)與檢驗(yàn)，提高甘薯農(nóng)戶對(duì)新技術(shù)運(yùn)用的謹(jǐn)慎與敏感程度，并且他們也需要時(shí)間來評(píng)估這些技術(shù)是否真的能夠帶來更高的利潤(rùn)。

4.2.4其他因素的影響

該研究中的其他因素影響主要從 X₁₄ （本村水利基礎(chǔ)設(shè)施情況）、 X₁₅ （對(duì)當(dāng)?shù)馗适碚咧С譂M意度）、X₁₆ （是否愿意加入農(nóng)業(yè)專業(yè)合作社）和 X₁₇ （是否愿意注冊(cè)農(nóng)產(chǎn)品品牌商標(biāo)）4個(gè)方面進(jìn)行調(diào)研分析。經(jīng)過Logistic回歸模型分析后，回歸方向與預(yù)期一致，但X₁₄ 和 X₁₅ 不具有顯著性影響。本村水利基礎(chǔ)設(shè)施越好，農(nóng)戶越愿意擴(kuò)大甘薯種植，對(duì)當(dāng)?shù)馗适碚咧С衷綕M意的人越愿意擴(kuò)大甘薯種植規(guī)模。這些完善的基礎(chǔ)配套設(shè)施和補(bǔ)貼、激勵(lì)政策都會(huì)提高農(nóng)戶的種植積極性，更愿意擴(kuò)大甘薯種植規(guī)模。

在進(jìn)入回歸模型分析后， X₁₆ 、 X₁₇ 對(duì)農(nóng)戶是否愿意擴(kuò)大甘薯種植有顯著影響，且回歸系數(shù)分別為1.739、1.907。 X_i6 回歸方向與預(yù)期影響判斷一致。即愿意加入農(nóng)業(yè)專業(yè)合作社比不愿意加入農(nóng)業(yè)專業(yè)合作社的人更愿意擴(kuò)大甘薯種植。周文琴等[20在對(duì)農(nóng)戶擴(kuò)大柑橘種植意愿的影響因素研究中，亦得出加入農(nóng)民專業(yè)合作社對(duì)農(nóng)戶擴(kuò)大柑橘種植規(guī)模意愿影響呈正向顯著關(guān)系。即相對(duì)于不愿意加人農(nóng)業(yè)合作社的農(nóng)戶，愿意加入農(nóng)業(yè)專業(yè)合作社的農(nóng)戶更愿意擴(kuò)大甘薯種植。農(nóng)業(yè)專業(yè)合作社是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程中產(chǎn)生的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體和服務(wù)主體，具有專業(yè)性和互助性。相比于散戶，農(nóng)業(yè)合作社能夠有效對(duì)接企業(yè)、聯(lián)結(jié)市場(chǎng)，為農(nóng)戶生產(chǎn)的農(nóng)產(chǎn)品在生產(chǎn)、加工、銷售、倉儲(chǔ)、運(yùn)輸?shù)确矫嫣峁┫嚓P(guān)的技術(shù)、信息等服務(wù)。這種經(jīng)濟(jì)抱團(tuán)式的規(guī)模經(jīng)營(yíng)，更能優(yōu)化資源配置，降低交易成本，從而提高農(nóng)戶的生產(chǎn)利潤(rùn)，實(shí)現(xiàn)收入增長(zhǎng)[21]。

X₁₇ 回歸系數(shù)為正，即相比于不愿意注冊(cè)農(nóng)產(chǎn)品品牌商標(biāo)的人，愿意注冊(cè)農(nóng)產(chǎn)品品牌商標(biāo)的農(nóng)戶更愿意擴(kuò)大甘薯種植。這是因?yàn)楫?dāng)下市場(chǎng)同質(zhì)化競(jìng)爭(zhēng)嚴(yán)重，樹立品牌形象能夠更新大眾對(duì)產(chǎn)品的認(rèn)知，提高對(duì)產(chǎn)品質(zhì)量和價(jià)值的肯定。好的品牌會(huì)讓消費(fèi)者產(chǎn)生依賴性，形成消費(fèi)習(xí)慣，從而提高市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，擴(kuò)大市場(chǎng)占有率[22]

5 政策建議

1）完善甘薯專業(yè)合作社建設(shè)，推廣農(nóng)業(yè)專業(yè)合作社“名牌”。甘薯專業(yè)合作社能夠通過規(guī)模化、專業(yè)化、產(chǎn)業(yè)化等形式有效解決甘薯銷路難、效益低、成本高等問題，以整體的形式面向市場(chǎng)，在品牌建設(shè)、技術(shù)創(chuàng)新、質(zhì)量控制和市場(chǎng)營(yíng)銷等方面享有一般農(nóng)戶不具備的優(yōu)勢(shì)。在本次調(diào)研中，對(duì)農(nóng)戶是否愿意加入農(nóng)業(yè)專業(yè)合作社進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，680個(gè)調(diào)查樣本中，有552戶愿意加入農(nóng)業(yè)專業(yè)合作社，占比 81.18% ，對(duì)農(nóng)業(yè)專業(yè)合作社的需求較多。并且得出愿意加人農(nóng)業(yè)專業(yè)合作社的人更愿意擴(kuò)大甘薯種植規(guī)模的結(jié)論，為甘薯種植的產(chǎn)能調(diào)整提供思路。但甘薯專業(yè)合作社的發(fā)展還在初期，管理不規(guī)范、科技服務(wù)不健全等問題有待進(jìn)一步完善。

2）提高農(nóng)產(chǎn)品品牌意識(shí)，樹立農(nóng)產(chǎn)品區(qū)域商標(biāo)。隨著信息時(shí)代的快速發(fā)展和商業(yè)模式的更替，品牌逐漸成為消費(fèi)者衡量商品價(jià)值和質(zhì)量的標(biāo)準(zhǔn)之一。農(nóng)產(chǎn)品作為日常生活不可或缺的消費(fèi)資料，特色的農(nóng)產(chǎn)品品牌會(huì)正向影響消費(fèi)者的購(gòu)買意愿，甚至產(chǎn)生品牌消費(fèi)依賴，提高消費(fèi)忠誠(chéng)度。在研究中，對(duì)農(nóng)戶是否愿意注冊(cè)農(nóng)產(chǎn)品品牌商標(biāo)進(jìn)行頻數(shù)分析，愿意注冊(cè)農(nóng)產(chǎn)品品牌商標(biāo)的占總數(shù)的 52.06% ，這部分群體更愿意擴(kuò)大甘薯種植規(guī)模，與研究變量 Y 成正向影響。因此，提高種植戶的農(nóng)產(chǎn)品品牌意識(shí)，打造區(qū)域農(nóng)產(chǎn)品的特色名片，有利于促進(jìn)農(nóng)戶種植的積極性，提高甘薯生產(chǎn)的綜合收益。

3）加快農(nóng)業(yè)機(jī)械化進(jìn)程，推動(dòng)農(nóng)業(yè)數(shù)字化與智能化升級(jí)。數(shù)字時(shí)代的快速發(fā)展，給現(xiàn)代農(nóng)業(yè)帶來新的機(jī)遇，提升農(nóng)業(yè)機(jī)械化率，以數(shù)字化和智能化為內(nèi)核進(jìn)一步推動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)對(duì)提高農(nóng)業(yè)綜合競(jìng)爭(zhēng)力尤為重要。截至2021年底，江西省農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力達(dá)26950000kW ，相比于2015年的 2260000kW ，增長(zhǎng)19% ；但在實(shí)際機(jī)耕面積方面，2021年的實(shí)際機(jī)耕面積為 4 576khm² ，相比于2015年的 4 206khm² 僅增長(zhǎng)

8.8% 。農(nóng)業(yè)機(jī)械化的推進(jìn)不僅是完善購(gòu)機(jī)補(bǔ)貼，更是農(nóng)業(yè)機(jī)械服務(wù)、農(nóng)業(yè)機(jī)械科技、農(nóng)業(yè)機(jī)械生產(chǎn)能力等多方面的綜合完善，只有從根本上解決研發(fā)、生產(chǎn)裝備、使用等難題，才能真正有效地促進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械化的智能升級(jí)。

4）解決當(dāng)下基本難題，推動(dòng)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)。在對(duì)江西省甘薯種植戶的調(diào)研中，也對(duì)種植戶當(dāng)下就甘薯擴(kuò)產(chǎn)種植面臨的問題進(jìn)行直觀統(tǒng)計(jì)，認(rèn)為甘薯種植耕地少、難租到地，投入成本高、資金短缺，勞動(dòng)力不足，銷售難、效益低的響應(yīng)率和普及率較高。土地流轉(zhuǎn)和適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)是發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的必由之路，2023年中央一號(hào)文件提出“引導(dǎo)土地經(jīng)營(yíng)權(quán)有序流轉(zhuǎn)，發(fā)展農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)”。因此，應(yīng)當(dāng)科學(xué)合理地制定土地流轉(zhuǎn)、承包政策，加強(qiáng)耕地流轉(zhuǎn)管理，加大耕地保護(hù)補(bǔ)償力度，確保節(jié)約、集約用地，從根本上解決耕地少、難租到地的問題。

投入成本高、資金短缺會(huì)對(duì)規(guī)?；?jīng)營(yíng)產(chǎn)生負(fù)向影響，應(yīng)當(dāng)豐富農(nóng)村金融資金來源，增加金融機(jī)構(gòu)種類和數(shù)量，開放金融市場(chǎng)，鼓勵(lì)民間資本進(jìn)入，提升銀行網(wǎng)點(diǎn)覆蓋率，確保監(jiān)管標(biāo)準(zhǔn)，避免不正當(dāng)競(jìng)爭(zhēng)現(xiàn)象。提升多元化金融服務(wù)，滿足農(nóng)村產(chǎn)業(yè)多元需求，如提供資金用于機(jī)械化、供應(yīng)鏈貸款等，設(shè)計(jì)不同融資方案支持不同經(jīng)營(yíng)主體，解決融資難問題。

農(nóng)村勞動(dòng)力短缺，農(nóng)業(yè)人才流失直接影響農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程。提升農(nóng)業(yè)機(jī)械化率不僅能夠大幅提高生產(chǎn)效率，降低對(duì)人力資源的依賴，還能夠降低勞動(dòng)強(qiáng)度，減少勞力負(fù)擔(dān)。同時(shí)，推廣農(nóng)業(yè)科技知識(shí)，制定激勵(lì)政策吸引更多的人參與農(nóng)業(yè)相關(guān)工作，如校企定向培養(yǎng)，引進(jìn)農(nóng)業(yè)人才，減少勞動(dòng)力不足帶來的壓力。

融合農(nóng)業(yè)數(shù)字化進(jìn)程，以“互聯(lián)網(wǎng) + ”農(nóng)業(yè)的邏輯對(duì)接市場(chǎng)，完善農(nóng)村電商、農(nóng)產(chǎn)品電子商務(wù)渠道建設(shè)，促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品品牌構(gòu)建，建立供銷信息共享與價(jià)格監(jiān)督平臺(tái)。全面對(duì)接數(shù)字化，接入更多的銷售渠道，逐步走出銷售難的困境，拓寬農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)營(yíng)邊界，為產(chǎn)能調(diào)整決策奠定理論基礎(chǔ)。

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