田文勇，張會幈，黃 超，唐淑一，吳秀敏

(1.銅仁學院經(jīng)濟與管理學院，貴州銅仁 554300； 2.四川農(nóng)業(yè)大學管理學院，成都 611130；3.四川農(nóng)業(yè)大學商學院，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*
——基于貴州省的實證

田文勇1，2，張會幈1，黃 超2，唐淑一2，吳秀敏3※

(1.銅仁學院經(jīng)濟與管理學院，貴州銅仁 554300； 2.四川農(nóng)業(yè)大學管理學院，成都 611130；3.四川農(nóng)業(yè)大學商學院，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)代化的推進不再單純依靠經(jīng)濟量的投入，更需要結(jié)合農(nóng)戶的種植行為以實現(xiàn)種植結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。通過隨機抽樣的方式，對貴州省農(nóng)戶的種植結(jié)構(gòu)調(diào)整行為進行了問卷調(diào)查，在對農(nóng)戶理論分析的基礎(chǔ)上，采用二元logistic模型對影響農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)調(diào)整行為的因素進行了實證分析。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、市場價格、標準與否在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)戶選擇進行種植結(jié)構(gòu)調(diào)整的概率大。(4)市場價格對農(nóng)戶的種植選擇有較大影響。(5)惠農(nóng)政策對農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)調(diào)整的引導(dǎo)作用顯著。(6)標準化程度對農(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供應(yīng)，滿足社會需求，增值增效，發(fā)揮農(nóng)業(yè)國民經(jīng)濟基礎(chǔ)作用[1]。當前，我國正處在經(jīng)濟社會發(fā)展的轉(zhuǎn)型期，如何推進農(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)濟量的投入，而更傾向于通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不斷優(yōu)化，以實現(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[6]等方面。以農(nóng)戶為被試的微觀方面的研究，主要從農(nóng)戶的市場意識、自身素質(zhì)、家庭因素等方面分析[7-8]。過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。文章試圖通過對各類影響因素在同一研究框架下進行測度，以農(nóng)戶為視角，檢驗不同因素對農(nóng)戶進行種植結(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)值比重資料來源：《貴州統(tǒng)計年鑒》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，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個百分點，畜牧業(yè)的產(chǎn)值比為29.3%，比1995年下降了0.4個百分點，但用2011年的數(shù)據(jù)與之對比則發(fā)現(xiàn)上升了3.5個百分點，說明貴州農(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)展是波動上升的。因此，貴州種植業(yè)結(jié)構(gòu)的合理性對于農(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hm2

年份總播種面積糧食作物占比(%)經(jīng)濟作物占比(%)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 資料來源:《貴州統(tǒng)計年鑒》2008～2013

表2顯示，經(jīng)濟作物的播種面積逐步的擴大， 2012年其播種面積占農(nóng)作物總面積的比重達到32.69%，糧食作物播種面積占比為58.93%，而在1995年，經(jīng)濟作物與糧食作物的播種面積占比分別為17.50%和68.11%。說明貴州省在種植結(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)濟作物中，蔬菜占比最高，從2012年的數(shù)據(jù)來看，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，其他作物種植面積變動不大。

2 理論分析

長時間內(nèi)，學術(shù)界對于農(nóng)戶的定義大多以“生存小農(nóng)”、“階級小農(nóng)”、“商品小農(nóng)”、“理性小農(nóng)”等經(jīng)典理論來解釋，而對于農(nóng)戶的準確把握是對他們行為動機研究的重要前提。根據(jù)徐勇、鄧才大[9]為 代表的社會化小農(nóng)理論，即在市場經(jīng)濟的不斷推進下，社會化程度較高但經(jīng)營規(guī)模較小的農(nóng)戶能夠接受市場，但又不同于規(guī)?；?、集約化經(jīng)營的農(nóng)場式經(jīng)營。在此基礎(chǔ)上，理論認為社會化小農(nóng)的理性與單純追求利潤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轉(zhuǎn)。這樣看來，農(nóng)戶的個人特征、家庭特征、風險偏好等內(nèi)在因素對農(nóng)戶是否進行種植結(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)市場影響。農(nóng)產(chǎn)品在當季的市場價格對于農(nóng)戶的種植選擇有極大影響。若農(nóng)產(chǎn)品的價格過低，會極大的挫傷農(nóng)民的積極性，農(nóng)戶將會選擇其他農(nóng)作物種植。在對市場價格的預(yù)判中，農(nóng)民對自身經(jīng)驗、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，怎樣獲取市場信息，獲取市場信息的便捷程度，以及對市場信息的提煉等方面對農(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他們有一定的影響，一旦其他種植戶較先開始種植一種農(nóng)作物或者使用一種技術(shù)并因此獲益，其他農(nóng)戶便會認為該作物或技術(shù)能夠為自己帶來相當?shù)氖找妫谑窃谶@種動機的驅(qū)使下出現(xiàn)跟風種植行為。

(3)生產(chǎn)模式影響。受訪地區(qū)部分農(nóng)戶加入了合作社，采取了標準化的經(jīng)營方式，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)公司的要求進行生產(chǎn)，不受市場價格變化的影響； 采用標準化生產(chǎn)的農(nóng)戶，則更關(guān)注市場行情的變化。

(4)國家政策引導(dǎo)。政策對農(nóng)戶決策行為有重要的影響。例如實施的糧食補貼，在增加農(nóng)民收入的同時能夠以市場為導(dǎo)向，調(diào)整糧食和經(jīng)濟作物的種植結(jié)構(gòu)，對農(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)中對生豬養(yǎng)殖戶的補貼在價格波動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、區(qū)域化布局的縣市進行抽樣調(diào)查，根據(jù)黔東南、黔南、黔西南、黔北、黔東北、貴陽區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展特點，各選擇兩個代表性縣市進行實地問卷調(diào)查，每個縣調(diào)查樣本40份，共調(diào)查800份問卷，有效問卷為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)勞動力

勞動力個數(shù)樣本數(shù)(戶)百分比(%)238456.6120329.93497.20202.94182.7520.3620.3

表4 收入來源

(1)樣本特征。訪問對象男性有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?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%，說明當下種植戶的個人素質(zhì)較低，對新事物的接受能力有限。

(2)家庭特征。由于我國人口眾多，土地細碎化嚴重，農(nóng)業(yè)機械化較低，因此，對于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)更傾向于對勞動量的投入。調(diào)查發(fā)現(xiàn)，對于務(wù)農(nóng)勞力較多的家庭會在種植結(jié)構(gòu)中傾向于選擇收益較多，市場需求較大的經(jīng)濟作物，而務(wù)農(nóng)勞力相對較少的家庭，則傾向于種植相對節(jié)省勞動量的農(nóng)作物，就調(diào)查樣本來看，平均的勞動力個數(shù)為2人左右，結(jié)合受訪者的年齡分析，符合當前農(nóng)村青壯年外出務(wù)工長輩經(jīng)營土地的情況(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)。通過調(diào)查分析，進行了種植結(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)營模式。中央一號文件(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、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)營主體的優(yōu)勢主要體現(xiàn)在能夠利用自身的資金、對信息的掌控和標準化生產(chǎn)等，在物資購買、新技術(shù)接受、產(chǎn)品銷售方面都有較強的競爭力。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)、標準化生產(chǎn)等經(jīng)營方式的農(nóng)戶所占比例較低(表6)。

4 計量分析

4.1 模型選擇

該文計量部分主要運用二元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誤差項概率分布的一種二元離散選擇模型，適用于對照效用最大化原則進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(1)式和(2)式進行變換，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，bi為第i個特征的回歸系數(shù)； e為隨機誤差，b0和b1的值可用極大似然估計法來估計。

4.2 模型變量選取及說明

根據(jù)該文理論分析，對農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)調(diào)整的定義，農(nóng)戶是否進行種植結(jié)構(gòu)調(diào)整受農(nóng)戶文化水平、風險偏好、收入來源等自身內(nèi)部因素影響，也受到國家政策、經(jīng)營方式、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，通過多重共線性檢驗等方法對選取的變量進行篩選，最終得到16個具有代表性且符合模型使用規(guī)范的解釋變量(表7)。

表7 模型變量說明

變量名稱變量定義及賦值平均值標準差結(jié)構(gòu)調(diào)整(Y)是否進行種植結(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)是否會其他技能,是=1,否=00.440.5風險偏好(x5)對于新技術(shù)等的存在的風險的態(tài)度,規(guī)避=1,謹慎=2,偏好=3。有序變量1.510.7品種冒險(x6)是否敢于嘗試新的品種,回避=1,謹慎=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市場價格(x10)對當前的農(nóng)產(chǎn)品市場價格的認知:較低=1,一般=2,較高=3,有序變量1.520.72信息獲取(x11)獲取市場信息的便捷程度:難=1,一般=2,便捷=3,有序變量1.530.68培訓與否(x12)是否接受過相關(guān)的種植培訓:是=1,否=00.110.31惠農(nóng)政策(x13)是否享受過種植結(jié)構(gòu)調(diào)整的惠農(nóng)政策:是=1,否=00.190.4標準與否(x14)是否進行標準化生產(chǎn):是=1,否=00.080.28保險與否(x15)是否購買農(nóng)業(yè)保險:是=1,否=00.120.33跟隨偏好(x16)其他農(nóng)戶對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結(jié)果

解釋變量系數(shù)(B)標準誤(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風險偏好(x5)0.0180.1380.8941.019品種冒險(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市場價格(x10)0.381**0.1430.0080.683信息獲取(x11)-0.170.1620.2940.844農(nóng)技培訓(x12)-0.2260.3470.5150.798惠農(nóng)政策(x13)1.176***0.32400.308標準與否(x14)1.056**0.3330.0022.875保險與否(x15)0.2970.3050.331.346跟隨偏好(x16)0.184*0.0960.0551.202常數(shù)項0.6050.5550.2751.832卡方檢驗值62.261(p=0.000)對數(shù)似然值690.218NagelkerkeR20.131預(yù)測準確率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個變量為內(nèi)部影響因素，其中x1、x2、x5、x6、x16為農(nóng)戶的個人特征，x3、x7、x8為農(nóng)戶的家庭特征，x9～x15等7個變量為外部影響因素，其中x9～x11為市場因素，x12、x14、x15為種植模式特征，x13為政策因素。當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，通過多重共線性的檢驗發(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]，因此對選取的變量不再篩選。

4.3 估計結(jié)果與分析

在Spss中選擇選擇向后步進(似然比)法進行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結(jié)果(表8)。

全樣本的卡方檢驗顯著性水平為0.000(p<0.05)，表明模型具有統(tǒng)計學意義。其中調(diào)整后的R2值為0.131，準確率為75.7%，表明該樣本模型擬合效果較好。通過系數(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)、市場價格(x10)、惠農(nóng)政策(x13)、標準與否(x14)、跟隨偏好(x16)對農(nóng)戶是否進行種植結(jié)構(gòu)調(diào)整具有顯著性影響。

(1)年齡大小對種植結(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，表明種植結(jié)構(gòu)調(diào)整與年齡呈負相關(guān)，即年紀越大的農(nóng)戶在種植傾向上更愿意以自身的種植經(jīng)驗來考慮，例如在調(diào)查過程中，許多年紀稍大的農(nóng)戶，并不會種植過多的經(jīng)濟作物，主要因為經(jīng)濟類作物對勞動量要求投入更多并且對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，表明文化程度較高的農(nóng)戶更傾向于不進行種植結(jié)構(gòu)調(diào)整。就調(diào)查的實際情況而言，文化程度較高的農(nóng)戶一般在初始種植的時候會傾向選擇經(jīng)濟效益較高的作物，如種植水果、蔬菜等，因為農(nóng)業(yè)種植的周期性較長，特別是種植水果等，這類農(nóng)戶在沒有特別大的外界因素影響下不會輕易改變種植結(jié)構(gòu)。

(3)具有其他技能的農(nóng)戶選擇進行種植結(jié)構(gòu)調(diào)整的概率大。由統(tǒng)計結(jié)果可見，x4系數(shù)較大，在5%的水平上顯著，優(yōu)勢比Exp(B)=1.581，這表明在其他條件不變的情況下，“其他技能”每改變一個單位，則選擇進行種植結(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)整所帶來的風險收益，因此，對市場上農(nóng)作物的價格等更為關(guān)注，進行種植結(jié)構(gòu)調(diào)整的概率也會更大。

(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農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)調(diào)整影響較大。由統(tǒng)計結(jié)果可見，x7、x8在5%水平上顯著，但系數(shù)都為負，說明務(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行種植結(jié)構(gòu)調(diào)整，就實際調(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)的方式趨于標準化，因此，短時間內(nèi)不會輕易的改變種植結(jié)構(gòu)。

(5)市場價格對農(nóng)戶的種植選擇有較大影響。由統(tǒng)計結(jié)果可見，x10在5%的水平上顯著，優(yōu)勢比Exp(B)=0.683，這表明在其他條件不變的情況下，“市場價格”每改變一個單位，則選擇進行種植結(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)實社會化小農(nóng)的特質(zhì)，對受市場影響較大，但對市場的信息掌握和分析能力較差，在第一年某些農(nóng)作物價格較高的情況下，會在第二年跟風種植。

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

(7)標準化程度對農(nóng)戶的種植結(jié)構(gòu)有較大的規(guī)制作用。由統(tǒng)計結(jié)果可見，x14系數(shù)較大，在1%的水平上顯著，優(yōu)勢比Exp(B)=2.875，這表明在其他條件不變的情況下，“標準與否”每改變一個單位，則選擇進行種植結(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。進行標準化生產(chǎn)的農(nóng)戶對市場信息的掌握，市場價格的分析較其他散戶有更為大的優(yōu)勢。

(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)計結(jié)果可見，x16在10%的水平上顯著。在實際調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，由于當下進行農(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)民收入增長的重要組成部分。通過對貴州省678戶種植戶進行種植結(jié)構(gòu)調(diào)整行為的實證分析，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶是否進行種植結(jié)構(gòu)調(diào)整對國家政策和市場價格的依賴較強，而決策也受到自身的文化水平、年齡大小、是否會其他技能的影響。種植模式上，采取標準化生產(chǎn)的農(nóng)戶，能夠更好的對接市場，在信息掌握、勞動量的輸入上都有較于普通散戶更大的優(yōu)勢。在調(diào)查中也發(fā)現(xiàn)，對農(nóng)戶的技能培訓(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，對于大多數(shù)農(nóng)技培訓的接受較差，更傾向于按照自身習慣種植。而社會化小農(nóng)往往追求貨幣最大化，在種植農(nóng)作物時，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)戶自己要對成本、收入有清晰的認識，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)濟理論與政策研究。Email：cndwxm@163.com

*資助項目：貴州省軟科學項目“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)對風險行為研究——以貴州省為例”(黔科合體R字[2013]013號)

F325.15； F304

A

1005-9121[2016]04-0147-07