謝云+姚志+黎璟萍

摘要：研究家庭農(nóng)場的經(jīng)營績效及影響因素有利于探尋其持續(xù)健康發(fā)展的方向與路徑。本研究對湖北省17個市、州、區(qū)的530家家庭農(nóng)場進行調(diào)查，分地區(qū)、分層抽樣出106個不同類型、規(guī)模的家庭農(nóng)場進行主成分分析。研究結(jié)果顯示，影響家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的因素可概括為要素特征因子、經(jīng)營主體因子、社會政策因子；回歸結(jié)果表明，要素特征、主體特征因子是目前影響經(jīng)營績效的重要因素，其中資金和流轉(zhuǎn)土地面積等要素因子的提升作用非常顯著，年齡和文化程度等主體特征因子的提升作用有待于進一步發(fā)揮。而以培訓次數(shù)和農(nóng)場主社會關系為代表的社會政策因子對家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的提升力與預期發(fā)生偏差。筆者提出，拓寬融資渠道、規(guī)范土地商品化流轉(zhuǎn)、延長產(chǎn)業(yè)鏈、分層次進行農(nóng)業(yè)職業(yè)培訓和推行“以獎代補”的政府幫扶是今后提升家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的主要方向。

關鍵詞：家庭農(nóng)場；經(jīng)營績效；主成分回歸分析；影響因素

中圖分類號： F324.1 文獻標志碼： A

文章編號：1002-1302（2016）11-0541-04

伴隨著工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的快速推進，作為農(nóng)業(yè)大省的湖北由于大量農(nóng)村青壯年勞動力不斷向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，引發(fā)出“未來誰來種地”及農(nóng)業(yè)比較效益低下等問題。實踐表明，發(fā)展家庭農(nóng)場是解決上述問題的有效途徑。中央政府在2015年一號文件中強調(diào)，要在堅持農(nóng)民家庭經(jīng)營主體地位的基礎上，鼓勵發(fā)展規(guī)模適度的家庭農(nóng)場。

所謂家庭農(nóng)場，是以家庭成員為主要勞動力，從事農(nóng)業(yè)規(guī)?；?、集約化、商品化生產(chǎn)經(jīng)營，并以農(nóng)業(yè)收入為家庭主要收入來源的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體[1]。它類似于種養(yǎng)大戶的升級版，通俗解釋為職業(yè)化農(nóng)民，與農(nóng)民專業(yè)合作社、農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)有很強的異質(zhì)性。國內(nèi)外經(jīng)驗表明，家庭農(nóng)場是推進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展的重要載體，其經(jīng)營績效受諸多因素影響。國外學者普遍認為，家庭農(nóng)場投入要素配置是決定其經(jīng)營績效的根本因素[2]，技術(shù)、規(guī)模和社會政治背景也對家庭農(nóng)場的效益產(chǎn)生積極作用[3-4]。家庭農(nóng)場在我國則是新生事物，近年來，國內(nèi)學者對其發(fā)展的影響因素多從理論方面進行研究。既有通過他國借鑒，得出土地制度、科技支撐和社會化服務是影響發(fā)達國家家庭農(nóng)場發(fā)展的重要因素[5-7]；也有從生產(chǎn)要素的角度分析土地流轉(zhuǎn)不規(guī)范、資金短缺和雇工工資上漲影響了國內(nèi)家庭農(nóng)場的發(fā)展[8-10]。

綜上所述，國內(nèi)外研究表明，土地、資金、勞動力、技術(shù)和規(guī)模等是家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的主要影響因素，這些因素之間是相互關聯(lián)的?，F(xiàn)有研究成果在理論上的論述比較豐富，實證分析較少[11]。為有效分辨和消除各種因素內(nèi)在的相互關系，以湖北省為研究對象，運用主成分回歸方法，分析存在相關的各影響因素對家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的貢獻，以期找到提升家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的對策，為湖北省乃至全國的家庭農(nóng)場發(fā)展提供借鑒。

1 數(shù)據(jù)來源、變量設定與模型構(gòu)建

1.1 數(shù)據(jù)來源與處理

2014年10—12月，筆者利用湖北省家庭農(nóng)場主創(chuàng)業(yè)培訓開班的機會，對參加農(nóng)民創(chuàng)業(yè)培訓的530名家庭農(nóng)場主學員進行問卷調(diào)查和深度訪談?？紤]到湖北省不同地區(qū)家庭農(nóng)場的發(fā)展狀況和經(jīng)營類別差異，采用分層抽樣的方法，在530家家庭農(nóng)場中抽取106家為重點研究對象，全方位搜集相關信息，保證了數(shù)據(jù)來源的代表性。分層抽樣的過程及結(jié)果見表1。

分層抽樣采取的方法是：T=s/S，T為分層抽樣率，S為總體樣本（S=530），s為抽出樣本（s=106）。分層抽樣=T×M，M為分布。由于P不是整數(shù)時無法抽樣，采用最簡單的四舍五入法取得最后的P值。因此，分層抽樣結(jié)果P的分布與取值見表1。這樣抽出的結(jié)果s=105<106，又因為武漢市屬于全國最早家庭農(nóng)場試點區(qū)之一，代表性強，其分層抽樣P=7.4，以從武漢市多抽取1個樣本。

1.2 變量設定

在借鑒何勁等家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的評價指標[12]上，遵循科學性、可操作性等原則，將被解釋變量（Y）用年純收入表示，定義為經(jīng)營績效。家庭農(nóng)場經(jīng)營績效受多種因素的影響，相關學者認可的有土地、資金、用工、技術(shù)和社會政治等指標。本研究在參考前人研究的基礎上，通過訪談從調(diào)查問卷中遴選了湖北省家庭農(nóng)場經(jīng)營績效影響因素的11個指標為解釋

變量，分別為注冊資本（x1，萬元）、流轉(zhuǎn)土地面積（x2，畝）、用工成本（x3，萬元）、技術(shù)成本（x4，萬元）、貸款總額（x5，萬元）、項目支持金額（x6）、培訓次數(shù)（x7）、文化程度（x8）、創(chuàng)業(yè)者社會關系（x9）、年齡（x10）、經(jīng)營類別（x11）、其中x8、x9、x10、x11為虛擬變量。文化程度設定初中及以下為1、高中為2、大專及以上為3；年齡設定：29歲及以下為1、30～39歲為2、40～49歲為3、50歲及以上為4；經(jīng)營類別分3類，種植型為1、養(yǎng)殖型為2、種養(yǎng)結(jié)合型為3；創(chuàng)業(yè)者社會關系以家庭姓氏是村莊第一大姓和家庭所屬宗族有祠堂為依據(jù)，都不符合為1、符合其中1項為2、二者都符合為3；由于影響湖北省家庭農(nóng)場經(jīng)營績效發(fā)展的各因素單位不統(tǒng)一，取值大小懸殊，為了消除模型可能具有的異方差性，故對所有指標取對數(shù)，記為lnxi（i=1，2，3，…，11）（表2）。

1.3 模型的構(gòu)建

影響家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的各個因素之間具有很強的相關性，為消除因素間的多重共線性，采取降維方法，首先從諸多因素中提取獨立的幾個主成分，再將因變量關于主成分進行回歸，最后根據(jù)主成分與原有解釋變量之間的對應關系，求得原始變量的彈性系數(shù)。

2 實證分析

2.1 原始數(shù)據(jù)檢驗

主成分分析的前提是原有變量之間應具有較強的相關關系，否則根本無法從中綜合出能夠反映某些變量共同特性的幾個較少的公共因子變量來。筆者首先對變量適合度進行檢驗，KMO值為0.773，根據(jù)Kaiser給出的度量標準，大于0.7則表示該組數(shù)據(jù)適合作因子分析；同時，Bartlett球形檢驗得到近似卡方統(tǒng)計值為132.896，自由度66下的顯著水平為0.000，達到顯著水平，說明選取的指標變量能夠進行主成分分析。

2.2 確定主成分指標

方差貢獻率是衡量公因子相對重要程度的指標，方差貢獻率越大，表明該公因子對變量的貢獻越大，在這里也就是指各因子對家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的影響力。通常以累積貢獻率達85%為依據(jù)，確定主成分的個數(shù)。從表3可以看出，前3個主成分指標的累積貢獻率已達85.390%，表明3個主成分保持了原來11個指標絕大部分的信息，已經(jīng)能對家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的影響作出較好的解釋。其中，第1主成分解釋了原始數(shù)據(jù)52.379%的信息，綜合體現(xiàn)能力最強；第2、第3主成分方差占比分別為15.938%、15.073%，明顯弱于第1主成分。因此，本研究將11項單一具有相關性的指標轉(zhuǎn)化為3個不相關的綜合指標。

2.3 確立主成分綜合指標

由旋轉(zhuǎn)后的因子荷載矩陣見表4，第1主成分F1在變量x1、x2、x3、x4、x5、x6的負載絕對值體較大，分別為注冊資本、流轉(zhuǎn)土地面積、用工成本、技術(shù)成本、貸款總額、項目扶持金額等6個方面的指標，所體現(xiàn)的是家庭農(nóng)場經(jīng)營要素，命名為要素特征因子；第2主成分F2在變量x8、x10、x11的負載絕對值較大，主要反映了農(nóng)場主文化程度、年齡、經(jīng)營類別等幾個方面，命名為主體特征因子；第3成分F3主要集中體現(xiàn)在x7、x9上，即培訓次數(shù)、社會關系，表明農(nóng)場主培訓和擁有的社會資源對其發(fā)展產(chǎn)生的重要影響，命名為社會政策性因子。

3.1 資金和流轉(zhuǎn)土地面積等要素特征因子的提升作用非常顯著

首先，回歸模型中要素因子的權(quán)重最大，為0.607 5，說明要素特征因子增加1%，湖北省家庭農(nóng)場經(jīng)營績效將增加 0.607 5 百分點。而且彈性排名靠前的4位均屬于要素特征因子中的解釋變量，說明要素特征因子是湖北省家庭農(nóng)場經(jīng)營績效影響因子中最為重要的因子；其次，在彈性系數(shù)排名表中，隸屬于資金類的貸款總額與注冊資本彈性系數(shù)分別為0.122 5、0.121 2，排在第1、第2位，說明湖北省家庭農(nóng)場經(jīng)營績效與資金投入關系最為密切。因此，大力推進家庭農(nóng)場的抵押貸款、信用貸款，并探索農(nóng)場主之間的信用合作等多方位拓寬融資渠道，是提高家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的重要途徑；流轉(zhuǎn)土地面積彈性排在第3位，說明現(xiàn)階段受資源稟賦影響的土地是僅次于資金的第二大生產(chǎn)要素，訪談中進一步得到，除流轉(zhuǎn)土地面積外，流轉(zhuǎn)土地價格、時間、地塊是否連片以及是否簽訂流轉(zhuǎn)合同等商品化屬性方面都影響經(jīng)營績效。

3.2 年齡和文化程度等主體特征因子的提升作用有待于進一步發(fā)揮

首先，回歸模型中主體特征因子的權(quán)重系數(shù)為0.105 5，說明當主體特征因子每增加1%，經(jīng)營績效增加0.105 5百分點；其次，從彈性系數(shù)來看，x8、x10、x11的系數(shù)分別為0.038 2、0.061 6、-0.016 3，其排名僅在第8、第7、第10位，說明其對經(jīng)營績效影響不大，主體特征因子是湖北省家庭農(nóng)場主經(jīng)營績效影響的次要因子；年齡和文化程度2個變量彈性系數(shù)小，是因為年長的農(nóng)場主擁有豐富的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗但保守，青年農(nóng)場主擁有新技術(shù)卻又經(jīng)驗不足，各有優(yōu)缺點。在訪談中了解，農(nóng)場主關于家庭農(nóng)場的生產(chǎn)經(jīng)營方式選擇代際差異明顯。文化程度偏高的農(nóng)場主由于返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的時間偏短，經(jīng)營績效也沒有明顯的偏高。經(jīng)營類別變量彈性系數(shù)為負數(shù)，且排在倒數(shù)第2位，這與主流觀點相悖。在訪談中發(fā)現(xiàn)，絕大多數(shù)的農(nóng)場主僅僅只是填寫了其主營方面，這引起樣本產(chǎn)生誤差。其實，現(xiàn)實中為了降低自然和市場的“雙重風險”，不少家庭農(nóng)場采用了多種模式的產(chǎn)業(yè)鏈延伸。

3.3 培訓次數(shù)和農(nóng)場主的社會關系等社會特征因子的提升力與預期偏差

首先，從回歸結(jié)果來看，F(xiàn)3無法通過t檢驗，同時其P=0.560 3>0.1，說明F3與經(jīng)營績效相關性不顯著；再從彈性系數(shù)表來看，x7、x9的彈性分別為0.005 6、0.033 8，其排名也靠后，分別是倒數(shù)第1、第3位，說明其影響非常小，與預期存在偏差。因為培訓次數(shù)與農(nóng)場主社會關系相對經(jīng)營績效來講，屬于外生變量，反映湖北省家庭農(nóng)場建立條件成不成熟的問題，而不是反映經(jīng)營績效好不好的問題。一方面，對農(nóng)場主的培訓次數(shù)并不是越多越好，而是要抓好職業(yè)培訓深度與廣度，可以考慮分層次進行培訓；另一方面，農(nóng)場主社會關系對經(jīng)營績效的影響小，導致這個結(jié)果可能與村組合并、人口流動性增強有關。訪談中不少家庭農(nóng)場主是黨員、村干部，大多從合作社理事長轉(zhuǎn)型過來，也有返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的農(nóng)民工，有的甚至就是當?shù)匾话?，其社會關系相對龐大的。不少農(nóng)場主仍然希望通過社會關系拿到項目扶持、銀行貸款或大片流轉(zhuǎn)土地。甚至出現(xiàn)了部分家庭農(nóng)場主費盡心思通過跑項目、拉關系以套取項目資金的現(xiàn)象。因此，政府對家庭農(nóng)場幫扶應實行以獎代補的支持方式，并最終營造公平競爭、市場自由配置要素的良好發(fā)展環(huán)境。

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