鄧軍蓉

(長江大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 荊州 434023)

“家庭農(nóng)場”這一名詞自2013年正式出現(xiàn)在中央1號文件以來，受到政府各部門及學(xué)者廣泛關(guān)注和高度重視。作為一種新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，家庭農(nóng)場在促進(jìn)農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營、保障農(nóng)民利益、開創(chuàng)現(xiàn)代化綠色農(nóng)業(yè)等方面發(fā)揮著重要的作用，也代表了農(nóng)業(yè)供給側(cè)改革的發(fā)展方向。湖北省是農(nóng)業(yè)強(qiáng)省，也是農(nóng)業(yè)改革的排頭兵，發(fā)展家庭農(nóng)場有著得天獨厚的優(yōu)勢。早在2000年，湖北省武漢市、荊州市等地就開始嘗試家庭農(nóng)場這一經(jīng)營模式，2011年武漢市大力推廣家庭農(nóng)村模式，被選為全國家庭農(nóng)場33個試點之一。目前，湖北省家庭農(nóng)場正處在大力探索和發(fā)展階段，是新型經(jīng)營主體的重要骨干。

目前，學(xué)者們從多方面關(guān)注家庭農(nóng)場，并從各個視角展開研究。朱啟臻[1]將家庭農(nóng)場定義為必須依靠家庭成員、主要以農(nóng)業(yè)收入作為經(jīng)濟(jì)收入來源的農(nóng)業(yè)經(jīng)營單位。陳祖海[2]選取湖北省武漢市為樣本，對大宗作物的種植模式、蔬果采摘園模式、養(yǎng)殖模式、種養(yǎng)模式、循環(huán)農(nóng)業(yè)等5種經(jīng)營模式進(jìn)行了比較細(xì)致的分析。陳永富[3]對浙江省136個家庭農(nóng)場調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，結(jié)果表明，土地制度、勞動力素質(zhì)、農(nóng)場雇傭、政策法規(guī)和生產(chǎn)集群這幾個因素對家庭農(nóng)場的發(fā)展產(chǎn)生重要的影響。張茜[4]運(yùn)用SWOT模型，分析河南舞鋼21個家庭農(nóng)場發(fā)展影響的優(yōu)劣勢以及外部機(jī)遇挑戰(zhàn)。劉欣[5]提出，為了促進(jìn)家庭農(nóng)場健康有序地發(fā)展,政府要從微觀角度出發(fā),更多考慮參與主體目標(biāo)與所產(chǎn)生的社會效益,合理制定適合3個主體共同協(xié)調(diào)發(fā)展的政策措施。綜上所述，學(xué)者對我國部分省市發(fā)展家庭農(nóng)場影響因素進(jìn)行了研究，但具體從家庭農(nóng)場發(fā)展視角的討論較少，并且采用調(diào)研數(shù)據(jù)實證分析相對缺乏?；诖?，筆者對湖北省家庭農(nóng)場發(fā)展的影響因素進(jìn)行分析，以期為豐富這方面的研究提供一些參考。

1 影響因素假設(shè)及問卷設(shè)計

1.1 影響因素假設(shè)

通過查閱相關(guān)文獻(xiàn)，并結(jié)合實際調(diào)研掌握的情況，對家庭農(nóng)場發(fā)展的影響因素做出如下假設(shè)。

假設(shè)1 發(fā)展家庭農(nóng)場國家(地區(qū))層面的政策和制度環(huán)境，對農(nóng)民發(fā)展家庭農(nóng)場的意愿有顯著的正向性影響。具體來說，國家和地區(qū)政策支持力度越大，土地流轉(zhuǎn)規(guī)模越大，家庭農(nóng)場有更好的發(fā)展基礎(chǔ)。

假設(shè)2 中觀行業(yè)層面上的社會化服務(wù)水平、市場對接程度、融資水平，對農(nóng)戶發(fā)展家庭農(nóng)場的意愿有正向影響。即社會化服務(wù)水平、市場對接程度、融資水平越高，越有利于家庭農(nóng)場的發(fā)展壯大。

假設(shè)3 家庭農(nóng)場主作為家庭農(nóng)場的主要經(jīng)營管理者，其綜合素質(zhì)制約著家庭農(nóng)場的發(fā)展，比如性別、年齡、文化程度、從事農(nóng)業(yè)年限、有無創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷、對國家政策、市場及相關(guān)技術(shù)的掌握程度、自我決策能力等。

1.2 問卷設(shè)計

調(diào)查問卷設(shè)計成3大部分：第1部分是微觀個體層面(農(nóng)場主的個體特征和家庭特征)因素調(diào)查，其中個體特征包括農(nóng)場主性別、年齡、文化程度、從事農(nóng)業(yè)年限、每年參加政府組織學(xué)習(xí)情況等，家庭特征主要包括家庭勞動力人數(shù)、家庭收入、經(jīng)營面積等；第2部分是中觀行業(yè)層面的因素，主要包括技術(shù)因素、基礎(chǔ)設(shè)施因素、資金因素、市場因素等；第3部分是主要是宏觀國家(地區(qū))層面的因素，包括國家政策因素和土地制度因素等。此外，各個部分的影響因素特征的重要性選項分為不同的等級，等級一般采用為0～5分依次遞増。

2 數(shù)據(jù)來源和樣本指標(biāo)體系的構(gòu)建

2.1 數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)獲得主要包括2部分，第1部分是筆者2017年1～2月參加湖北省主要糧食作物合作創(chuàng)新中心的調(diào)研小組，實地走訪59個家庭農(nóng)場；第2部分是2016年10～12月參與了湖北省家庭農(nóng)場主培訓(xùn)，通過實地走訪、培訓(xùn)講座交流探討與問卷調(diào)查等方式獲得102份有效問卷，對獲得的相關(guān)調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行了匯總、整理和分析，為本研究提供了第一手?jǐn)?shù)據(jù)資料。

2.2 樣本指標(biāo)體系的構(gòu)建

在綜合性、全面性和科學(xué)性指導(dǎo)原則下，結(jié)合湖北省家庭農(nóng)場發(fā)展實際，制定了表1所示的標(biāo)體系。

表1 影響因素指標(biāo)體系構(gòu)建

3 湖北省家庭農(nóng)場發(fā)展影響因素的因子分析

3.1 判斷原有變量是否適合做因子分析

表2 KMO和Bartlett檢驗

運(yùn)用SPSS 22軟件對選定的樣本變量進(jìn)行相關(guān)性分析(表2)，結(jié)果顯示各個變量之間具有較好的相關(guān)性，可以進(jìn)行因子分析。對家庭農(nóng)場發(fā)展影響因素的相關(guān)因子進(jìn)行KMO和Bartlett檢驗，顯示KMO檢驗值為0.659，達(dá)到相關(guān)性因子之間KMO檢驗0.5的要求；顯示Bartlett的球形度檢驗df為105.000，相應(yīng)的Sig.值為0.000小于顯著水平0.05，因此原假設(shè)被拒絕，表明有樣本變量之間的相關(guān)性，適用于因子分析。

3.2 進(jìn)行主成分因子分析，提取公因子方差

表3 提取主因子后的因子方差比

對變量數(shù)據(jù)進(jìn)行主成分分析，提取公因子方差的值越大，表明原始信息被公因子解釋度越高。表3結(jié)果顯示，15個變量的共同方差大于0.5，其中大部分達(dá)到了0.7以上，這表明指數(shù)和主要因素之間的關(guān)系更為顯著，并滿足因子分析的條件。

在綜合評價各種指標(biāo)時，一般要求客觀、全面、完整，因而有必要從不同角度來衡量指標(biāo)的數(shù)量。通過主成分分析的因素分析，可以消除各指標(biāo)不同維度的影響，消除信息重疊之類的問題。

3.3 計算相關(guān)系數(shù)矩陣的特征值和累計貢獻(xiàn)率

提取的每個公共成分的特征值可以體現(xiàn)該成分的重要性程度；成分的方差占原始變量總方差的比率叫做方差貢獻(xiàn)率；之前項目方差之和占初始變量總方差的比率叫做累計方差貢獻(xiàn)率。從表4可以看出，在所有初始變量的特征值中，初始特征值大于1的是前面5個成分，且前5個成分的累計方差貢獻(xiàn)率占到總方差的85.043%大于85%以上，說明這5個成分的貢獻(xiàn)率還是比較高的，而且它們的特征根都大于1，故原始變量的大部分總方差基本能夠反映。所以，將這個5個成分作為影響農(nóng)戶對家庭農(nóng)場參與意愿的主因子，通過主成分分析法將這5個公因子提取出來，分別將其命名為F1、F2、F3、F4、F5。

表4 特征值與貢獻(xiàn)率

續(xù)表4成分初始特征值特征值方差貢獻(xiàn)率/%累積方差貢獻(xiàn)率/%提取平方和載入特征值方差貢獻(xiàn)率/%累積方差貢獻(xiàn)率/%旋轉(zhuǎn)平方和載入特征值方差貢獻(xiàn)率/%累積方差貢獻(xiàn)率/%70.6512.34190.30980.5931.95192.26090.5481.65493.914100.4791.19395.107110.3671.04896.154120.3241.00897.153130.2900.93398.086140.2100.65899.743150.1430.257100.000

注：提取方法為主成分法。

圖1 碎石圖

碎石檢驗準(zhǔn)則是通過碎石圖比較直觀地反映各個因子之間的重要程度，其中縱坐標(biāo)為特征值(即重要程度)大小軸，橫坐標(biāo)為成分編號軸。檢驗結(jié)果如圖1所示，前5個公因子特征值大于1，累計方差貢獻(xiàn)率達(dá)到了85.043%，能夠解釋絕大部分信息。

3.4 因子負(fù)荷矩陣和公因子的命名

表5 初始因子荷載系數(shù)

注：提取方法為主成分法。

首先，需要找到初始因子載荷矩陣，說明各因素共同程度對所觀察到的變量反映因子載荷矩陣的影響，如果載荷系數(shù)越大，解釋變量的共同因素程度越高，相關(guān)性越好。相關(guān)結(jié)果如表5所示。

通過觀察表5中各個公因子的載荷系數(shù)，發(fā)現(xiàn)5個公因子在15個獨立的觀測變量上的載荷系數(shù)差別沒有預(yù)測中那么大。為了使公共因子更好地解釋觀測到的變量，需要對分量矩陣的Kaiser矩陣進(jìn)行方差的四分法旋轉(zhuǎn)，然后給出公共因子的解釋名，旋轉(zhuǎn)后的結(jié)果如表6所示。

從表6可以看出，在對成分矩陣實施了方差的四分法旋轉(zhuǎn)后，其公因子對應(yīng)的載荷系數(shù)的絕對值大小分布變得更加離散。因此，這樣能夠比較好地解釋每個因子的實際意義。

公因子F1在X10、X4、X9、X8上載荷系數(shù)較大，在主因子上的載荷分別為0.759、0.747、0.727、0.645，由土地流轉(zhuǎn)年限因素、培訓(xùn)情況因素、土地流轉(zhuǎn)規(guī)模因素、政府補(bǔ)貼情況因素構(gòu)成，從湖北省家庭農(nóng)場發(fā)展實際來看，大多數(shù)農(nóng)場都有一定的承包土地，一般情況下需要與其他農(nóng)戶協(xié)商租入土地，而合理的土地流轉(zhuǎn)規(guī)模及年限能夠增加經(jīng)營的穩(wěn)定性。目前，在我國農(nóng)村土地所有權(quán)歸國家所有的前提下，農(nóng)民如何更好地經(jīng)營與管理只擁有使用權(quán)的土地，很大程度上與政府的土地政策有密切關(guān)系，通過獲得適當(dāng)?shù)膰已a(bǔ)貼，學(xué)習(xí)及引進(jìn)先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)，可以更加合理有效地管理家庭農(nóng)場。

表6 旋轉(zhuǎn)后的因子荷載系數(shù)

注：旋轉(zhuǎn)法即具有Kaiser標(biāo)準(zhǔn)化的四分旋轉(zhuǎn)法。表7同。

公因子F2在X6、X14、X11、X5上荷載系數(shù)較大，在主因子上的載荷分別為0.834、0.735、0.722、0.630，由家庭收入因素、相關(guān)基礎(chǔ)設(shè)施情況因素、技術(shù)指導(dǎo)情況因素、家庭勞動力人數(shù)因素構(gòu)成。一個農(nóng)場的家庭收入能夠決定如何更好地分配資源，是重要的資金投入要素；農(nóng)村的基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)是家庭農(nóng)場發(fā)展的基礎(chǔ)，基礎(chǔ)服務(wù)水平越高，越能更好地支持家庭農(nóng)場的發(fā)展，是重要的基礎(chǔ)設(shè)施要素投入；技術(shù)指導(dǎo)貫穿于家庭農(nóng)場產(chǎn)前、產(chǎn)中、產(chǎn)后等各個生產(chǎn)經(jīng)營管理環(huán)節(jié)，是重要的技術(shù)投入要素；家庭勞動力是家庭農(nóng)場運(yùn)作的人力資源保障，是重要的勞動力投入要素。上述因素都屬于家庭農(nóng)場重要的生產(chǎn)投入要素，所以命名為“生產(chǎn)要素因子”。

公因子F3在X1、X3、X2、X7上載荷系數(shù)較大，在主因子上的載荷分別為-0.873、-0.749、0.691、0.604，由農(nóng)場主年齡因素、農(nóng)場主從事農(nóng)業(yè)年限因素、農(nóng)場主文化程度因素、對國家政策的掌握情況因素構(gòu)成。農(nóng)場主作為一個獨立的經(jīng)營主體，其本身的年齡、從事農(nóng)業(yè)年限即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗、文化程度等決定了農(nóng)場主的個人素質(zhì)，所以命名為“農(nóng)場主個人特質(zhì)因子”。

公因子F4在X15上載荷系數(shù)較大，在主因子上的載荷為0.914，由國家市場對接情況因素構(gòu)成。家庭農(nóng)場發(fā)展市場經(jīng)濟(jì)環(huán)境影響，家庭農(nóng)場的發(fā)展是依靠自身力量或者親戚朋友，還是依靠村集體和合作社，或者政府高校、民間組織等各方面的力量，在一定程度上會影響家庭農(nóng)場的發(fā)展，所以命名為“市場對接因子”。

公因子F5在X13、X12上載荷系數(shù)較大，在主因子上的載荷分別為0.779、0.675，由貸款滿意程度因素、資金來源渠道因素構(gòu)成。家庭農(nóng)場的發(fā)展壯大離不開資金的支持，特別是從事農(nóng)業(yè)這樣前期投入大、周期長的行業(yè)，而金融機(jī)構(gòu)的貸款支持及籌集資金的渠道是否寬廣對于家庭農(nóng)場的發(fā)展非常重要，所以命名為“融資因子”。

3.5 主成分因子得分系數(shù)矩陣

主成分提取后，各因子得分系數(shù)如表7所示。由表7可以看出，主成分覆蓋了反應(yīng)家庭農(nóng)場發(fā)展的各個維度，且每個主成分之間是相互獨立的。從表4、表7中每個主成分載荷量及主成分的貢獻(xiàn)率可以看出，影響最大的一般是第一主成分，其單個貢獻(xiàn)率達(dá)到22.246%，第二主成分對家庭農(nóng)場發(fā)展的影響其次，其單個貢獻(xiàn)率達(dá)到21.149%，第三主成分、第四主成分、第五主成分的單個貢獻(xiàn)率分別為19.919%、11.493%、11.236%。

表7 因子得分系數(shù)

4 結(jié)論及建議

4.1 結(jié)論

4.1.1 宏觀國家(地區(qū))層面因素

宏觀國家政策因子F1對湖北省家庭農(nóng)場發(fā)展的影響最大，單個貢獻(xiàn)率達(dá)到22.246%。宏觀國家政策對發(fā)展家庭農(nóng)場的影響主要體現(xiàn)在土地流轉(zhuǎn)年限因素、培訓(xùn)情況因素、土地流轉(zhuǎn)規(guī)模因素、政府補(bǔ)貼情況因素這4個因素上。首先，土地流轉(zhuǎn)年限、土地流轉(zhuǎn)規(guī)模的因子載荷分別達(dá)到0.759、0.727，影響較大，表明“土地流轉(zhuǎn)制度是家庭農(nóng)場發(fā)展重要保障”的假設(shè)與此處結(jié)論相符。從統(tǒng)計數(shù)據(jù)來看，目前湖北省土地流轉(zhuǎn)年限低于5年的占55.5%，土地流轉(zhuǎn)時間偏短容易造成土地掠奪性經(jīng)營，不利于農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展。其次，培訓(xùn)情況因素、政府補(bǔ)貼情況因素的因子載荷分別達(dá)到0.747、0.645，表明“國家政策扶持是家庭農(nóng)場發(fā)展前提”的假設(shè)與此處結(jié)論相符。

4.1.2 中觀行業(yè)層面因素

中觀行業(yè)層面因素是影響家庭農(nóng)場長效性發(fā)展的第2大影響因素，主要涉及生產(chǎn)要素因子、外部因子、融資因子。

1)生產(chǎn)要素因子 公因子F2對湖北省家庭農(nóng)場發(fā)展的影響較F1小，單個貢獻(xiàn)率達(dá)到21.149%。在因子F2所有的變量中，家庭收入因素、基礎(chǔ)設(shè)施因素、技術(shù)指導(dǎo)因素、勞動力人數(shù)因素的載荷量絕對值均高于其他變量，這4個因素與第2主成分的相關(guān)系數(shù)更高，因子載荷分別為0.834、0.735、0.722、0.630。

2)外部因子分析 公因子F4對湖北省家庭農(nóng)場發(fā)展的影響在公因子排名中倒數(shù)第2，單個貢獻(xiàn)率為11.493%，說明湖北省家庭農(nóng)場發(fā)展普遍存在著與外部對接不足的問題。

3)融資因子分析 公因子F5對湖北省家庭農(nóng)場發(fā)展的影響在公因子排名中倒數(shù)第1，單個貢獻(xiàn)率為11.236%，說明湖北省家庭農(nóng)場發(fā)展受融資因子影響較小。貸款滿意程度因素因子載荷為0.799，說明目前湖北省家庭農(nóng)場發(fā)展存在普遍貸款難問題。

4.1.3 微觀個體層面因素

公因子F3對湖北省家庭農(nóng)場發(fā)展的影響在公因子排名中倒數(shù)第3，單個貢獻(xiàn)率為19.919%，表明農(nóng)場主個人特質(zhì)的提高對家庭農(nóng)場發(fā)展的影響比較顯著。農(nóng)場主年齡因素在因子載荷上為-0.873，說明農(nóng)場主作為一個獨立個體，年齡越大，體力和腦力也越弱，小農(nóng)意識和市場保守意思越強(qiáng)，越不愿意繼續(xù)擴(kuò)大發(fā)展家庭農(nóng)場，這與假設(shè)相符；農(nóng)場主從事農(nóng)業(yè)年限因素因子載荷為-0.749，說明從事農(nóng)業(yè)年限越長，反而不利于農(nóng)場主個人素質(zhì)的提高，這與文章假設(shè)不符。

4.2 建議

4.2.1 進(jìn)一步明確及細(xì)化家庭農(nóng)場的扶持政策

首先，要健全家庭農(nóng)場的注冊登記制度，在保證登記盡可能完整全面的同時，要適當(dāng)提高家庭農(nóng)場認(rèn)定的標(biāo)準(zhǔn)，保證家庭農(nóng)場發(fā)展的質(zhì)量。其次，對于家庭農(nóng)場的政策補(bǔ)貼，可以適當(dāng)從直接補(bǔ)貼向教育培訓(xùn)等間接補(bǔ)貼傾斜，鼓勵社會資本投入。

4.2.2 完善土地流轉(zhuǎn)制度及適度規(guī)?；?jīng)營

第一，在農(nóng)場主中普及有關(guān)土地流轉(zhuǎn)的土地政策法規(guī)，健全土地流轉(zhuǎn)市場機(jī)制。第二，在適度基礎(chǔ)上堅持規(guī)?；?jīng)營。第三，逐步健全農(nóng)村社會保障體系。第四，政府可以對家庭農(nóng)場進(jìn)行適當(dāng)土地流轉(zhuǎn)補(bǔ)貼，降低流轉(zhuǎn)成本。

4.2.3 培養(yǎng)新型職業(yè)化家庭農(nóng)場主

第一，加強(qiáng)農(nóng)場基礎(chǔ)教育建設(shè)。第二，加強(qiáng)農(nóng)場主的專業(yè)培訓(xùn)，將種養(yǎng)殖經(jīng)驗與專業(yè)技術(shù)相結(jié)合。第三，鼓勵大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，為農(nóng)場家庭發(fā)展不斷補(bǔ)充新鮮血液。第四，建立示范家庭農(nóng)場，鼓勵其他農(nóng)戶向其靠攏。

4.2.4 建立家庭農(nóng)場的多元資金供給模式

首先，在原有政策基礎(chǔ)上增加國家補(bǔ)貼力度。其次，建立健全家庭農(nóng)場自身內(nèi)部財務(wù)管理制度。此外，鼓勵多元社會資本投入家庭農(nóng)場建設(shè)中來。