劉文佳，陳 英

(甘肅農(nóng)業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，甘肅 蘭州 730070)

農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的必由之路，是改變農(nóng)業(yè)低效局面、增加農(nóng)民收入的必然選擇。其中，“公司+農(nóng)戶”是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營的主要實現(xiàn)模式。農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)通過與分散農(nóng)戶簽訂合同，并告知農(nóng)戶相關(guān)技術(shù)和標(biāo)準(zhǔn)，將分散農(nóng)戶的生產(chǎn)納入公司統(tǒng)一的管理[1]。有研究者認(rèn)為，這種模式使農(nóng)戶與公司的關(guān)系確定化，農(nóng)戶有了穩(wěn)定的收入，公司提供的服務(wù)降低了農(nóng)民的經(jīng)營費(fèi)用與生產(chǎn)經(jīng)營風(fēng)險[2]，增加了農(nóng)戶的收益。同時由于土地經(jīng)營權(quán)仍保留在農(nóng)戶手中，使農(nóng)戶更有安全感[3]。也有研究者認(rèn)為，這種模式下農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化帶來的農(nóng)產(chǎn)品增值效益大部分被龍頭企業(yè)截留，難以保障廣大農(nóng)民的收益，龍頭企業(yè)進(jìn)入村莊后還會破壞農(nóng)戶的社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系[4]。已有的研究中，有通過定性方法從宏觀層面來論述這一經(jīng)營模式給農(nóng)戶帶來的損益，也有分析其對農(nóng)戶影響的定量研究，但引入可持續(xù)生計分析框架的研究并不多見。

可持續(xù)分析框架包括脆弱性背景、生計資本、生計策略、結(jié)構(gòu)和過程轉(zhuǎn)變、生計結(jié)果五個方面。描述農(nóng)戶在風(fēng)險與脆弱性環(huán)境以及變革的制度與組織中，如何運(yùn)用資產(chǎn)和能力，并通過對它們的維持和增強(qiáng)發(fā)展生計[5]。生計資本可分為自然資本、物質(zhì)資本、人力資本、金融資本和社會資本，是農(nóng)戶可持續(xù)生計的核心，農(nóng)戶擴(kuò)展生計能力的基礎(chǔ)，也是農(nóng)戶唯一可控制和參與的要素。擁有較多的生計資本的農(nóng)戶擁有更多的選擇權(quán)，可持續(xù)發(fā)展的水平也更高。農(nóng)戶在與公司合作前后其生計資本水平與結(jié)構(gòu)的改變，意味著其生計能力的變化。因此，如果與公司合作后，農(nóng)戶的生計資本水平升高，結(jié)構(gòu)改善，則表示“公司+農(nóng)戶”的經(jīng)營模式提高了農(nóng)戶的生計能力，是一種可持續(xù)的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化方式。

可持續(xù)生計分析框架中五種生計資本的考察維度是明確的，已有研究選取的生計資本指標(biāo)也較一致。但不同的研究根據(jù)需要會賦予其不同的權(quán)重，通過非客觀方式設(shè)置權(quán)重，難以避免權(quán)重設(shè)置的有效性、推廣性問題。鑒于既有研究在生計資本指標(biāo)權(quán)重設(shè)置上存在的問題，本文基于因子分析法提出一種處理方法，并以此考察農(nóng)戶的生計資本水平與結(jié)構(gòu)的變化。

本文擬解決的問題是：農(nóng)戶選擇在“公司+農(nóng)戶”這一經(jīng)營模式下進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動后，其生計能力如何變化。對這一問題，本文利用從甘肅省張掖市取得的調(diào)查數(shù)據(jù)，構(gòu)建了包含自然資本、物質(zhì)資本、人力資本、金融資本和社會資本的農(nóng)戶生計資本評價指標(biāo)體系。求得農(nóng)戶生計資本得分情況后，通過兩配對樣本均值t檢驗分析農(nóng)戶生計資本水平的變化；采用簡單相關(guān)分析，偏相關(guān)分析和復(fù)雜相關(guān)分析生計資本結(jié)構(gòu)變化，并借此分析農(nóng)戶生計能力的變化。

一、變量選取與生計資本得分

(一)數(shù)據(jù)來源與生計資本變量選取

研究數(shù)據(jù)來自對甘肅省張掖市民樂縣農(nóng)戶的調(diào)查。實地調(diào)查反映的情況與相關(guān)政策文件均表明，張掖市民樂縣自2015年起，在農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革政策的指導(dǎo)下推進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營，眾多企業(yè)紛紛進(jìn)入鄉(xiāng)村，“公司+農(nóng)戶”是其中一種普遍存在的方式。在張掖市民樂縣有農(nóng)業(yè)企業(yè)進(jìn)駐且自然、經(jīng)濟(jì)社會水平狀況近似的村莊中隨機(jī)選取6個村，每村抽取25～30戶參與農(nóng)戶，對其2016與2018年的生計資本情況進(jìn)行調(diào)查。調(diào)查采用面對面形式，主要由戶主回答問題，家庭其他成員進(jìn)行補(bǔ)充。發(fā)放問卷199份，收回175份，剔除無效問卷后，獲得有效問卷166份，實際回收率85.56%。調(diào)查顯示，受訪戶家庭規(guī)模平均為3.65人，農(nóng)戶人均年收入為 6 230 元，文盲率為6.8%。統(tǒng)計資料顯示，張掖市農(nóng)村家庭規(guī)模平均為3.14人，農(nóng)村人均年收入為 5 575 元，農(nóng)村人口文盲率為7.21%，與受訪戶的屬性基本吻合，說明選取的樣本具有一定代表性。在走訪中發(fā)現(xiàn)，與公司合作的農(nóng)戶多數(shù)具有相同的特征，即擁有相對穩(wěn)定的耕地面積，一定數(shù)量與質(zhì)量的農(nóng)業(yè)勞動力和積蓄。這是由于這些進(jìn)駐的企業(yè)主要的經(jīng)營領(lǐng)域是蔬菜的種植、運(yùn)輸與銷售，蔬菜的種植無法使用大型農(nóng)機(jī)，很多環(huán)節(jié)需要人力勞動。公司為了獲得穩(wěn)定的供應(yīng)渠道對農(nóng)戶進(jìn)行了篩選，不滿足條件的農(nóng)戶是無法加入的。因此，按照賀雪峰對農(nóng)戶階層的劃分，樣本農(nóng)戶實質(zhì)上主要來源于兩個階層，半工半農(nóng)階層與普通農(nóng)業(yè)經(jīng)營者階層。

借鑒史俊宏[6]、丁世軍[7]等對生計資本指標(biāo)的設(shè)計，選取13個變量作為農(nóng)戶生計資本的衡量指標(biāo)(見表1)。

表1 生計資本衡量指標(biāo)

(二)生計資本各項指標(biāo)得分

因子分析體現(xiàn)著降維的思想，可將多個變量轉(zhuǎn)化為少量互不相關(guān)變量。由于各原始變量之間的相關(guān)性，原始數(shù)據(jù)的大部分信息可以通過公共因子的提取反映出來。

進(jìn)行因子分析前，先對原數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，消除變量在數(shù)量級與量綱上的差異；再對數(shù)據(jù)進(jìn)行KMO值和Bartlett檢驗，判斷數(shù)據(jù)是否適合做因子分析。KMO檢驗是比較變量間的簡單相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)，KMO值在0～1之間，越接近1則變量間的相關(guān)性越強(qiáng)，適合進(jìn)行因子分析。對量表中13個指標(biāo)進(jìn)行的KMO檢驗結(jié)果顯示：KMO統(tǒng)計量的值為0.808，適合做因子分析。Bartlett檢驗是從原始變量的相關(guān)系數(shù)矩陣出發(fā)進(jìn)行的檢驗，其檢驗的零假設(shè)是相關(guān)系數(shù)矩陣是一個單位矩陣，即原始數(shù)據(jù)之間無相關(guān)性若P值小于指定的顯著性水平，則拒絕原假設(shè)，認(rèn)為相關(guān)系數(shù)矩陣不是單位矩陣，即原始變量間有相關(guān)性，適用因子分析。Bartlett檢驗的卡方為2 036.214，Sig值0.000，達(dá)到了0.001 水平下的顯著性水平，適合做因子分析[8]。所選取的各項指標(biāo)變量的共同度都大于0.4，說明原始變量的大部分信息可以被所提取的公共因子很好的解釋，原始變量的信息丟失較少，因子提取的效果較理想，適合進(jìn)行因子分析，用正交旋轉(zhuǎn)法對因子載荷陣進(jìn)行旋轉(zhuǎn)，共提取四個主因子，總方差貢獻(xiàn)率為70.999%。

為比較與公司合作前后農(nóng)戶各項生計資本的增減情況，將農(nóng)戶前后兩期的各項生計資本個案合并進(jìn)行因子分析，計算各項指標(biāo)權(quán)重，然后重新進(jìn)行個案拆分。通過各指標(biāo)權(quán)重值與農(nóng)戶兩期各項生計資本指標(biāo)的賦值得分相乘，每個樣本農(nóng)戶可以得到與公司合作生產(chǎn)前后生計資本各項指標(biāo)的得分。通過得分的計算可以直接比較農(nóng)戶各項生計資本變化，還可以利用其相對意義進(jìn)行相關(guān)性分析。

根據(jù)各因子貢獻(xiàn)率(表2)與各因子旋轉(zhuǎn)后載荷(表3)的乘積之和得到評價指標(biāo)得分，再將評價指標(biāo)得分進(jìn)行歸一化處理，歸一化處理后的權(quán)重乘以100作為評價指標(biāo)權(quán)重，所有指標(biāo)權(quán)重之和為100(表4)。農(nóng)戶各項生計資本指標(biāo)權(quán)重與各變量經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化處理后值的乘積即為所求的農(nóng)戶生計資本各項指標(biāo)得分[9]。

表2 解釋的總方差

注：提取方法為主成份分析

表3 旋轉(zhuǎn)成份矩陣

注：提取方法為主成份旋轉(zhuǎn)法，具有 Kaiser 標(biāo)準(zhǔn)化的正交旋轉(zhuǎn)法

表4 生計資本衡量指標(biāo)權(quán)重

二、與公司合作前后農(nóng)戶各項生計資本增減變化分析

將與公司合作前后的農(nóng)戶生計資本進(jìn)行個案合并后，農(nóng)戶各項生計資本內(nèi)部的得分可直接進(jìn)行前后比較。采用兩配對樣本t檢驗分析與公司合作前后農(nóng)戶各項生計資本得分均值的差異，見表5 。

與公司合作后農(nóng)戶生計資本得分的均值高于從前，說明與公司的合作對農(nóng)戶的生計資本產(chǎn)生了正向影響。兩者相關(guān)系數(shù)接近1，且Sig.=0.00，說明兩個階段的相關(guān)性與顯著性都較高，即與公司前后農(nóng)戶生計資本得分的趨勢是一樣的，農(nóng)戶的生計資本水平是在原有的水平上波動。農(nóng)戶自然資本、物質(zhì)資本、金融資本、社會資本與公司合作后前均高于之前，但這些變化并不劇烈。農(nóng)戶人力資本小幅度降低。

通過得分的差值比較可以發(fā)現(xiàn)與公司合作前后農(nóng)戶各項生計資本的變化?？傮w上看，與公司合作后金融資本增加的農(nóng)戶占20.48%，物質(zhì)資本增加的農(nóng)戶占10.84%，物質(zhì)資本、金融資本增加的農(nóng)戶多于自然資本與社會資本增加的農(nóng)戶，見表6。

表5 與公司合作前后農(nóng)戶各項生計資本兩配對樣本t檢驗

表6 農(nóng)戶與公司合作前后各項生計資本增減變化 單位:%

農(nóng)戶與公司合作后其金融資本得以增加，使農(nóng)戶增強(qiáng)了購買力，進(jìn)而提升了農(nóng)戶的物質(zhì)資本。自然資本增加的農(nóng)戶占10.24%。這是由于研究區(qū)的耕地資源相對有限，多數(shù)農(nóng)戶能耕作的土地面積在0.13～0.2 hm2左右，除了部分老弱農(nóng)戶，多數(shù)農(nóng)戶所擁有的勞動力足以支持他們對自家的耕地進(jìn)行充分的使用，因此勞動力有余的農(nóng)戶也難以通過租賃土地的方式擴(kuò)大自己實際使用的耕地面積。在有限的時間內(nèi)，農(nóng)戶的人力資本與社會資本具有相對穩(wěn)定性，它們的變化幅度不大。

三、與公司合作前后農(nóng)戶生計資本相關(guān)關(guān)系分析

(一)與公司合作前后農(nóng)戶各項生計資本的 Pearson 相關(guān)分析

分析農(nóng)戶與公司合作各項生計資本之間的相關(guān)性，比較其前后變化，有助于了解農(nóng)戶生計模式轉(zhuǎn)變對農(nóng)戶生計資本結(jié)構(gòu)的影響。農(nóng)戶生計資本指數(shù)得分符合Pearson相關(guān)系數(shù)計算條件：(1)變量是連續(xù)變量；(2)變量是由正態(tài)分布或接近正態(tài)分布的單峰對稱分布的總體。農(nóng)戶與公司合作前后各項生計資本組內(nèi)相關(guān)性的變化見表7。無論是與公司合作前還是與公司合作后，自然資本與除金融資本外其他各項生計資本的相關(guān)性都相對較低。可能原因是農(nóng)村土地承包制是按每戶人口數(shù)分配土地，決定了每戶擁有的耕地面積，且研究區(qū)長期以來沒有新增耕地，也并未進(jìn)行過土地的調(diào)整，因而自然資本擁有量變化較小。自然資本與金融資本的相關(guān)性較高是由于研究區(qū)作為傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)區(qū)，長期以來農(nóng)戶都是依靠農(nóng)業(yè)生產(chǎn)維持生計，農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模實際上決定了農(nóng)戶的收入。

在農(nóng)戶與公司合作前后，在0.01顯著水平下農(nóng)戶的物質(zhì)資本、人力資本、金融資本和社會資本互相相關(guān)。其中，自然資本與金融資本這對變量的相關(guān)系數(shù)在下降，而人力資本與物質(zhì)資本、金融資本、社會資本，物質(zhì)資本與社會資本、金融資本，金融資本與社會資本這幾對變量的相關(guān)系數(shù)上升。與公司合作后農(nóng)戶的金融資本與自然資本的緊密性降低，而金融資本與人力資本、社會資本的緊密性提高。前者說明農(nóng)戶收入的提高不再單純地依靠擴(kuò)大經(jīng)營規(guī)模，后者意味著農(nóng)戶的人力資本和社會資本對農(nóng)戶收入的影響更為明顯，農(nóng)戶卷入市場的程度提高。

除分組觀察農(nóng)戶各項生計資本的相關(guān)性外，還可從不同生計資本的角度觀察前后的相關(guān)性。通過計算得出，與公司合作前后農(nóng)戶各項生計資本存在很高相關(guān)關(guān)系(見表8)，各項生計資本在考察期相對穩(wěn)定。這是由于研究區(qū)是傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)區(qū)，農(nóng)戶長期依靠農(nóng)業(yè)維持生計，土地承包制推進(jìn)后農(nóng)戶人口數(shù)決定了其擁有耕地的面積，耕地面積與勞動力投入又決定了農(nóng)戶的收入水平，農(nóng)戶的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)也由此展開?？疾炱趦?nèi)樣本農(nóng)戶的自然資本與人力資本的相對穩(wěn)定使其他生計資本的波動也相對有限。

表7 農(nóng)戶與公司合作前后各項生計資本組內(nèi) Pearson 相關(guān)性變化

表8 與公司合作前后農(nóng)戶各項生計資本的Pearson相關(guān)性

(二)與公司合作前后農(nóng)戶生計資本的偏相關(guān)和復(fù)相關(guān)分析

借助多元線性回歸模型，觀察與公司合作前農(nóng)戶各項生計資本對之后農(nóng)戶的各項生計資本影響的偏相關(guān)系數(shù)和復(fù)相關(guān)系數(shù)(見表9)。在0.01的顯著水平下Pr>F，則自變量之間存在顯著的線性關(guān)系，模型整體回歸效果較好。VIF 值均小于3，表示變量間不存在多重共線性。由于農(nóng)戶生計資本各變量已進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理，因而回歸結(jié)果中使用標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)更合適。偏相關(guān)系數(shù)是扣除了其他變量影響后兩個變量間的相關(guān)關(guān)系，當(dāng)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)與偏相關(guān)系數(shù)絕對值不一致時，通過比較偏相關(guān)系數(shù)確定變量之間的內(nèi)部關(guān)系更可靠[10]。通過標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)，可以觀察到與公司合作農(nóng)戶前各項生計資本對與公司合作后各項生計資本影響的重要程度。本次回歸分析中標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)的重要性一致，在這只觀察顯著性水平小于0. 1的自變量。

表9顯示，(1)農(nóng)戶與公司合作前的自然資本、人力資本和物質(zhì)資本對與公司合作后農(nóng)戶的自然資本有著正向影響，重要程度為自然資本(0.974)>人力資本(0.39)>物質(zhì)資本(0.006)；(2)在人力資本的回歸方程中，與公司合作前的人力資本正向影響與公司合作后人力資本；(3)農(nóng)戶與公司合作前人力資本、物質(zhì)資本、金融資本正向影響與公司合作后物質(zhì)資本，重要程度為物質(zhì)資本(0.904)>人力資本(0.385)>金融資本(0.196)；(4) 農(nóng)戶與公司合作前的人力資本、金融資本正向影響與公司合作后農(nóng)戶的金融資本，重要程度為金融資本(0.786)>人力資本(0.525)；(5)農(nóng)戶與公司合作后社會資本受農(nóng)戶與公司合作前的人力資本和社會資本的正向影響，重要性程度為社會資本(0.97)>人力資本(0.331)。農(nóng)戶與公司合作前的生計資本正向影響之后的生計資本，農(nóng)戶與公司合作前的人力資本對之后的人力資本影響最大，其他生計資本對之后的人力資本也有一定程度上影響，其他回歸方程也有類似的規(guī)律。

表9 農(nóng)戶與公司合作前生計資本對農(nóng)戶與公司合作后各項生計資本回歸結(jié)果

復(fù)相關(guān)系數(shù)是衡量變量與多個變量之間線性相關(guān)性的指標(biāo)，取值區(qū)間為0～1。農(nóng)戶與公司合作前生計資本與之后自然資本的復(fù)相關(guān)系數(shù)為0.982，與物質(zhì)資本的復(fù)相關(guān)系數(shù)為0.997，與人力資本的復(fù)相關(guān)系數(shù)為0.961，與公司合作后金融資本的復(fù)相關(guān)系數(shù)為0.871，與公司合作后社會資本的復(fù)相關(guān)系數(shù)為0.961。總體上農(nóng)戶在與公司合作前擁有的生計資本與之后擁有的生計資本有很強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系。

四、結(jié)論與討論

本文對張掖市民樂縣166個農(nóng)戶的分析結(jié)論如下：(1) 整體上，與公司合作進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)后，農(nóng)戶的自然資本、物質(zhì)資本、金融資本水平高于從前。(2)龍頭企業(yè)的進(jìn)入，通過促進(jìn)農(nóng)戶擴(kuò)大經(jīng)營規(guī)模的方式增加了農(nóng)戶的自然資本。(3)與公司合作并不顯著影響農(nóng)戶的人力資本、社會資本。這與既有研究認(rèn)為的龍頭企業(yè)進(jìn)入村莊后會破壞農(nóng)戶的社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系、擠出勞動力的觀點(diǎn)并不一致。這是由于農(nóng)戶與公司合作后有利可圖，農(nóng)戶為了自身利益需要擁有一定數(shù)量與質(zhì)量的勞動力以保證農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)，且社會資本在一定的時間內(nèi)具有穩(wěn)定性。(4)與公司合作后，農(nóng)戶物質(zhì)資本與人力資本、金融資本、社會資本的緊密性下降，金融資本與人力資本、社會資本的關(guān)系更加密切。說明農(nóng)戶物質(zhì)資本的增加具有突變性，農(nóng)戶由于與公司的緊密關(guān)系增強(qiáng)了與市場的關(guān)系。(5)相關(guān)性分析說明，農(nóng)戶與公司合作前各項生計資本與公司合作后各項生計資本關(guān)系密切，與公司合作前的農(nóng)戶生計資本對與之后的生計資本存在正向影響，但各個維度的影響重要性存在差異。

衡量農(nóng)戶與企業(yè)合作前后生計資本的變化，有助于了解農(nóng)民生計能力的變化，也可以為政府政策的調(diào)整提供理論依據(jù)。首先，政策目標(biāo)要明確，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化政策要注重培養(yǎng)與發(fā)展農(nóng)戶生計能力，而提高農(nóng)戶生計能力的關(guān)鍵是增加農(nóng)戶的生計資本。其次，有能力與公司合作的農(nóng)戶往往是本身就有較強(qiáng)的生計能力，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化政策應(yīng)區(qū)別對待不同類型農(nóng)戶，惠及更多的家庭。

“公司+農(nóng)戶”獨(dú)特模式使樣本農(nóng)戶大多具有相同的特征，所以在調(diào)查時對于其他異質(zhì)性農(nóng)戶的觀察較少，可能影響分析結(jié)果。盡管采取了一些措施降低偏差，但不可能完全消除。望在后續(xù)的研究中對更廣泛范圍的農(nóng)戶進(jìn)行評估。