夏兆敏，安玉蓮

(山東財(cái)經(jīng)大學(xué) 工商管理學(xué)院，濟(jì)南 250014)

目前，大國(guó)小農(nóng)是我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基本特征。第三次農(nóng)業(yè)普查數(shù)據(jù)顯示，截至2016年末，我國(guó)經(jīng)營(yíng)農(nóng)戶有2.3億戶，小農(nóng)戶從業(yè)人員數(shù)量龐大，占農(nóng)業(yè)從業(yè)人員90%。但小農(nóng)戶由于組織化程度低，分散經(jīng)營(yíng)，在生產(chǎn)和經(jīng)營(yíng)中很難獲得技術(shù)支持和有效市場(chǎng)信息，面臨很大風(fēng)險(xiǎn)。隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的不斷深入發(fā)展，農(nóng)戶小生產(chǎn)與大市場(chǎng)之間的矛盾愈發(fā)突出。因此，加快小農(nóng)戶的現(xiàn)代化轉(zhuǎn)型，促進(jìn)市場(chǎng)化行為的選擇，實(shí)現(xiàn)小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)有機(jī)銜接，是推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的重要舉措，也是促進(jìn)農(nóng)民增收，實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的必然選擇。

我國(guó)政府始終非常重視和關(guān)注農(nóng)民問(wèn)題。黨的十九大報(bào)告強(qiáng)調(diào)，要實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，提升小農(nóng)戶發(fā)展能力，實(shí)現(xiàn)小農(nóng)戶和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展有機(jī)銜接。2019年2月，中共中央辦公廳在《關(guān)于促進(jìn)小農(nóng)戶和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展有機(jī)銜接的意見(jiàn)》中明確提出扶持小農(nóng)戶，提升小農(nóng)戶發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)能力等要求。2020年中央一號(hào)文件再次強(qiáng)調(diào)要完善農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈，整合資源，提高以小農(nóng)戶為主的農(nóng)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力和抗風(fēng)險(xiǎn)能力等。這些政策和文件都體現(xiàn)了黨中央對(duì)小農(nóng)戶發(fā)展的高度重視。

山東省是傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)大省，也是全國(guó)畜牧業(yè)大省。本文以養(yǎng)豬場(chǎng)戶為例，從小農(nóng)戶角度出發(fā)，在對(duì)山東省1200戶養(yǎng)殖場(chǎng)戶進(jìn)行市場(chǎng)調(diào)查的基礎(chǔ)上，采用問(wèn)卷調(diào)查法和分位數(shù)回歸法分析我省小農(nóng)戶市場(chǎng)化程度的現(xiàn)狀及影響因素，進(jìn)而提出相關(guān)對(duì)策建議。本文的研究對(duì)如何鼓勵(lì)并促進(jìn)小農(nóng)戶進(jìn)一步提升市場(chǎng)化參與程度，促進(jìn)農(nóng)民增收具有一定的啟示和現(xiàn)實(shí)意義。

1 文獻(xiàn)綜述與研究界定

1.1 文獻(xiàn)綜述

農(nóng)戶行為決策以及農(nóng)戶市場(chǎng)行為方面的研究一直受到學(xué)術(shù)界的關(guān)注。通過(guò)文獻(xiàn)梳理和綜述，主要包括就以下三個(gè)方面。

一是關(guān)于農(nóng)戶行為方面的研究。理性行為理論認(rèn)為，農(nóng)戶是理性的，農(nóng)戶的行為所遵循的最主要原則就是追求效用最大化。如果決策中會(huì)出現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)而導(dǎo)致利益受損，農(nóng)戶會(huì)主動(dòng)采取相應(yīng)行為來(lái)規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)。學(xué)者對(duì)農(nóng)戶行為理論的研究主要有生產(chǎn)組織學(xué)派、理性小農(nóng)學(xué)派和歷史學(xué)派觀點(diǎn)等（恰亞諾夫[1]；舒爾茨[2]；黃宗智[3]）。

二是農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為方面的研究。第一，農(nóng)戶參與專業(yè)化經(jīng)濟(jì)組織的行為研究。黃祖輝[4]等提出加入農(nóng)民專業(yè)合作組織有利于提高農(nóng)民進(jìn)入市場(chǎng)的組織化程度，也有助于提高農(nóng)民的素質(zhì)；溫濤[5]等通過(guò)模型構(gòu)建，發(fā)現(xiàn)農(nóng)民通過(guò)參與專業(yè)化組織，可以有效降低交易成本，促進(jìn)農(nóng)業(yè)分工和專業(yè)化發(fā)展，提高農(nóng)民收入。第二，農(nóng)民生產(chǎn)要素配置參與市場(chǎng)行為方面的研究。勞動(dòng)力配置方面，晏小敏[6]等提出農(nóng)村勞動(dòng)力從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域分離出來(lái)，參與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展，有助于農(nóng)業(yè)持續(xù)發(fā)展；李俊高[7]研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)有利于促進(jìn)農(nóng)民增收，推動(dòng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化和規(guī)模化；資金配置方面，馮梅紅[8]提出小額信貸對(duì)農(nóng)民收入有顯著的正向影響，農(nóng)戶參與資本市場(chǎng)有利于促進(jìn)收入增長(zhǎng)。

三是農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為的影響因素方面的研究。農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為的影響因素主要有四類(lèi)。一是個(gè)體特征因素，即小農(nóng)戶基本特征，包括性別、年齡、受教育程度等對(duì)農(nóng)戶決策行為有重要影響（舒爾茨[2]；胡瑞法[9]）。二是農(nóng)戶生產(chǎn)特征因素，如人均耕地面積、年收入水平、農(nóng)產(chǎn)品類(lèi)型、市場(chǎng)供求關(guān)系等（黃祖輝[10]；文長(zhǎng)存[11]）；三是風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知因素，如江光輝[12]和孫世民[13]的研究；四是外部環(huán)境因素，包括是否獲得技術(shù)支持和資金支持政策、其他生產(chǎn)性和經(jīng)營(yíng)性服務(wù)的獲得等（Devauxa[14]；蘆千文[15]）。

縱觀已有研究，對(duì)農(nóng)戶市場(chǎng)參與促進(jìn)了收入增長(zhǎng)及其影響因素的研究比較廣泛，但對(duì)小農(nóng)戶市場(chǎng)化程度影響因素的差異測(cè)度和研究比較少。因此，本文以山東省生豬養(yǎng)殖場(chǎng)戶為研究對(duì)象，圍繞調(diào)查數(shù)據(jù)，分析我省小農(nóng)戶市場(chǎng)參與程度的現(xiàn)狀，并進(jìn)一步運(yùn)用分位數(shù)回歸法識(shí)別和分析小農(nóng)戶市場(chǎng)參與程度的關(guān)鍵影響因素及其影響程度，進(jìn)而提出小農(nóng)戶市場(chǎng)化程度的提升對(duì)策建議。

1.2 研究界定

1.2.1 小農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為界定

對(duì)小農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為的內(nèi)涵界定是本文的起點(diǎn)。在文獻(xiàn)梳理基礎(chǔ)上，界定小農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為的概念及內(nèi)涵。小農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為是指以市場(chǎng)為導(dǎo)向來(lái)實(shí)現(xiàn)利潤(rùn)最大化的小農(nóng)戶，在既定的環(huán)境和資源約束下從事的市場(chǎng)參與行為。根據(jù)農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為的特征，本文將小農(nóng)戶市場(chǎng)化程度分為無(wú)市場(chǎng)化，初級(jí)市場(chǎng)化，中級(jí)市場(chǎng)化和高級(jí)市場(chǎng)化四個(gè)程度。

1.2.2 小農(nóng)戶市場(chǎng)化程度差異的影響因素界定

該部分旨在判斷哪些因素對(duì)小農(nóng)戶市場(chǎng)化程度產(chǎn)生影響并且評(píng)估其影響的程度，著眼于識(shí)別小農(nóng)戶參與市場(chǎng)行為的關(guān)鍵制約因素。在前述文獻(xiàn)分析的基礎(chǔ)上，筆者選擇個(gè)體特征、生產(chǎn)特征、認(rèn)知特征、外部支持四個(gè)方面的因素作為小農(nóng)戶市場(chǎng)化程度的主要影響因素，構(gòu)建小農(nóng)戶市場(chǎng)化程度差異影響因素。其中，個(gè)體特征包含性別、年齡、文化程度三個(gè)因素，生產(chǎn)特征包括人均耕地面積和年生豬出欄量；認(rèn)知特征包含參與意愿和風(fēng)險(xiǎn)感知兩個(gè)因素；外部支持包括政府支持、資金支持和媒體支持三個(gè)方面。根據(jù)實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)，通過(guò)分位數(shù)回歸法分析自變量及其對(duì)小農(nóng)戶市場(chǎng)化程度的影響程度。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源與描述性統(tǒng)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文的調(diào)查數(shù)據(jù)來(lái)自于2020年6月至9月對(duì)山東省生豬養(yǎng)殖場(chǎng)戶市場(chǎng)化程度及其影響因素的調(diào)查問(wèn)卷數(shù)據(jù)。本次調(diào)查是由筆者及山東財(cái)經(jīng)大學(xué)的學(xué)生，利用暑假期間進(jìn)行實(shí)地入戶調(diào)研所得，共發(fā)放問(wèn)卷1200份，回收1126份，回收率為93.83%。調(diào)研結(jié)束后，對(duì)回收問(wèn)卷逐份進(jìn)行嚴(yán)格的審核檢查，并剔除無(wú)效問(wèn)卷，最終有效問(wèn)卷1021份，有效率為90.67%，樣本共涉及山東省13個(gè)地市146個(gè)縣（市區(qū)）。

2.2 描述性統(tǒng)計(jì)

在前述文獻(xiàn)分析的基礎(chǔ)上，筆者共選取10個(gè)因素從個(gè)體特征、生產(chǎn)特征、認(rèn)知特征、外部支持四個(gè)方面的特征變量研究其對(duì)小農(nóng)戶市場(chǎng)化程度差異的影響。對(duì)有效問(wèn)卷數(shù)據(jù)進(jìn)行歸類(lèi)和預(yù)處理，形成養(yǎng)殖場(chǎng)戶變量特征及統(tǒng)計(jì)分布圖，見(jiàn)表1和表2。

表1 受訪者基本情況

表2 模型變量的含義、統(tǒng)計(jì)特征

結(jié)合模型變量的統(tǒng)計(jì)特征和問(wèn)卷數(shù)據(jù)分析可知，市場(chǎng)化程度方面，受訪者的市場(chǎng)化程度均值為1.3692，說(shuō)明受訪者市場(chǎng)化程度較低。個(gè)體特征方面，在回收的1021份問(wèn)卷中，絕大多數(shù)受訪者為男性養(yǎng)殖戶 （90.30%），平均年齡為45.98歲，且57.79%的受訪者為41-55歲人群，普遍年齡較高。受訪者文化程度較低，64.25的受訪者受教育程度為初中及以下。生產(chǎn)特征方面，受訪農(nóng)戶的家庭人均耕地面積較少，93.63%的受訪者人均耕地面積低于5畝。年生豬出欄量中75.90%的受訪者為散戶養(yǎng)殖戶和養(yǎng)殖專業(yè)戶，他們的年生豬出欄量在500頭以內(nèi)。風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知方面，受訪者參與市場(chǎng)化的意愿均值為1.25，意愿較低；受訪者對(duì)外部環(huán)境的風(fēng)險(xiǎn)感知均值為2.61，說(shuō)明當(dāng)前小農(nóng)戶認(rèn)為生豬養(yǎng)殖的外部環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)較小。外部支持方面，受訪者認(rèn)為當(dāng)?shù)卣畬?duì)小農(nóng)戶加入市場(chǎng)化組織比較支持，均值為4.19；受訪者的貸款可得性均值為2.63，介于不容易和一般容易之間；受訪者當(dāng)?shù)貙?duì)于加入市場(chǎng)化的宣傳力度均值為2.18，介于力度一般和力度很大之間?；谡{(diào)研數(shù)據(jù)反映出來(lái)的小農(nóng)戶市場(chǎng)參與程度現(xiàn)狀，本文進(jìn)一步運(yùn)用分位數(shù)回歸法識(shí)別和分析小農(nóng)戶市場(chǎng)化程度的差異及其影響因素。

3 分位數(shù)回歸模型與實(shí)證分析

3.1 模型構(gòu)建

分位數(shù)回歸法最早由 Koenker和 Bassett[16]在1978年提出，可以反映出各分位數(shù)自變量與因變量間的表現(xiàn)關(guān)系。分位數(shù)回歸相比普通最小二乘法優(yōu)點(diǎn)是凸顯解釋變量對(duì)被解釋變量的全面影響，不僅分析目標(biāo)變量均值，也可從不同分位數(shù)條件下分析解釋變量對(duì)被解釋變量影響，全面反映變量與變量間關(guān)系。因此，本文運(yùn)用分位數(shù)回歸法分析個(gè)體特征、生產(chǎn)特征、認(rèn)知特征、外部支持四個(gè)方面的因素對(duì)小農(nóng)戶市場(chǎng)化程度的分布規(guī)律的影響。

基于上述分析，本研究構(gòu)建的影響因素模型如下：

（1）式中，mdegree表示市場(chǎng)化程度；模型中的自變量為筆者在前文討論并提煉的影響因素。本文建立分位數(shù)回歸模型如下：

（2）式中，Xi為（1）式中的自變量；βθ為系數(shù)向量；Quantθ（mdegreei|Xi)表示 mdegree 在給定 X的情況下與分位點(diǎn)θ（0<θ<1）對(duì)應(yīng)的條件分位數(shù)。與θ對(duì)應(yīng)的系數(shù)向量βθ是通過(guò)最小化絕對(duì)離差（LAD）來(lái)實(shí)現(xiàn)的，即:

已有研究通常選擇bootstrap密集算法技術(shù)估計(jì)βθ，即通過(guò)不斷地進(jìn)行有放回抽樣而獲得樣本的置信區(qū)間，從而對(duì)系數(shù)加以推斷。

3.2 分位數(shù)回歸結(jié)果分析

以受訪者的性別、年齡、文化程度、人均耕地面積、年生豬出欄量、參與意愿、風(fēng)險(xiǎn)感知、政府支持、資金支持和媒體支持為自變量，分別在60%、70%、80%和90%分位數(shù)下對(duì)被解釋變量作回歸，深入研究各因素對(duì)小農(nóng)戶市場(chǎng)參與程度的影響，更好的了解小農(nóng)戶市場(chǎng)參與程度的差異原因。下文分析以公式（1）為研究模型，運(yùn)用SPSS 26.0軟件對(duì)調(diào)查問(wèn)卷進(jìn)行分位數(shù)回歸模型擬合。計(jì)算結(jié)果見(jiàn)表3。其中第3-6列為60%、70%、80%和90%分位數(shù)回歸結(jié)果。

表3 山東省小農(nóng)戶市場(chǎng)參與程度影響因素的回歸結(jié)果

由表3可知，個(gè)體特征方面，性別、年齡、文化程度三個(gè)因素對(duì)選定分位數(shù)水平下對(duì)小農(nóng)戶市場(chǎng)化程度的影響均不顯著。生產(chǎn)特征方面，不同權(quán)重下養(yǎng)殖場(chǎng)戶的人均耕地面積對(duì)市場(chǎng)化程度的影響非常顯著，即處于60%、70%和90%分位數(shù)的養(yǎng)殖場(chǎng)戶的人均耕地面積越大，其市場(chǎng)化程度越高。對(duì)于年生豬出欄量，處于條件分布（60%和70%）的養(yǎng)殖場(chǎng)戶，年出欄量越高，其市場(chǎng)化程度越高；處于80%水平的年出欄量對(duì)市場(chǎng)化程度不具影響；而當(dāng)處于條件分布上端（90%）的時(shí)候，年出欄量的顯著性在5%的顯著度下顯著。

認(rèn)知特征方面，從市場(chǎng)化參與意愿的回歸結(jié)果來(lái)看，對(duì)處于70%、80%和90%分布水平的養(yǎng)殖場(chǎng)戶而言，參與意愿對(duì)養(yǎng)殖場(chǎng)戶市場(chǎng)化程度的影響非常顯著，均處于1%的顯著水平下，即養(yǎng)殖場(chǎng)戶的參與意愿越強(qiáng)，其市場(chǎng)化程度越高；而處于60%的水平下該因素則不顯著。風(fēng)險(xiǎn)感知因素在選定分位數(shù)水平下對(duì)小農(nóng)戶市場(chǎng)化程度影響不顯著。

環(huán)境支持方面，政府支持因素在60%和90%的分位數(shù)水平下對(duì)養(yǎng)殖場(chǎng)戶市場(chǎng)化程度較為顯著，即政府支持力度越大，養(yǎng)殖場(chǎng)戶市場(chǎng)化程度越高，而70%和80%的條件下則不具有顯著性。資金支持方面，貸款可得性因素在60%、70%的水平及90%的條件下對(duì)養(yǎng)殖場(chǎng)戶的市場(chǎng)化程度產(chǎn)生影響，分別是1%和5%的顯著度，即養(yǎng)殖場(chǎng)戶越容易獲得貸款，其市場(chǎng)化程度越高。媒體宣傳因素在較低的分位數(shù)水平（60%、70%）上對(duì)市場(chǎng)化程度具有顯著性影響，為10%的顯著度，即媒體宣傳力度越大，則市場(chǎng)化程度越高；而隨著分位數(shù)水平的提高（80%和90%），該因素則不再具有顯著性。

4 主要結(jié)論與對(duì)策建議

本文基于山東省養(yǎng)殖場(chǎng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，構(gòu)建了山東省小農(nóng)戶市場(chǎng)化程度水平及其影響因素的理論模型，并采用分位數(shù)回歸法分析了影響小農(nóng)戶市場(chǎng)化程度的主要因素，得到以下結(jié)論：

（1）我省目前小農(nóng)戶的整體市場(chǎng)化程度仍然較低，并且小農(nóng)戶的參與意愿和風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知處于較低的水平上。（2）在不同的分位數(shù)水平上，人均耕地面積、年生豬出欄量、參與市場(chǎng)化意愿、政府支持、資金支持和媒體宣傳都能夠顯著的提升小農(nóng)戶市場(chǎng)化參與程度，而性別、年齡、文化程度、風(fēng)險(xiǎn)感知因素對(duì)小農(nóng)戶市場(chǎng)化程度的影響作用并不顯著。其中，媒體宣傳的顯著性作用在較低的條件分布下顯著。（3）在條件分布較低（60%）的水平上，政府支持、資金支持和媒體宣傳的促進(jìn)作用非常顯著；在條件分布較高（90%）的水平上，養(yǎng)殖場(chǎng)戶的參與意愿、政府支持、資金支持的促進(jìn)作用較為顯著。因此，整體而言，隨著條件分布水平的提高，小農(nóng)戶內(nèi)在驅(qū)動(dòng)因素即參與意愿的影響作用更加顯著，而外部支持因素的顯著性作用有所下降。

基于上述研究結(jié)論，本文提出以下對(duì)策建議：首先，政府應(yīng)加大宣傳和支持力度，提高小農(nóng)戶市場(chǎng)化參與意愿。政府部門(mén)可以通過(guò)加大宣傳和引導(dǎo)教育，深化小農(nóng)戶對(duì)于加入新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的認(rèn)識(shí)，提高小農(nóng)戶的信心和加入意愿，激發(fā)小農(nóng)戶參與市場(chǎng)化的自主性和積極性。其次，逐步完善現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體和小農(nóng)戶的契約安排機(jī)制，保障農(nóng)戶利益。提升新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體對(duì)小農(nóng)戶的帶動(dòng)作用，通過(guò)多種途徑完善小農(nóng)戶與新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體合作的契約安排，建立風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)、利益共享的聯(lián)結(jié)機(jī)制，促進(jìn)農(nóng)戶增收。再次，提高社會(huì)化服務(wù)水平，增強(qiáng)風(fēng)險(xiǎn)抵御能力。完善農(nóng)業(yè)貸款等金融支持政策，搭建技術(shù)培訓(xùn)、信息共享等多種平臺(tái)，通過(guò)構(gòu)建多層次、多形式、多元化的農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)體系，提高農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)水平，培育新型職業(yè)農(nóng)民，促進(jìn)農(nóng)戶成長(zhǎng)，增強(qiáng)其風(fēng)險(xiǎn)防御能力，讓小農(nóng)戶共享現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展成果。