朱夢俏，趙鑫

（1.新疆農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，新疆 烏魯木齊 830000；2.新疆農(nóng)業(yè)科學院農(nóng)業(yè)經(jīng)濟與科技信息研究所，新疆 烏魯木齊830000）

2023 年中央“一號文件”指出，全面建設社會主義現(xiàn)代化國家，最艱巨最繁重的任務是在農(nóng)村?！叭r(nóng)”問題是我國生產(chǎn)建設的第一防線，鄉(xiāng)村振興是全國人民為中華民族振興的關鍵之舉，農(nóng)業(yè)農(nóng)村是鄉(xiāng)村振興的總抓手，因此，發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)是加快農(nóng)業(yè)發(fā)展方式轉變的重要途徑[1]。目前，國內(nèi)學者對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的理論研究和實證檢驗進行了深入研究，陳春生[2]、楊林生等[3]、李顯剛[4]、蘇昕等[5]從多個方面對各類農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的多元化進行了研究，不同主體對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務的需求不同；張曉妮[6]研究表明，政策支持程度、發(fā)揮政府的主觀能動性、完善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務產(chǎn)業(yè)運行具有重要意義；陳宏偉等[7]、陳江華等[8]、陳昭玖等[9]、周丹等[10]研究表明，家庭勞動力數(shù)、種植年限、收入結構、耕地經(jīng)營規(guī)模等因素均會影響農(nóng)戶對服務的需求。李穎慧[11]、張嫄嫄[12]研究表明，服務供給渠道數(shù)量的增加有助于農(nóng)戶收入增長，各類農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務的不同供給渠道對農(nóng)戶滿意度的影響具有差異性；孫俠[13]等從供給角度出發(fā)，分析我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務需求的發(fā)展現(xiàn)狀，對于健全發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務組織，綜合提升服務供給水平，推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈深度融合，增進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務供需平衡具有關鍵意義；張曉晴[14]研究表明，大多數(shù)種養(yǎng)農(nóng)戶認為生產(chǎn)中所需的各類服務無法得到全部滿足，須健全管理體制、提高服務能力與創(chuàng)造良好服務環(huán)境。石河子地區(qū)是重要的棉產(chǎn)區(qū)之一，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務過程中存在農(nóng)戶的需求和提供的服務不匹配等問題，從而影響農(nóng)戶對生產(chǎn)性服務需求的選擇，降低生產(chǎn)效率[15]。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展和農(nóng)業(yè)發(fā)展方式轉變的重要動力[16]，可以用機械服務替代人畜勞動[17，18]緩解了勞動力老齡化的風險和危害[19～22]，因此，有必要了解影響棉農(nóng)在棉花生產(chǎn)中實際需求的影響因素，使農(nóng)戶得到滿意的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務，建立完整的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務體系?；趯嵉卣{查數(shù)據(jù)，構建Logstic 數(shù)據(jù)模型，深入分析影響棉農(nóng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務需求的因素，對促進與完善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務具有重要借鑒意義。

1 材料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

2022 年5～6 月組織調研人員，采用填寫調查問卷與座談2 種調研方法，對新疆石河子152 團場、143 團場、142 團場、147 團場的農(nóng)戶進行實地走訪。調研內(nèi)容主要包括戶主個人特征、家庭因素、經(jīng)驗模式等。共發(fā)放問卷370 份，回收有效問卷356 份，有效率為96.2%。

1.2 研究方法

采用二元Logstic 回歸模型對影響棉農(nóng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務需求的因素進行深入研究。

1.2.1 理論假說

1.2.1.1 農(nóng)戶行為理論。農(nóng)戶行為理論是農(nóng)村研究的重要分支領域。國外農(nóng)戶經(jīng)濟理論研究起步較早，已基本形成農(nóng)戶行業(yè)研究的框架、范式和方法[23]。國內(nèi)學者的研究思路逐漸從宏觀轉移到棉農(nóng)視角進行分析，從多角度解釋農(nóng)戶行為特征。

1.2.1.2 構建二元Logstic 回歸模型。棉農(nóng)決策行為的發(fā)生及其變化是多種因素相互作用的動態(tài)過程?；谝延械睦碚摵蛯嵶C研究，針對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務需求決策的特點，以是否需要農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務需求為被解釋變量（Y）、農(nóng)戶特征、家庭因素、經(jīng)營模式、其他因素為解釋變量（X1～X20） （表1）構建Logstic 回歸方程，公式如下所示：

表1 構建二元Logstic 回歸模型指標體系Table 1 Constructing a binary Logstic regression model indicator system

式中，pi為代表事件發(fā)生的概率（%）；β0為回歸截距，β1～β20為解釋變量的回歸系數(shù)；X1～X20為解釋變量；ε為隨機擾動項。

2 結果與分析

2.1 描述性分析

調查樣本男女比例為1.92∶1，年齡集中在41～60 歲，占比為64.0%，文化程度以初中及以上為主，占比為94.4%，接受過培訓的棉農(nóng)占比為80.3%（表2）。調研數(shù)據(jù)符合當?shù)氐膶嶋H情況，研究結果具有科學性和可參考性。

表2 棉農(nóng)基本信息概況Table 2 Basic information of cotton farmers

2.2 棉農(nóng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務需求分析

石河子團場棉農(nóng)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務需求具有需求強度差異較大、潛在需求未完全開發(fā)的特征（表3）。

表3 棉農(nóng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務需求程度Table 3 Demand degree of cotton farmers for agricultural productive services （%）

2.2.1 需求強度差異較大 對農(nóng)業(yè)保險、資金供給、收割服務需求程度強烈的棉農(nóng)數(shù)量占比為81.7%～86.2%，對生產(chǎn)資料購買、質保服務、施肥服務需求程度強烈的棉農(nóng)數(shù)量占比為71.9%～76.7%，對銷售服務需求程度強烈的棉農(nóng)占比為69.1%。表明棉農(nóng)對不同種類的農(nóng)業(yè)社會化服務需求強度差異較大。

2.2.2 潛在需求未完全開發(fā) 大多數(shù)棉農(nóng)自行出售農(nóng)產(chǎn)品，表明棉農(nóng)仍然以傳統(tǒng)銷售方式為主，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)銷售服務的需求尚未完全形成。

2.3 回歸分析

模型I～模型VII 中的P值均小于0.01（表4），表明模型擬合效果較好，說明該模型具有現(xiàn)實意義。

表4 棉農(nóng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務選擇模型估計Table 4 Estimation of the selection model for agriculture productive services of cotton farmers

2.3.1 資金供給服務（模型I） 受教育程度（X4）、主要收入來源（X8）、農(nóng)業(yè)收入占比（X9）、貸款情況（X11）、種植面積（X12）、農(nóng)戶類型（X14）、是否加入合作社（X15）、是否享受過農(nóng)業(yè)補貼（X19）、對農(nóng)業(yè)補貼是否滿意（X20）負向影響農(nóng)戶的資金供給服務需求，其中受教育程度（X4）在0.01 水平上顯著負向影響，即棉農(nóng)受教育程度越低，對資金供給服務的需求越大，這是可能是因為隨著受教育的高低，增加了棉農(nóng)對資金供給服務的信任增加了對該服務的需求。其他指標正向影響資金供給服務。

2.3.2 生產(chǎn)資料夠買服務（模型II） 性別（X1）、年齡（X2）、受教育程度（X4）、是否為村干部（X5）、農(nóng)業(yè)收入占比（X9）、是否需要雇工（X10）、貸款情況（X11）、種植面積（X12）、家中農(nóng)機數(shù)量（X13）、農(nóng)戶類型（X14）、是否加入合作社（X15）、連隊是否推廣農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務（X16）、了解農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務渠道（X17）、政府宣傳力度（X18）、是否享受過農(nóng)業(yè)補貼（X19）、農(nóng)業(yè)補貼是否滿意（X20）負向影響農(nóng)戶的生產(chǎn)資料購買服務需求，其中農(nóng)業(yè)收入占比（X9）在0.1水平上顯著負向影響，即農(nóng)業(yè)收入占比越低，棉農(nóng)對生產(chǎn)資料購買服務的需求越大，這可能是因為部分棉農(nóng)的主要的收入來源不依靠種植，棉農(nóng)對種植沒有足夠的經(jīng)驗，會傾向選擇生產(chǎn)資料購買服務；是否需要雇工（X10）在0.05 水平上顯著負向影響，即需要雇工人數(shù)越少，棉農(nóng)對生產(chǎn)資料購買服務的需求越大，這是因為需要雇工可能種植面積大，經(jīng)驗豐富，棉農(nóng)憑借自己的種植經(jīng)驗自己提供生產(chǎn)資料供給服務；貸款情況（X11）在0.05 水平上顯著負向影響，即貸款數(shù)額越低，棉農(nóng)對生產(chǎn)資料購買服務需求增加，這可能是因為經(jīng)濟壓力讓棉農(nóng)在生產(chǎn)資料服務上更傾向于自己去購買生產(chǎn)資料；是否享受過農(nóng)業(yè)補貼（X1）9在0.05 水平上顯著負向影響，即接受農(nóng)業(yè)補貼低的農(nóng)戶，對生產(chǎn)資料供給服務需求增大，這可能是未享受過農(nóng)業(yè)補貼的棉農(nóng)，更想嘗試對生產(chǎn)性服務需求的購買，因此增加了對生產(chǎn)資料供給服務的需求。其他指標正向影響生產(chǎn)資料購買服務。

2.3.3 農(nóng)業(yè)保險服務（模型III） 年齡（X2）、受教育程度（X4）、外出務工人數(shù)（X7）、主要收入來源（X8）、是否需要雇工（X10）、貸款情況（X11）、是否加入合作社（X15）、是否享受過農(nóng)業(yè)補貼（X19）負向影響農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)保險服務需求，其中受教育程度（X4）在0.01 平上顯著負向影響，即受教育程度越低，棉農(nóng)對農(nóng)業(yè)保險服務的需求越大，這可能是受教育水平較低的棉農(nóng)在種植上更期望獲得較高收益，會傾向于保險服務的選擇；外出務工人數(shù)（X7）在0.05 水平上顯著負向影響，即外出務工人數(shù)越少，棉農(nóng)對農(nóng)業(yè)保險服務的需求越大，這可能是因為棉農(nóng)缺乏種植經(jīng)驗從而更傾向選擇農(nóng)業(yè)保險以保障收益。其他指標正向影響農(nóng)業(yè)保險服務，其中性別（X1）在0.05 水平上顯著正向影響棉農(nóng)的農(nóng)業(yè)保險服務需求，即男性的農(nóng)業(yè)保險服務的需求高于女性，這可能是因為男性承擔風險的的能力較強，對農(nóng)業(yè)保險服務的需求相對較低。

2.3.4 施肥服務（模型IV） 受教育程度（X4）、是否為村干部（X5）、外出務工人數(shù)（X7）、主要收入來源（X8）、農(nóng)業(yè)收入占比（X9）、貸款情況（X11）、種植面積（X12）、家中農(nóng)機數(shù)量（X13）、農(nóng)戶類型（X14）、是否加入合作社（X15）、農(nóng)業(yè)補貼是否滿意（X20）負向影響棉農(nóng)的施肥服務需求，其中受教育程度（X4）在0.1 水平上顯著負向影響，即受教育程度越低，棉農(nóng)對施肥服務的需求增加，這可能是因為受教育程度低，對生產(chǎn)過程中所需要施肥的環(huán)節(jié)不清晰，所以棉農(nóng)對施肥服務的需求增加；主要收入來源（X）8在0.05 水平上顯著負向影響，即農(nóng)業(yè)在收入來源中的占比低，對施肥服務的需求會增加，這可能是因為部分棉農(nóng)認為選擇生產(chǎn)產(chǎn)性服務需求會增加生產(chǎn)收益，從而增加了對施肥服務的需求；貸款情況（X1）1在0.01 水平上顯著負向影響，即貸款數(shù)額低或無貸款，棉農(nóng)對施肥服務需求增加，這可能是因為貸款數(shù)量的減少，使棉農(nóng)有更加充裕的資金去選擇施肥服務，從而增加對施肥服務的需求；家中農(nóng)機數(shù)量（X1）3在0.1 水平上顯著負向影響，即家中農(nóng)機數(shù)量少，棉農(nóng)對施肥服務的需求增加，這是因為家中沒有農(nóng)機的棉農(nóng)，在種植過程中會更傾向選擇施肥服務來幫助自己完成施肥過程。其他指標正向影響施肥服務。

2.3.5 植保服務（模型V） 年齡（X2）、家庭人口數(shù)量（X）3、受教育程度（X）4、是否為村干部（X）5、外出務工人數(shù)（X）7、主要收入來源（X）8、農(nóng)業(yè)收入占比（X）9、貸款情況（X1）1、種植面積（X1）2、農(nóng)戶類型（X1）4、是否加入合作社（X1）5、是否推廣農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務（X1）6、了解農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務的渠道（X1）7、農(nóng)業(yè)補貼是否滿意（X2）0負向影響棉農(nóng)的植保服務需求，其中受教育程度（X）4在0.05 水平上顯著負向影響，即受教育程度越低，棉農(nóng)對植保服務需求增加，這可能是因為受教育程度低，種植經(jīng)驗少，增加了棉農(nóng)對植保服務需求的增加；是否為村干部（X）5在0.05 水平上顯著負向影響，即棉農(nóng)不是村干部的數(shù)量越少，對植保服務需求增加，這可能村干部在整個生產(chǎn)性服務過程中促進棉農(nóng)選擇植保服務服務需求的作用不明顯；貸款情況（X11）在0.01 水平上顯著負向影響，即貸款數(shù)額越低，棉農(nóng)在植保服務需求增加，這可能是因為貸款數(shù)額低或者無貸款的棉農(nóng)，在選擇植保服務的上不需要考慮經(jīng)濟壓力，因此無貸款或貸款少的農(nóng)戶更傾向選擇植保服務。其他指標正向影響植保服務。

2.3.6 收割服務（模型VI） 受教育程度（X4）、是否為村干部（X5）、主要收入來源（X8）、農(nóng)業(yè)收入占比（X9）、貸款情況（X11）、農(nóng)戶類型（X14）、是否推廣農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務（X16）、了解農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務的渠道（X17）、政府宣傳力度（X18）負向影響棉農(nóng)的收割服務需求，其中是否為村干部（X5）在0.05 水平上顯著負向影響，即村干部人數(shù)越少，棉農(nóng)對收割服務的需求會提高，這可能村干部在整個生產(chǎn)性服務過程中促進棉農(nóng)選擇收割服務的作用不明顯。其他指標正向影響收割服務，其中家庭人口數(shù)量（X3）在0.05 水平上顯著正向影響，即家庭人口數(shù)越多，對收割服務的需求越大，這可能是因為人口數(shù)多，相對種植面積較大，選擇收割服務可以幫助減輕勞動量；是否接受過農(nóng)業(yè)技術培訓（X6）在0.1 水平上顯著正向影響，即接受過農(nóng)業(yè)技術培訓越多的棉農(nóng)，收割服務需求越迫切，這可能是因為棉農(nóng)接受過專業(yè)知識的普及，認為選擇收割服務可以降低收割過程中的損耗。

2.3.7 銷售服務（模型VII） 家庭人口數(shù)量（X3）、受教育程度（X4）、是否為村干部（X5）、主要收入來源（X8）、是否需要雇工（X10）、貸款情況（X11）、種植面積（X12）、農(nóng)戶類型（X14）、是否加入合作社（X15）、是否推廣農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務（X16）、了解農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務的渠道（X17）、農(nóng)業(yè)補貼是否滿意（X20）負向影響棉農(nóng)的銷售服務需求，其中是否加入合作社（X15）在0.1 水平上顯著負向影響，即加入合作社人數(shù)越少，棉農(nóng)對銷售服務需求越大，這可能是因為未加入合作社的棉農(nóng)在銷售服務上的渠道相對較窄，因為會增加對銷售服務需求購買；連隊是否推廣農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務（X16）在0.1 水平上顯著負向影響，即連隊對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務推廣力度越低，棉農(nóng)在銷售服務上的選擇越高，這可能村干部在整個生產(chǎn)性服務過程中促進棉農(nóng)選擇下手服務的作用不明顯。其他指標正向影響銷售服務。

3 主要結論與建議

3.1 主要結論

基于2022 年石河子市4 個團場356 份有效調查數(shù)據(jù)，運用二元Logstic 回歸模型分析了棉農(nóng)對資金供給服務、生產(chǎn)資料購買服務、農(nóng)業(yè)保險服務、施肥服務、植保服務、收割服務、銷售服務7 種農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務的需求狀況，得到以下結論：

（1）棉農(nóng)對各類服務的需求強度由強到弱依次為施肥服務、農(nóng)業(yè)保險服務、植保服務、收割服務、銷售服務、資金供給服務、生產(chǎn)資料購買服務，且大部分農(nóng)戶更傾向于施肥服務和農(nóng)業(yè)保險服務。

（2）各指標對棉農(nóng)的7 種農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務需求影響差異較大。在資金供應服務模型中，受教育程度（X4）在0.01 水平上顯著負向影響棉農(nóng)的資金供應服務需求。在生產(chǎn)資料夠買服務模型中，農(nóng)業(yè)收入占比（X9）、是否需要雇工（X10）、是否享受過農(nóng)業(yè)補貼（X19）分別在0.1、0.05、0.05 水平上顯著負向影響棉農(nóng)的生產(chǎn)資料購買服務需求。在農(nóng)業(yè)保險服務模型中，受教育程度（X4）、外出務工人數(shù)（X7） 分別在0.01、0.05 水平上顯著負向影響農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)保險服務需求；性別（X1）在0.05 平上顯著正向影響棉農(nóng)的農(nóng)業(yè)保險服務需求。在施肥服務模型中，其中受教育程度（X）4、家中農(nóng)機數(shù)量（X1）3在0.1 水平上顯著負向影響棉農(nóng)的施肥服務需求，主要收入來源（X）8在0.5 水平上顯著負向影響棉農(nóng)的施肥服務需求，貸款情況（X1）1在0.01 水平上顯著負向影響棉農(nóng)的施肥服務需求。在植保服務模型中，受教育程度（X）4、是否為村干部（X）5在0.05 水平上顯著負向影響棉農(nóng)的植保服務需求，貸款情況（X1）1在0.01 水平上顯著負向影響棉農(nóng)的植保服務需求。在收割服務模型中，是否為村干部（X）5在0.05 水平上顯著負向影響棉農(nóng)的收割服務需求；家庭人口數(shù)量（X）3在0.05 水平上顯著正向影響棉農(nóng)的收割服務需求，是否接受過農(nóng)業(yè)技術培訓（X）6在0.1 水平上顯著正向影響棉農(nóng)的收割服務需求。在銷售服務模型中，是否加入合作社（X1）5、連隊是否推廣農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務（X1）6在0.1 水平上顯著負向影響棉農(nóng)的銷售服務需求。

3.2 建議

基于上述研究結論，當?shù)卣畱虻厥┱?，加強技術培訓以提高棉農(nóng)的綜合素質，重點扶持，精準補貼，積極鼓勵發(fā)展各類生產(chǎn)性服務以提升服務供給主體水平[23，24]。