鄧軍蓉

(長江大學經濟學院，湖北 荊州 434023)

“家庭農場”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者廣泛關注和高度重視。作為一種新型農業(yè)經營主體，家庭農場在促進農業(yè)規(guī)?；洜I、保障農民利益、開創(chuàng)現(xiàn)代化綠色農業(yè)等方面發(fā)揮著重要的作用，也代表了農業(yè)供給側改革的發(fā)展方向。湖北省是農業(yè)強省，也是農業(yè)改革的排頭兵，發(fā)展家庭農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場這一經營模式，2011年武漢市大力推廣家庭農村模式，被選為全國家庭農場33個試點之一。目前，湖北省家庭農場正處在大力探索和發(fā)展階段，是新型經營主體的重要骨干。

目前，學者們從多方面關注家庭農場，并從各個視角展開研究。朱啟臻[1]將家庭農場定義為必須依靠家庭成員、主要以農業(yè)收入作為經濟收入來源的農業(yè)經營單位。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)農業(yè)等5種經營模式進行了比較細致的分析。陳永富[3]對浙江省136個家庭農場調研數(shù)據(jù)進行實證分析，結果表明，土地制度、勞動力素質、農場雇傭、政策法規(guī)和生產集群這幾個因素對家庭農場的發(fā)展產生重要的影響。張茜[4]運用SWOT模型，分析河南舞鋼21個家庭農場發(fā)展影響的優(yōu)劣勢以及外部機遇挑戰(zhàn)。劉欣[5]提出，為了促進家庭農場健康有序地發(fā)展,政府要從微觀角度出發(fā),更多考慮參與主體目標與所產生的社會效益,合理制定適合3個主體共同協(xié)調發(fā)展的政策措施。綜上所述，學者對我國部分省市發(fā)展家庭農場影響因素進行了研究，但具體從家庭農場發(fā)展視角的討論較少，并且采用調研數(shù)據(jù)實證分析相對缺乏?；诖?，筆者對湖北省家庭農場發(fā)展的影響因素進行分析，以期為豐富這方面的研究提供一些參考。

1 影響因素假設及問卷設計

1.1 影響因素假設

通過查閱相關文獻，并結合實際調研掌握的情況，對家庭農場發(fā)展的影響因素做出如下假設。

假設1 發(fā)展家庭農場國家(地區(qū))層面的政策和制度環(huán)境，對農民發(fā)展家庭農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，土地流轉規(guī)模越大，家庭農場有更好的發(fā)展基礎。

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

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

1.2 問卷設計

調查問卷設計成3大部分：第1部分是微觀個體層面(農場主的個體特征和家庭特征)因素調查，其中個體特征包括農場主性別、年齡、文化程度、從事農業(yè)年限、每年參加政府組織學習情況等，家庭特征主要包括家庭勞動力人數(shù)、家庭收入、經營面積等；第2部分是中觀行業(yè)層面的因素，主要包括技術因素、基礎設施因素、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)來源和樣本指標體系的構建

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)新中心的調研小組，實地走訪59個家庭農場；第2部分是2016年10～12月參與了湖北省家庭農場主培訓，通過實地走訪、培訓講座交流探討與問卷調查等方式獲得102份有效問卷，對獲得的相關調研數(shù)據(jù)進行了匯總、整理和分析，為本研究提供了第一手數(shù)據(jù)資料。

2.2 樣本指標體系的構建

在綜合性、全面性和科學性指導原則下，結合湖北省家庭農場發(fā)展實際，制定了表1所示的標體系。

表1 影響因素指標體系構建

3 湖北省家庭農場發(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

運用SPSS 22軟件對選定的樣本變量進行相關性分析(表2)，結果顯示各個變量之間具有較好的相關性，可以進行因子分析。對家庭農場發(fā)展影響因素的相關因子進行KMO和Bartlett檢驗，顯示KMO檢驗值為0.659，達到相關性因子之間KMO檢驗0.5的要求；顯示Bartlett的球形度檢驗df為105.000，相應的Sig.值為0.000小于顯著水平0.05，因此原假設被拒絕，表明有樣本變量之間的相關性，適用于因子分析。

3.2 進行主成分因子分析，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結果顯示，15個變量的共同方差大于0.5，其中大部分達到了0.7以上，這表明指數(shù)和主要因素之間的關系更為顯著，并滿足因子分析的條件。

在綜合評價各種指標時，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的數(shù)量。通過主成分分析的因素分析，可以消除各指標不同維度的影響，消除信息重疊之類的問題。

3.3 計算相關系數(shù)矩陣的特征值和累計貢獻率

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率占到總方差的85.043%大于85%以上，說明這5個成分的貢獻率還是比較高的，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個成分作為影響農戶對家庭農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 特征值與貢獻率

續(xù)表4成分初始特征值特征值方差貢獻率/%累積方差貢獻率/%提取平方和載入特征值方差貢獻率/%累積方差貢獻率/%旋轉平方和載入特征值方差貢獻率/%累積方差貢獻率/%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，其中縱坐標為特征值(即重要程度)大小軸，橫坐標為成分編號軸。檢驗結果如圖1所示，前5個公因子特征值大于1，累計方差貢獻率達到了85.043%，能夠解釋絕大部分信息。

3.4 因子負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，相關性越好。相關結果如表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矩陣進行方差的四分法旋轉，然后給出公共因子的解釋名，旋轉后的結果如表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后，其公因子對應的載荷系數(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，由土地流轉年限因素、培訓情況因素、土地流轉規(guī)模因素、政府補貼情況因素構成，從湖北省家庭農場發(fā)展實際來看，大多數(shù)農場都有一定的承包土地，一般情況下需要與其他農戶協(xié)商租入土地，而合理的土地流轉規(guī)模及年限能夠增加經營的穩(wěn)定性。目前，在我國農村土地所有權歸國家所有的前提下，農民如何更好地經營與管理只擁有使用權的土地，很大程度上與政府的土地政策有密切關系，通過獲得適當?shù)膰已a貼，學習及引進先進的生產技術，可以更加合理有效地管理家庭農場。

表6 旋轉后的因子荷載系數(shù)

注：旋轉法即具有Kaiser標準化的四分旋轉法。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、相關基礎設施情況因素、技術指導情況因素、家庭勞動力人數(shù)因素構成。一個農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；農村的基礎設施服務是家庭農場發(fā)展的基礎，基礎服務水平越高，越能更好地支持家庭農場的發(fā)展，是重要的基礎設施要素投入；技術指導貫穿于家庭農場產前、產中、產后等各個生產經營管理環(huán)節(jié)，是重要的技術投入要素；家庭勞動力是家庭農場運作的人力資源保障，是重要的勞動力投入要素。上述因素都屬于家庭農場重要的生產投入要素，所以命名為“生產要素因子”。

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，由農場主年齡因素、農場主從事農業(yè)年限因素、農場主文化程度因素、對國家政策的掌握情況因素構成。農場主作為一個獨立的經營主體，其本身的年齡、從事農業(yè)年限即農業(yè)生產經驗、文化程度等決定了農場主的個人素質，所以命名為“農場主個人特質因子”。

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成。家庭農場發(fā)展市場經濟環(huán)境影響，家庭農場的發(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成。家庭農場的發(fā)展壯大離不開資金的支持，特別是從事農業(yè)這樣前期投入大、周期長的行業(yè)，而金融機構的貸款支持及籌集資金的渠道是否寬廣對于家庭農場的發(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，主成分覆蓋了反應家庭農場發(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率可以看出，影響最大的一般是第一主成分，其單個貢獻率達到22.246%，第二主成分對家庭農場發(fā)展的影響其次，其單個貢獻率達到21.149%，第三主成分、第四主成分、第五主成分的單個貢獻率分別為19.919%、11.493%、11.236%。

表7 因子得分系數(shù)

4 結論及建議

4.1 結論

4.1.1 宏觀國家(地區(qū))層面因素

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

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場長效性發(fā)展的第2大影響因素，主要涉及生產要素因子、外部因子、融資因子。

1)生產要素因子 公因子F2對湖北省家庭農場發(fā)展的影響較F1小，單個貢獻率達到21.149%。在因子F2所有的變量中，家庭收入因素、基礎設施因素、技術指導因素、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對湖北省家庭農場發(fā)展的影響在公因子排名中倒數(shù)第2，單個貢獻率為11.493%，說明湖北省家庭農場發(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對湖北省家庭農場發(fā)展的影響在公因子排名中倒數(shù)第1，單個貢獻率為11.236%，說明湖北省家庭農場發(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對湖北省家庭農場發(fā)展的影響在公因子排名中倒數(shù)第3，單個貢獻率為19.919%，表明農場主個人特質的提高對家庭農場發(fā)展的影響比較顯著。農場主年齡因素在因子載荷上為-0.873，說明農場主作為一個獨立個體，年齡越大，體力和腦力也越弱，小農意識和市場保守意思越強，越不愿意繼續(xù)擴大發(fā)展家庭農場，這與假設相符；農場主從事農業(yè)年限因素因子載荷為-0.749，說明從事農業(yè)年限越長，反而不利于農場主個人素質的提高，這與文章假設不符。

4.2 建議

4.2.1 進一步明確及細化家庭農場的扶持政策

首先，要健全家庭農場的注冊登記制度，在保證登記盡可能完整全面的同時，要適當提高家庭農場認定的標準，保證家庭農場發(fā)展的質量。其次，對于家庭農場的政策補貼，可以適當從直接補貼向教育培訓等間接補貼傾斜，鼓勵社會資本投入。

4.2.2 完善土地流轉制度及適度規(guī)模化經營

第一，在農場主中普及有關土地流轉的土地政策法規(guī)，健全土地流轉市場機制。第二，在適度基礎上堅持規(guī)?；洜I。第三，逐步健全農村社會保障體系。第四，政府可以對家庭農場進行適當土地流轉補貼，降低流轉成本。

4.2.3 培養(yǎng)新型職業(yè)化家庭農場主

第一，加強農場基礎教育建設。第二，加強農場主的專業(yè)培訓，將種養(yǎng)殖經驗與專業(yè)技術相結合。第三，鼓勵大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，為農場家庭發(fā)展不斷補充新鮮血液。第四，建立示范家庭農場，鼓勵其他農戶向其靠攏。

4.2.4 建立家庭農場的多元資金供給模式

首先，在原有政策基礎上增加國家補貼力度。其次，建立健全家庭農場自身內部財務管理制度。此外，鼓勵多元社會資本投入家庭農場建設中來。