湖北省家庭农场发展影响因素的因子分析——基于161个家庭农场的实地调查

邓军蓉

(长江大学经济学院，湖北 荆州 434023)

“家庭农场”这一名词自2013年正式出现在中央1号文件以来，受到政府各部门及学者广泛关注和高度重视。作为一种新型农业经营主体，家庭农场在促进农业规模化经营、保障农民利益、开创现代化绿色农业等方面发挥着重要的作用，也代表了农业供给侧改革的发展方向。湖北省是农业强省，也是农业改革的排头兵，发展家庭农场有着得天独厚的优势。早在2000年，湖北省武汉市、荆州市等地就开始尝试家庭农场这一经营模式，2011年武汉市大力推广家庭农村模式，被选为全国家庭农场33个试点之一。目前，湖北省家庭农场正处在大力探索和发展阶段，是新型经营主体的重要骨干。

目前，学者们从多方面关注家庭农场，并从各个视角展开研究。朱启臻[1]将家庭农场定义为必须依靠家庭成员、主要以农业收入作为经济收入来源的农业经营单位。陈祖海[2]选取湖北省武汉市为样本，对大宗作物的种植模式、蔬果采摘园模式、养殖模式、种养模式、循环农业等5种经营模式进行了比较细致的分析。陈永富[3]对浙江省136个家庭农场调研数据进行实证分析，结果表明，土地制度、劳动力素质、农场雇佣、政策法规和生产集群这几个因素对家庭农场的发展产生重要的影响。张茜[4]运用SWOT模型，分析河南舞钢21个家庭农场发展影响的优劣势以及外部机遇挑战。刘欣[5]提出，为了促进家庭农场健康有序地发展,政府要从微观角度出发,更多考虑参与主体目标与所产生的社会效益,合理制定适合3个主体共同协调发展的政策措施。综上所述，学者对我国部分省市发展家庭农场影响因素进行了研究，但具体从家庭农场发展视角的讨论较少，并且采用调研数据实证分析相对缺乏。基于此，笔者对湖北省家庭农场发展的影响因素进行分析，以期为丰富这方面的研究提供一些参考。

1 影响因素假设及问卷设计

1.1 影响因素假设

通过查阅相关文献，并结合实际调研掌握的情况，对家庭农场发展的影响因素做出如下假设。

假设1 发展家庭农场国家(地区)层面的政策和制度环境，对农民发展家庭农场的意愿有显著的正向性影响。具体来说，国家和地区政策支持力度越大，土地流转规模越大，家庭农场有更好的发展基础。

假设2 中观行业层面上的社会化服务水平、市场对接程度、融资水平，对农户发展家庭农场的意愿有正向影响。即社会化服务水平、市场对接程度、融资水平越高，越有利于家庭农场的发展壮大。

假设3 家庭农场主作为家庭农场的主要经营管理者，其综合素质制约着家庭农场的发展，比如性别、年龄、文化程度、从事农业年限、有无创业经历、对国家政策、市场及相关技术的掌握程度、自我决策能力等。

1.2 问卷设计

调查问卷设计成3大部分：第1部分是微观个体层面(农场主的个体特征和家庭特征)因素调查，其中个体特征包括农场主性别、年龄、文化程度、从事农业年限、每年参加政府组织学习情况等，家庭特征主要包括家庭劳动力人数、家庭收入、经营面积等；第2部分是中观行业层面的因素，主要包括技术因素、基础设施因素、资金因素、市场因素等；第3部分是主要是宏观国家(地区)层面的因素，包括国家政策因素和土地制度因素等。此外，各个部分的影响因素特征的重要性选项分为不同的等级，等级一般采用为0～5分依次递増。

2 数据来源和样本指标体系的构建

2.1 数据来源

数据获得主要包括2部分，第1部分是笔者2017年1～2月参加湖北省主要粮食作物合作创新中心的调研小组，实地走访59个家庭农场；第2部分是2016年10～12月参与了湖北省家庭农场主培训，通过实地走访、培训讲座交流探讨与问卷调查等方式获得102份有效问卷，对获得的相关调研数据进行了汇总、整理和分析，为本研究提供了第一手数据资料。

2.2 样本指标体系的构建

在综合性、全面性和科学性指导原则下，结合湖北省家庭农场发展实际，制定了表1所示的标体系。

表1 影响因素指标体系构建

3 湖北省家庭农场发展影响因素的因子分析

3.1 判断原有变量是否适合做因子分析

表2 KMO和Bartlett检验

运用SPSS 22软件对选定的样本变量进行相关性分析(表2)，结果显示各个变量之间具有较好的相关性，可以进行因子分析。对家庭农场发展影响因素的相关因子进行KMO和Bartlett检验，显示KMO检验值为0.659，达到相关性因子之间KMO检验0.5的要求；显示Bartlett的球形度检验df为105.000，相应的Sig.值为0.000小于显著水平0.05，因此原假设被拒绝，表明有样本变量之间的相关性，适用于因子分析。

3.2 进行主成分因子分析，提取公因子方差

表3 提取主因子后的因子方差比

对变量数据进行主成分分析，提取公因子方差的值越大，表明原始信息被公因子解释度越高。表3结果显示，15个变量的共同方差大于0.5，其中大部分达到了0.7以上，这表明指数和主要因素之间的关系更为显著，并满足因子分析的条件。

在综合评价各种指标时，一般要求客观、全面、完整，因而有必要从不同角度来衡量指标的数量。通过主成分分析的因素分析，可以消除各指标不同维度的影响，消除信息重叠之类的问题。

3.3 计算相关系数矩阵的特征值和累计贡献率

提取的每个公共成分的特征值可以体现该成分的重要性程度；成分的方差占原始变量总方差的比率叫做方差贡献率；之前项目方差之和占初始变量总方差的比率叫做累计方差贡献率。从表4可以看出，在所有初始变量的特征值中，初始特征值大于1的是前面5个成分，且前5个成分的累计方差贡献率占到总方差的85.043%大于85%以上，说明这5个成分的贡献率还是比较高的，而且它们的特征根都大于1，故原始变量的大部分总方差基本能够反映。所以，将这个5个成分作为影响农户对家庭农场参与意愿的主因子，通过主成分分析法将这5个公因子提取出来，分别将其命名为F1、F2、F3、F4、F5。

表4 特征值与贡献率

续表4成分初始特征值特征值方差贡献率/%累积方差贡献率/%提取平方和载入特征值方差贡献率/%累积方差贡献率/%旋转平方和载入特征值方差贡献率/%累积方差贡献率/%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：提取方法为主成分法。

图1 碎石图

碎石检验准则是通过碎石图比较直观地反映各个因子之间的重要程度，其中纵坐标为特征值(即重要程度)大小轴，横坐标为成分编号轴。检验结果如图1所示，前5个公因子特征值大于1，累计方差贡献率达到了85.043%，能够解释绝大部分信息。

3.4 因子负荷矩阵和公因子的命名

表5 初始因子荷载系数

注：提取方法为主成分法。

首先，需要找到初始因子载荷矩阵，说明各因素共同程度对所观察到的变量反映因子载荷矩阵的影响，如果载荷系数越大，解释变量的共同因素程度越高，相关性越好。相关结果如表5所示。

通过观察表5中各个公因子的载荷系数，发现5个公因子在15个独立的观测变量上的载荷系数差别没有预测中那么大。为了使公共因子更好地解释观测到的变量，需要对分量矩阵的Kaiser矩阵进行方差的四分法旋转，然后给出公共因子的解释名，旋转后的结果如表6所示。

从表6可以看出，在对成分矩阵实施了方差的四分法旋转后，其公因子对应的载荷系数的绝对值大小分布变得更加离散。因此，这样能够比较好地解释每个因子的实际意义。

公因子F1在X10、X4、X9、X8上载荷系数较大，在主因子上的载荷分别为0.759、0.747、0.727、0.645，由土地流转年限因素、培训情况因素、土地流转规模因素、政府补贴情况因素构成，从湖北省家庭农场发展实际来看，大多数农场都有一定的承包土地，一般情况下需要与其他农户协商租入土地，而合理的土地流转规模及年限能够增加经营的稳定性。目前，在我国农村土地所有权归国家所有的前提下，农民如何更好地经营与管理只拥有使用权的土地，很大程度上与政府的土地政策有密切关系，通过获得适当的国家补贴，学习及引进先进的生产技术，可以更加合理有效地管理家庭农场。

表6 旋转后的因子荷载系数

注：旋转法即具有Kaiser标准化的四分旋转法。表7同。

公因子F2在X6、X14、X11、X5上荷载系数较大，在主因子上的载荷分别为0.834、0.735、0.722、0.630，由家庭收入因素、相关基础设施情况因素、技术指导情况因素、家庭劳动力人数因素构成。一个农场的家庭收入能够决定如何更好地分配资源，是重要的资金投入要素；农村的基础设施服务是家庭农场发展的基础，基础服务水平越高，越能更好地支持家庭农场的发展，是重要的基础设施要素投入；技术指导贯穿于家庭农场产前、产中、产后等各个生产经营管理环节，是重要的技术投入要素；家庭劳动力是家庭农场运作的人力资源保障，是重要的劳动力投入要素。上述因素都属于家庭农场重要的生产投入要素，所以命名为“生产要素因子”。

公因子F3在X1、X3、X2、X7上载荷系数较大，在主因子上的载荷分别为-0.873、-0.749、0.691、0.604，由农场主年龄因素、农场主从事农业年限因素、农场主文化程度因素、对国家政策的掌握情况因素构成。农场主作为一个独立的经营主体，其本身的年龄、从事农业年限即农业生产经验、文化程度等决定了农场主的个人素质，所以命名为“农场主个人特质因子”。

公因子F4在X15上载荷系数较大，在主因子上的载荷为0.914，由国家市场对接情况因素构成。家庭农场发展市场经济环境影响，家庭农场的发展是依靠自身力量或者亲戚朋友，还是依靠村集体和合作社，或者政府高校、民间组织等各方面的力量，在一定程度上会影响家庭农场的发展，所以命名为“市场对接因子”。

公因子F5在X13、X12上载荷系数较大，在主因子上的载荷分别为0.779、0.675，由贷款满意程度因素、资金来源渠道因素构成。家庭农场的发展壮大离不开资金的支持，特别是从事农业这样前期投入大、周期长的行业，而金融机构的贷款支持及筹集资金的渠道是否宽广对于家庭农场的发展非常重要，所以命名为“融资因子”。

3.5 主成分因子得分系数矩阵

主成分提取后，各因子得分系数如表7所示。由表7可以看出，主成分覆盖了反应家庭农场发展的各个维度，且每个主成分之间是相互独立的。从表4、表7中每个主成分载荷量及主成分的贡献率可以看出，影响最大的一般是第一主成分，其单个贡献率达到22.246%，第二主成分对家庭农场发展的影响其次，其单个贡献率达到21.149%，第三主成分、第四主成分、第五主成分的单个贡献率分别为19.919%、11.493%、11.236%。

表7 因子得分系数

4 结论及建议

4.1 结论

4.1.1 宏观国家(地区)层面因素

宏观国家政策因子F1对湖北省家庭农场发展的影响最大，单个贡献率达到22.246%。宏观国家政策对发展家庭农场的影响主要体现在土地流转年限因素、培训情况因素、土地流转规模因素、政府补贴情况因素这4个因素上。首先，土地流转年限、土地流转规模的因子载荷分别达到0.759、0.727，影响较大，表明“土地流转制度是家庭农场发展重要保障”的假设与此处结论相符。从统计数据来看，目前湖北省土地流转年限低于5年的占55.5%，土地流转时间偏短容易造成土地掠夺性经营，不利于农业可持续发展。其次，培训情况因素、政府补贴情况因素的因子载荷分别达到0.747、0.645，表明“国家政策扶持是家庭农场发展前提”的假设与此处结论相符。

4.1.2 中观行业层面因素

中观行业层面因素是影响家庭农场长效性发展的第2大影响因素，主要涉及生产要素因子、外部因子、融资因子。

1)生产要素因子 公因子F2对湖北省家庭农场发展的影响较F1小，单个贡献率达到21.149%。在因子F2所有的变量中，家庭收入因素、基础设施因素、技术指导因素、劳动力人数因素的载荷量绝对值均高于其他变量，这4个因素与第2主成分的相关系数更高，因子载荷分别为0.834、0.735、0.722、0.630。

2)外部因子分析 公因子F4对湖北省家庭农场发展的影响在公因子排名中倒数第2，单个贡献率为11.493%，说明湖北省家庭农场发展普遍存在着与外部对接不足的问题。

3)融资因子分析 公因子F5对湖北省家庭农场发展的影响在公因子排名中倒数第1，单个贡献率为11.236%，说明湖北省家庭农场发展受融资因子影响较小。贷款满意程度因素因子载荷为0.799，说明目前湖北省家庭农场发展存在普遍贷款难问题。

4.1.3 微观个体层面因素

公因子F3对湖北省家庭农场发展的影响在公因子排名中倒数第3，单个贡献率为19.919%，表明农场主个人特质的提高对家庭农场发展的影响比较显著。农场主年龄因素在因子载荷上为-0.873，说明农场主作为一个独立个体，年龄越大，体力和脑力也越弱，小农意识和市场保守意思越强，越不愿意继续扩大发展家庭农场，这与假设相符；农场主从事农业年限因素因子载荷为-0.749，说明从事农业年限越长，反而不利于农场主个人素质的提高，这与文章假设不符。

4.2 建议

4.2.1 进一步明确及细化家庭农场的扶持政策

首先，要健全家庭农场的注册登记制度，在保证登记尽可能完整全面的同时，要适当提高家庭农场认定的标准，保证家庭农场发展的质量。其次，对于家庭农场的政策补贴，可以适当从直接补贴向教育培训等间接补贴倾斜，鼓励社会资本投入。

4.2.2 完善土地流转制度及适度规模化经营

第一，在农场主中普及有关土地流转的土地政策法规，健全土地流转市场机制。第二，在适度基础上坚持规模化经营。第三，逐步健全农村社会保障体系。第四，政府可以对家庭农场进行适当土地流转补贴，降低流转成本。

4.2.3 培养新型职业化家庭农场主

第一，加强农场基础教育建设。第二，加强农场主的专业培训，将种养殖经验与专业技术相结合。第三，鼓励大学生返乡创业，为农场家庭发展不断补充新鲜血液。第四，建立示范家庭农场，鼓励其他农户向其靠拢。

4.2.4 建立家庭农场的多元资金供给模式

首先，在原有政策基础上增加国家补贴力度。其次，建立健全家庭农场自身内部财务管理制度。此外，鼓励多元社会资本投入家庭农场建设中来。