小农户合作生产影响因素实证分析*

杜 涛，滕永忠，田建民，田明津

(河南省农业科学院农业经济与信息研究所，郑州 450002)

0 引言

党的十九大报告提出，“培育新型农业经营主体，健全农业社会化服务体系，实现小农户和现代农业发展有机衔接”。中央农村工作会议把“积极培育新型农业经营主体，促进小农户与现代农业发展有机衔接”确定为推进农业大国向农业强国转变的一项重要任务。2018年“中央一号文件”进一步提出，“统筹兼顾培育新型农业经营主体和扶持小农户，采取有针对性的措施，把小农生产引入现代农业发展轨道。发展多样化的联合与合作，提升小农户组织化程度。”我国是以小农户为主要农业经营主体的国家。据农业部统计，截止2016年底，我国经营规模在3.33 hm2以下的农户有近2.6亿户，占农户总数的97%左右，经营的耕地面积占全国耕地总面积的82%左右，户均耕地面积0.33 hm2左右。目前，我国正处于从“商品小农”向“现代小农”过渡的关键期，在未来相当长一个时期，小农仍将是我国农业生产经营的主要组织形式[1]。

不可否认，纵观世界各国农业发展历程，农户家庭经营是适合农业生产的有效方式：家庭经营效率高于企业化经营主体，更能适应动植物生命周期规律，克服农业劳动监督困难，保持内在激励、合理分工、精耕细作的优势，因而具有旺盛的生命力。但不容忽视的是，小农户都存在经营规模狭小、抗风险能力弱、科技推广成本高、兼业经营普遍的趋势[2]。中国以家庭为单位的传统农业生产方式，其弊端是规模小、效率低，难以抵抗各方面的风险，很难满足农业可持续发展的要求[3]。随着农业现代化的进一步推进，传统农业家庭经营方式日益显现其局限性，例如经营分散化阻碍规模经营和农业现代化进程，劳动力老弱化不符合农民知识化和科学种田的要求，农户兼业化、农业副业化致使耕地粗放经营甚至撂荒，导致资源浪费[4]。这种状况与我国农业供给侧结构性改革、保障粮食安全、满足消费升级需要不相适应，亟待推进小农户的现代化改造，提升小农户的组织化程度，把小农经营引导到发展现代农业的轨道上来，以小农现代化带动我国农业整体现代化。

发展多样化的联合与合作，提升小农户组织化程度，有关学者对此做了一些研究。有文献指出，农户转入土地对提高劳动生产率产生了显著影响[5]，转入土地后农户家庭实现规模化经营和生产效益的增值[6]，中等经营规模农户生产效率高于小规模农户和较大规模的农户[7]，土地流转能够显著提高农户家庭收入水平[8-10]，因此，发展农户之间的土地流转，提高小农户经营规模，实施农业适度规模经营[11-12]，借以实现“小农户、大经营”的社会目标，是推进小农户之间土地合作、实现小农户现代化改造的一种方式。进而，韩苏[13]分析了浙江省家庭农场经营的适度规模，王卫红[14]以甘肃省为例分析了农村土地流转中的若干不良现象。另外，研究表明，组织化的农业生产方式能够在一定程度上改善要素投入配置，从而带来技术效率的提高[15]，采用“协会+农户”或“中介+农户”等组织形式，能够增强小农户实施农业标准化生产的意愿[16]，农户与农业企业合作具有较强的适应性和发展潜力，直接或间接推动了农业由生存导向型向市场导向型的转型[17]。稻农加入农业产业组织能够显著提升安全稻米生产水平[18]，农民受教育水平和可得模仿机会对农民加入合作组织是正的影响，地区经济发展水平对农民加入合作组织是负的影响[19]，还有学者指出，农户的组织化程度对农户种植意愿影响并不显著，农户所参与的各种柑橘专业合作组织并没有很好地发挥其作用[20]。可见，学者们对小农户发展联合与合作的研究，主要集中在农户之间的土地流转，农民合作社、农业企业等新型农业经营主体对农户的带动，以及特定农作物种植户对特定农作物生产组织方式的选择等方面。

小农户的联合与合作，既应该包括小农户之间在土地、劳动力、资金等生产要素方面的联合与合作，又应该包括小农户之间在生产、供销、信用等方面的联合与合作，还应该包括小农户跨村、跨乡、跨县等的地区联合与合作，内容多样、形式多样、层次多样。发展小农户之间多样化的联合与合作，首先要了解小农户的合作意愿，分析影响小农户合作的主要因素，才能对症下药、有的放矢。有鉴于此，文章通过对河南省一般小农户的访谈和问卷调查，考察小农户对于自主生产、集体或合作社合作生产的意愿，并通过模型研究分析影响小农户合作生产的主要因素，以期为促进小农户发展多样化的联合与合作，提升小农户组织化程度，实现小农户和现代农业发展的有机衔接，提供政策建议。

1 数据来源和研究方法

1.1 数据来源

课题组受河南省财政厅委托，对河南省小农户生产经营情况进行实地调研。为提高调研质量，首先考虑到小农户生产经营方式受外界环境影响较大，课题组确定选择工业强县和农业大县两类县分别展开调研。其次，每个县随机选择5个以小农生产为主、分布在不同乡镇、彼此相距较远的行政村，每个行政村按照农户生活水平分上、中、下3类随机平均抽取30户，且要求样本小农户耕种土地规模原则上不超过家庭承包地规模的3倍。在调研时，首先在村委会的配合下，进行整村情况访谈，然后进行一对一式农户问卷调研，每份问卷耗时0.5～1h。共调研4县20村600农户，剔除土地全部转出户、种养大户、回答不详细问卷等情况，最后得到有效问卷574份。

考虑到小农户合作生产意愿主要受家庭生产经营、收入结构等内部因素和农业社会化服务等外部因素的影响，调查问卷主要设计了家庭人口、土地规模、收入结构、农用机械、农业社会化服务5个方面的情况。其中，家庭人口主要指家庭人口数量、劳动力数量、外出务工劳动力数量； 土地规模主要指土地承包面积、土地流转面积； 收入结构主要指农业生产收入、农业生产支出、土地流转收入、涉农补贴以及外出打工、经商等非农收入； 农用机械主要指农户拥有农机的类型、数量； 农业社会化服务主要指农户参加专业合作社情况、农户在农业社会化服务方面的支出。

1.2 研究方法

由于小农户对自主生产、合作生产的选择为二分类变量，而Logistic回归分析模型结构简单、易于操作、应用效果较好，在计量经济学、农业经济管理等领域应用广泛，故该文采用二元Logistic回归模型对小农户合作生产意愿进行实证分析。将小农户是否愿意合作生产作为被解释变量Y，将小农户愿意合作生产定义为Y=1，将小农户不愿意合作生产定义为Y=0。设Y=l的概率为P，将事件发生比P/(1-P)做对数变换，得到Logistic回归模型的函数表达式：

(1)

式(1)中，P表示小农户合作生产的概率；α表示回归截距；x1～xm是解释变量，表示影响小农户合作生产的因素；β1～βm为相应解释变量的回归系数； ε为随机干扰项。

2 小农户合作生产意愿的描述性分析

2.1 小农户生产经营特征

表1 小农户家庭生产经营情况

因素选项数量家庭人口人口总数(人)4.69劳动力总数(人)3.09务农劳动力(人)1.70非农劳动力(人)1.18土地经营承包地面积(hm2/户)0.36耕种面积(hm2/户)0.470.33 hm2以下(%)37.00.33～0.67 hm2(%)45.40.67 hm2以上(%)17.6家庭收入粮油作物收入(元)11 455经济作物收入(元)10 105养殖收入(元)1 390补贴收入(元)1 029非农收入(元)29 955农机占有拥有农机小农户占比(%)52.9农业社会化服务合作社数量(个/村)3.0农户加入合作社比重(%)18.2农户社会化服务支出占农业总支出比重(%)21.9

在家庭人口方面，户均人口4.69人，最多10人，最少2人，家庭人口总数差异较大，大家庭与小家庭并存。户均劳动力3.09人，直接从事农业生产的劳动力为1.7人，仅占户均劳动力人数的55%，与外出务工、经商、上学、参军等非农劳动力几乎相当，农业兼业化现象明显。

在土地规模和农用机械方面，户均承包地0.36hm2，户均耕种面积0.47hm2，其中，户均耕种面积在0.33hm2以下的占37%， 0.33～0.67hm2的占45.4%， 0.67hm2以上的占17.6%，具有小型农用机械的农户占52.9%，小农经营特征明显。

在生产经营和收入结构方面，农户种植结构单一，主要从事小麦、玉米等省时省力作物种植，从事蔬菜瓜果等经济作物种植的较少，从事猪羊等养殖的更少。外出务工、经商等非农收入占家庭总收入的55.5%，非农收入成为家庭收入的主要来源。这与李德洗[21]的研究结论一致：非农产出扩张在因土地流转市场不健全难以或不愿转出土地的条件下，为释放更多劳动力参加非农就业，农户扩大了劳动力节约型作物粮食的种植面积。

在农业社会化服务方面，村农民专业合作社和农业社会化服务组织为农户提供种子、化肥、农药等农资产品购买以及耕、种、收、植保等农业机械服务，农民专业合作社和农业社会化服务组织发展不足，农户入社率低、农业社会化服务支出较高。农业生产服务总体供给不足与需求快速增长之间的矛盾日益突出，一定程度上阻碍了农村现代农业的发展进程[22]。

2.2 县域环境比较

调研选取的工业强县和农业大县两类县在生产总值、财政收入、人均可支配收入等方面差异明显(表2)。工业强县，如济源市，河南省直管县，经济基础雄厚，产业发展迅猛，三次产业结构之比为4.3： 64.9： 30.8。农业大县，如滑县，是河南省第一产粮大县，有“豫北粮仓”之称，是典型的农业大县、财政穷县，三次产业结构之比为28.9： 36.8： 34.3。2016年济源市国内生产总值是滑县的2.3倍，地方公共财政预算收入是滑县的3.6倍，城镇化率是滑县(2015年)的2.2倍。

表2 两类县经济社会发展比较

表3 小农户合作生产影响因素的描述性统计

因素选项合作生产(%)自主生产(%)家庭人口数5人以下60.040.05人及以上53.846.2土地规模0.33hm2以下54.845.20.33～0.67hm257.342.70.67hm2以上60.040.0人均农业纯收入3 000元以下52.647.43 000元及以上65.334.7非农收入比重30%以下64.335.730%～60%59.340.760%以上51.848.2农机有无有59.240.8无54.245.8社会化服务支出比重20%以下48.551.520%及以上60.439.6县域经济弱52.447.6强60.739.3土地转出意愿愿意62.337.7不愿意43.156.9

2.3 小农户合作生产影响因素的描述性统计分析

在合作生产意愿方面，希望参加集体或合作社合作生产的农户占56.8%，希望自主生产的农户占43.2%，小农户合作生产意愿一般。表3是对小农户合作生产影响因素的初步分析。表3显示，土地经营规模、人均农业纯收入、农机有无、社会化服务支出占农业总支出的比重、县域经济强弱、土地流转意愿对农户合作生产具有正向影响，土地经营规模越大、人均农业纯收入越多、农业社会化服务支出占农业总支出的比重越高、县域经济越强、愿意转出土地、拥有农机的农户，农户合作生产的意愿越高。相反，家庭人口数量、非农收入占总收入的比重对农户合作生产影响为负，家庭人口越多，非农收入占总收入的比重越高，农户合作生产的意愿比例越低。

3 小农户合作生产影响因素的模型验证

3.1 变量选取

由于农户种植结构单一，主要从事小麦、玉米等省时省力作物种植，故不考虑农作物种植结构对小农户合作生产的影响。在描述性统计分析基础上，选取家庭人口总数、劳动力人数、耕种面积、农业纯收入、非农收入比重、农业社会化服务支出比重、农机数量、土地转出意愿、县域经济等9个解释变量，通过二元Logistic回归模型，分析影响小农户合作生产的主要因素。解释变量的具体赋值及描述性统计如表4所示。

表4 变量含义及描述性统计

变量名称含义及赋值均值标准差合作生产意愿合作生产=1; 自主生产=00.5680.496人口总数家庭总人口数(人)4.6871.512劳动力人数家庭16～60岁人口数(人)3.0221.177耕种面积家庭耕种总面积(hm2)0.4730.336非农收入比重非农收入占家庭总收入的比重0.5110.301农业纯收入家庭农业纯收入(万元)1.5521.727社会化服务支出比重农业社会化服务支出占农业总支出的比重0.2770.148农机数量家庭占有的农机数量(台)0.8371.02土地转出意愿承包土地是否愿意流转给集体或合作社?是=1; 否=00.7140.453县域经济县域经济强弱?强=1; 弱=00.5370.5

3.2 模型估计结果

运用SPSS16.0统计软件，利用二元Logistic回归模型估计各分析变量对小农户合作生产的影响，模型估计结果如表5、表6所示。从表5可以看出，模型在0.05的水平上显著，模型拟合度情况较好。

表5 模型系数的综合检验和模型汇总

卡方变量概率值-2对数似然值Cox-Snell R2值Nagelkerke R2值21.44390.032294.0280.2490.325

表6 模型估计结果

变量估计系数标准误Wald值P值Exp(B)值人口总数0.0050.1020.0020.9641.005劳动力人数-0.1880.1501.5760.2090.829耕种面积-0.0050.0330.0220.8830.995农业纯收入0.0000.0000.0070.9311.000非农收入比重-1.1290.5843.7430.0420.323社会化服务支出比重1.8151.0163.1920.0726.141农机数量0.0640.1740.1360.7121.066土地转出意愿0.8950.3187.9210.0052.448县域经济0.4760.3781.5920.2071.610

表6显示，在0.1、0.05、0.01的水平上，对农户合作生产有显著影响的因素为非农收入比重、农业社会化服务支出比重和土地转出意愿，家庭人口总数、劳动力人数、农业纯收入、耕种面积、农机数量、县域经济等因素可能因为样本数量不足均不显著。

3.3 结果分析

(1)人口数量。家庭人口总数对农户合作生产具有正向影响，家庭劳动力人数对农户合作生产具有负向影响，两者影响均不显著。显然，农户合作生产意愿更易受到劳动力人数的影响，家庭人口多，劳动力少，生活不富裕，农户自然希望通过合作生产改变家庭困境。

(2)土地规模。耕种面积对农户合作生产具有负向影响，但影响不显著。耕种面积多，特别是人均耕种面积多，农业收入高，生活富裕，农户自然不愿接受合作生产的羁绊。另外，土地转出意愿对小农户合作生产具有正向影响，且在0.01的统计水平上显著，这与前文描述性分析结果一致。

(3)农业收入。农业纯收入对农户合作生产影响中性，非农收入比重对农户合作生产具有负向影响，且在0.05的统计水平上显著，这与前文描述性分析结果一致。这是由于非农收入越多，农户愈加不倚重农业收入，从而对农业生产愈不重视，愈倾向于脱离农业生产。李德洗[21]对非农就业对农业生产影响的研究发现，非农就业导致生产性固定资产和土地需求减少，意味着长期看非农就业程度较高的农户将倾向于脱离农业生产。

(4)农用机械和农业社会化服务。农机数量对农户合作生产具有正向影响，这与前文描述性分析结果一致。这是因为拥有农机数量越多，农户农机负担越重，农户为了减轻农机负担而愿意合作生产。农业社会化服务支出占农业总支出的比重对小农户合作生产具有正向影响，且在0.1的统计水平上显著，这与前文描述性分析结果一致。这是因为农业社会化服务支出较多的农户，希望通过合作生产，降低农业社会化服务支出，从而降低农业生产成本。

(5)县域经济。县域经济对小农户合作生产具有正向影响，但影响不显著。这是因为县域经济越强，人均收入越高，农户的眼界越高，农户愈加倾向于联合起来，进行合作生产，以增强市场风险抵抗能力，提高农业收入水平。荷兰的合作经济就非常成功，荷兰50%左右的精饲料、60%左右的化肥、70%左右的蔬菜、80%左右的牛奶以及95%以上的花卉和马铃薯由农业合作社提供或生产[1]。

综上分析，农业社会化服务支出、土地转出意愿对小农户合作生产具有正向影响，非农收入对农户合作生产具有负向影响。

4 结论和政策建议

4.1 结论

该文通过一般性统计性分析和二元Logistic回归模型实证分析了小农户合作生产的影响因素，得到如下结论。

小农户农业生产存在的主要问题：(1)土地经营规模太小，农业兼业化严重，农户从事农业生产劳动力数量与外出务工等非农劳动力数量几乎相当； (2)种植结构单一，小农户主要从事劳动力节约型粮食作物种植； (3)非农收入成为小农户家庭收入的主要部分。

小农户合作生产影响因素：农业社会化服务支出、土地转出意愿对小农户合作生产具有正向影响，非农收入对农户合作生产具有负向影响。

4.2 政策建议

针对影响小农户合作生产的主要因素，提出如下政策建议。

(1)大力发展农业社会化服务，健全农业社会化服务体系，发展多样化的联合与合作，提升小农户组织化程度。一是积极培育农业生产资料供给、土地托管、农机服务、农技服务、农产品销售、资金互助等各类专业化市场化服务组织，为小农户提供生产、流通、金融、技术等农业产业全链条服务。二是推动各种生产、流通、科技服务、农机服务等合作组织的联合和重组，积极发展包括生产合作、供销合作和信用合作“三位一体”的农业综合性合作组织，以满足农户的综合需求。三是推动地方综合性合作组织跨乡、跨县、跨市等的联合与合作，实现农户更大范围、更高层次上的联合与合作，使农户能够分享农业全产业链收益，实现强农富农兴农的战略目标。

(2)完善农村土地流转市场，探索农村土地退出激励机制，推动农村人口向城镇转移，为小农户发展壮大创造条件。一是加快推进农村承包地、宅基地“三权分置”改革，强化农村土地流转市场的组织管理、信息发布、中介服务等规范管理，大力发展土地股份合作、村集体统一流转等新型方式，推进农村土地规范、有序流转，给农户土地流转吃下定心丸。二是探索农户承包地、宅基地退出激励机制，促进那些城镇稳定就业、非农收入高的农户彻底退出农业、落户城镇，加快农村人口向城镇转移，从而促进农村土地资源的优化配置，为职业农户的发展提供稀缺的土地资源支持。三是加快户籍、社保等制度改革，建设城乡统一的社会保障体系，让农村转移人口真正享有市民所拥有的各项权益，包括医疗、卫生、教育、就业等各种社会保障，让他们真正融入城市，彻底解除农村转移人口的后顾之忧。