不同類型農(nóng)戶農(nóng)地投入的影響因素*

徐玉婷 楊鋼橋

(華中農(nóng)業(yè)大學(xué)土地資源管理學(xué)院，湖北武漢430070)

不同類型農(nóng)戶農(nóng)地投入的影響因素*

徐玉婷 楊鋼橋

(華中農(nóng)業(yè)大學(xué)土地資源管理學(xué)院，湖北武漢430070)

農(nóng)戶作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入的微觀主體，其農(nóng)地投入行為對(duì)農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響重大。本文以湖北省江漢平原和鄂北崗地6個(gè)縣(市、區(qū))的473個(gè)農(nóng)戶抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，構(gòu)建逐步回歸模型，分析不同類型的農(nóng)戶農(nóng)地投入行為的影響因素。結(jié)果表明:①近年來，農(nóng)戶耕地的投入水平處于上升趨勢(shì)，國(guó)家實(shí)施的惠農(nóng)政策取得了積極成效;②相對(duì)于消費(fèi)型農(nóng)戶而言，利潤(rùn)型農(nóng)戶的總投入水平較高;③目前農(nóng)戶農(nóng)地投入主要是流動(dòng)資本投入，固定資本投入較少，農(nóng)業(yè)污染較為嚴(yán)重，農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平有較大的提升空間;④農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)目標(biāo)決定其農(nóng)地投入行為:消費(fèi)型農(nóng)戶與市場(chǎng)聯(lián)系不太緊密，依據(jù)家庭消費(fèi)需求進(jìn)行生產(chǎn)投入決策;利潤(rùn)型農(nóng)戶與市場(chǎng)聯(lián)系非常緊密，追求利潤(rùn)最大化，按照市場(chǎng)行情進(jìn)行生產(chǎn)投入決策。⑤不同類型農(nóng)戶農(nóng)地投入的影響因素存在差異:家庭特征和家庭資源稟賦是影響消費(fèi)型農(nóng)戶農(nóng)地投入的主要因素;農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素市場(chǎng)、農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)和農(nóng)業(yè)政策是影響利潤(rùn)型農(nóng)戶農(nóng)地投入的主要因素。

農(nóng)戶行為;農(nóng)戶類型;農(nóng)地投入;問卷調(diào)查

目前，農(nóng)戶已經(jīng)成為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入的基本主體，農(nóng)戶生產(chǎn)投入行為在農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的地位日益突出。學(xué)術(shù)界對(duì)農(nóng)戶生產(chǎn)投入行為進(jìn)行了深入研究。有學(xué)者從農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的角度進(jìn)行研究，認(rèn)為地權(quán)的不穩(wěn)定性和對(duì)土地交易的限制對(duì)土地產(chǎn)出率具有負(fù)面影響，其影響途徑是降低要素配置效率和減少農(nóng)戶對(duì)土地的投資［1］;而Feder等發(fā)現(xiàn)在中國(guó)現(xiàn)行土地制度下，土地承包權(quán)的穩(wěn)定性與投資之間的關(guān)系很弱［2］。有學(xué)者從規(guī)模經(jīng)營(yíng)的角度進(jìn)行分析，認(rèn)為在當(dāng)前農(nóng)村實(shí)際情況下，農(nóng)地規(guī)模對(duì)農(nóng)戶投資的影響呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系［3］;而劉承芳、張林秀等的研究則表明，農(nóng)戶家庭耕地的適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)有利于農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資，這是由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資主要是農(nóng)機(jī)等固定資產(chǎn)，而固定資產(chǎn)的投入具有規(guī)模經(jīng)濟(jì)的特點(diǎn)［4］。一些學(xué)者從農(nóng)戶收入水平和結(jié)構(gòu)的角度進(jìn)行研究，認(rèn)為非農(nóng)業(yè)收入的份額對(duì)農(nóng)戶糧食生產(chǎn)的資本存量有負(fù)向影響，但是農(nóng)戶家庭收入的增加有利于農(nóng)戶對(duì)糧食生產(chǎn)的投資，特別是家庭資本存量對(duì)農(nóng)戶增加糧食生產(chǎn)投資有顯著作用［5－7］。有學(xué)者從國(guó)家公共投資、中間投入品價(jià)格、利率的角度進(jìn)行分析，認(rèn)為其對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資有深遠(yuǎn)影響［8］。

可以看出，目前學(xué)術(shù)界主要是將農(nóng)戶作為一個(gè)整體來分析其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投入的，由于研究區(qū)域不同，得到了不同的研究結(jié)果。隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，農(nóng)戶分異將呈現(xiàn)出規(guī)模增大、勢(shì)頭加快的趨勢(shì)［9］。由于其資源稟賦不一樣，不同類型農(nóng)戶對(duì)市場(chǎng)、政策等外部環(huán)境的響應(yīng)以及由此引起的土地利用方式和利用后果也必然會(huì)有所差異。因此，研究不同類型農(nóng)戶的投入行為差異及其對(duì)外部環(huán)境的不同響應(yīng)，對(duì)制定有效的政策，促進(jìn)農(nóng)地可持續(xù)利用具有重要意義。本文對(duì)不同類型農(nóng)戶的農(nóng)地投入及其影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，為制定有效政策以引導(dǎo)不同類型農(nóng)戶對(duì)農(nóng)地進(jìn)行合理投入提供依據(jù)。

1 數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)資料來自課題組2008年10月－12月所做的問卷調(diào)查。調(diào)查地點(diǎn)選取了位于江漢平原的仙桃市、監(jiān)利縣、江陵縣和沙市區(qū)，以及位于鄂北崗地的棗陽市和襄陽區(qū)。采取隨機(jī)抽樣方法進(jìn)行調(diào)查，即在每個(gè)縣(市、區(qū))隨機(jī)選取2－3個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，在每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)選取2－3個(gè)行政村，對(duì)農(nóng)戶進(jìn)行面對(duì)面的訪談式問卷調(diào)查，共獲得有效問卷427份。

1.2 研究假設(shè)

不同學(xué)者由于研究目的不同，劃分農(nóng)戶類型的方法存在一定的差異。有學(xué)者從區(qū)域上來劃分農(nóng)戶類型［10］，也有學(xué)者從生產(chǎn)規(guī)模、兼業(yè)程度、收入水平以及文化程度等方面來劃分農(nóng)戶類型［11］。本文依據(jù)行為發(fā)生理論，根據(jù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)目的不同，以農(nóng)戶與市場(chǎng)聯(lián)系的緊密程度來劃分農(nóng)戶類型，將農(nóng)戶劃分為消費(fèi)型農(nóng)戶和利潤(rùn)型農(nóng)戶。具體劃分方法如下:假設(shè)一個(gè)人一年要消費(fèi)X1單位的糧食，按市場(chǎng)價(jià)格換算成貨幣X2;農(nóng)戶家庭一年賣出X3單位的糧食，按市場(chǎng)價(jià)格換算成貨幣X4。若X4≤家庭人口數(shù)*X2，則此農(nóng)戶為消費(fèi)型農(nóng)戶;若X4＞家庭人口數(shù)*X2，則此農(nóng)戶為利潤(rùn)型農(nóng)戶。據(jù)此計(jì)算，得到研究區(qū)域農(nóng)戶類型的情況如下:

消費(fèi)型農(nóng)戶與市場(chǎng)聯(lián)系不太緊密，其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的目的主要是滿足家庭成員的消費(fèi)需求;他們主要依據(jù)家庭消費(fèi)需求進(jìn)行生產(chǎn)決策，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入要素大部分來自家庭，從市場(chǎng)上購買少部分投入要素，農(nóng)產(chǎn)品大部分滿足家庭成員消費(fèi)，少部分向市場(chǎng)銷售以獲得部分生產(chǎn)與生活所需資金。利潤(rùn)型農(nóng)戶與市場(chǎng)聯(lián)系非常緊密，其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的目的就是追求利潤(rùn)最大化;他們依據(jù)市場(chǎng)行情進(jìn)行生產(chǎn)決策，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入要素大部分從市場(chǎng)購得，少部分投入要素來自家庭，農(nóng)產(chǎn)品大部分向市場(chǎng)銷售，少部分滿足家庭成員消費(fèi)。

表1 研究區(qū)域農(nóng)戶類型的基本情況Tab.1 Base situation of different types of households in study area

表2 變量及其說明Tab.2 Description of variables

通過以上分析，可以得到如下研究假設(shè):消費(fèi)型農(nóng)戶的農(nóng)地投入行為對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素市場(chǎng)、農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)和農(nóng)業(yè)政策的響應(yīng)不強(qiáng)烈，家庭特征和家庭資源稟賦是影響該類農(nóng)戶農(nóng)地投入決策的主要因素;農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素市場(chǎng)、農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)和農(nóng)業(yè)政策是影響利潤(rùn)型農(nóng)戶農(nóng)地投入決策的主要因素，家庭特征和家庭資源稟賦對(duì)其農(nóng)地投入行為影響居于次要地位。

1.3 研究方法

1.3.1 變量選擇

在參考有關(guān)研究成果［13－15］、并考慮調(diào)查區(qū)域?qū)嶋H情況的基礎(chǔ)上，本文選取了如下因變量和自變量(見表2)。

1.3.2 模型設(shè)定

每公頃耕地農(nóng)戶的投入總金額差異較大，呈高度的正偏態(tài)分布。如果顯著性水平為0.05，概率P值(0.00)小于顯著性水平，因此拒絕零假設(shè)。即可認(rèn)為農(nóng)戶農(nóng)地投入金額的總體分布與正態(tài)分布有顯著差異，未通過正態(tài)分布檢驗(yàn)。因此，需對(duì)因此進(jìn)行自然對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)化。經(jīng)過對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換后，投資額P－P圖1－a中的數(shù)據(jù)點(diǎn)與第一象限的對(duì)角線基本重合，圖1－b的數(shù)據(jù)點(diǎn)隨機(jī)分散在0橫線附近，說明轉(zhuǎn)換后的數(shù)據(jù)有較好的正態(tài)分布性［12］。同時(shí)，對(duì)數(shù)據(jù)點(diǎn)個(gè)體差異較大的自變量(X1，X3，X5，X7，X9，X10，X14，X15，X16)也進(jìn)行對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)化。

通過以上分析，本文將模型設(shè)定如下:

式中:Yi為農(nóng)戶農(nóng)地投入金額;Xi為影響農(nóng)戶農(nóng)地投入的諸因素;αi是回歸系數(shù)，表示諸因素對(duì)Yi的貢獻(xiàn)率;C是與Xi無關(guān)的常數(shù)項(xiàng)。

表3 農(nóng)戶農(nóng)地投入單因素相關(guān)分析結(jié)果Tab.3 The result of correlation analysis between single factor and rural households'input in farmland

圖1 農(nóng)戶農(nóng)地投入金額P－P圖Fig.1 P － P plot of rural households'input in farmland

2 模型運(yùn)行與結(jié)果分析

2.1 單因素分析

前述變量的選擇或多或少存在主觀判斷因素，因此可能存在共線性或?qū)σ蜃兞坎幻舾械淖兞?。?duì)這些變量加以剔除，可以降低主觀判斷的影響。變量篩選步驟如下:

第一步，將因變量與擬選的17個(gè)自變量做簡(jiǎn)單相關(guān)分析。p值小于0.1的，則表示該自變量與因變量顯著相關(guān)，結(jié)果見表3?？傮w樣本數(shù)據(jù)顯示，與農(nóng)戶農(nóng)地投入顯著相關(guān)的自變量有 X1，X4，X5，X6，X7，X8，X9，X10，X11，X12，X13，X14，X15，X16;就消費(fèi)型農(nóng)戶而言，與農(nóng)戶農(nóng)地投入顯著相關(guān)的自變量有 X1，X3，X5，X6，X7，X8，X9，X10，X14;就利潤(rùn)型農(nóng)戶來講，與農(nóng)戶農(nóng)地投入顯著相關(guān)的自變量有X2，X3，X4，X5，X6，X7，X8，X11，X12，X13，X14，X15，X16。在自變量與因變量的相關(guān)性顯著程度上，不同農(nóng)戶類型表現(xiàn)出一定差異。

第二步，剔除與因變量沒有表現(xiàn)出顯著相關(guān)的自變量(X17)，再做上述自變量間的相關(guān)分析，并檢驗(yàn)在剔除其他變量影響后自變量?jī)蓛芍g的相關(guān)性。變量相關(guān)分析結(jié)果顯示，變量之間相關(guān)系數(shù)均小于0.7。根據(jù)如下原則［16］:相關(guān)系數(shù)超過0.9的兩個(gè)變量若同時(shí)引入方程，分析時(shí)會(huì)帶來問題;相關(guān)系數(shù)低于0.8時(shí)，不大會(huì)出現(xiàn)問題;相關(guān)系數(shù)在0.8和0.9之間可能會(huì)引起問題。因此，可以認(rèn)為以上變量不會(huì)產(chǎn)生多重共線性問題。

2.2 模型運(yùn)行

采用SPSS軟件包中線性回歸的逐步回歸(stepwise)，對(duì)調(diào)查區(qū)域的兩類農(nóng)戶的樣本數(shù)據(jù)做概率統(tǒng)計(jì)，進(jìn)而篩選出對(duì)農(nóng)戶農(nóng)地投入影響最大的因素，結(jié)果見表4和表5。

表4 消費(fèi)型農(nóng)戶逐步回歸結(jié)果Tab.4 Stepwise regression results of consume-based households

表5 利潤(rùn)型農(nóng)戶逐步回歸結(jié)果Tab.5 Stepwise regression results of profit-based households

首先，對(duì)方程進(jìn)行擬合度檢驗(yàn)。表4和表5中的統(tǒng)計(jì)量adjusted－R2為解釋變量調(diào)整的判定系數(shù)。由于2個(gè)方程中都有多個(gè)解釋變量，因此應(yīng)參考調(diào)整的判定系數(shù)。調(diào)整的判定系數(shù)分別為0.874、0.814，都較接近于1，因此認(rèn)為擬合優(yōu)度較高，被解釋變量可以被模型解釋的部分較多，未能被解釋的部分較少。

其次，進(jìn)行F檢驗(yàn)。從表4中的最終模型2和表5中的最終模型4可以看出，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的觀測(cè)值分別為88.044、233.647，p 值皆為 0.000，遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于給定的顯著性水平а=0.05。這表明被解釋變量(農(nóng)戶農(nóng)地投入)與篩選后的解釋變量整體線性關(guān)系顯著，可以用線性模型描述并反映它們之間的關(guān)系。

再次，進(jìn)行t檢驗(yàn)與多重共線性的檢驗(yàn)。從表4和表5結(jié)果可以看出，經(jīng)篩選后的變量均通過t檢驗(yàn)。這表明篩選后的每個(gè)解釋變量與被解釋變量均存在顯著的線性關(guān)系，各解釋變量能夠有效地解釋農(nóng)戶農(nóng)地投入。再檢查共線性，容忍度都接近1表示共線性弱，方差膨脹因子VIF值均不大于10，通過共線性檢驗(yàn)。

綜上所述，兩個(gè)方程擬合效果較好。消費(fèi)型農(nóng)戶的農(nóng)地投入與X7、X8兩個(gè)變量顯著相關(guān)，而利潤(rùn)型農(nóng)戶的農(nóng)地投入與 X7、X8、X15、X16四個(gè)變量顯著相關(guān)，兩類農(nóng)戶最終進(jìn)入回歸方程的變量相異。消費(fèi)型農(nóng)戶的擬合模型為:

利潤(rùn)型農(nóng)戶的擬合模型為:

2.3 結(jié)果分析

通過以上計(jì)算，得出了與影響不同類型農(nóng)戶農(nóng)地投入的主要因素:

2.3.1 家庭土地經(jīng)營(yíng)面積

家庭土地經(jīng)營(yíng)面積與消費(fèi)型農(nóng)戶農(nóng)地投入呈負(fù)相關(guān)(回歸系數(shù)為－0.617);而家庭土地經(jīng)營(yíng)面積與利潤(rùn)型農(nóng)戶農(nóng)地投入呈正相關(guān)(回歸系數(shù)為0.726)。究其原因，不同類型農(nóng)戶農(nóng)地投入的目標(biāo)不同。消費(fèi)型農(nóng)戶只以滿足家庭口糧為農(nóng)地投入目標(biāo)，當(dāng)耕地面積大于家庭口糧田面積時(shí)，就可能會(huì)出現(xiàn)土地替代其他生產(chǎn)要素的現(xiàn)象，從而導(dǎo)致耕地粗放利用;利潤(rùn)型農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)目標(biāo)是為追求利潤(rùn)最大化，農(nóng)地規(guī)模越大，越利于農(nóng)業(yè)機(jī)械作業(yè)等，規(guī)模效益越顯著(見圖2)。

2.3.2 非農(nóng)收入比例

農(nóng)戶家庭非農(nóng)收入比例反映了農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力的配置情況和收入的主要來源。非農(nóng)收入比例與消費(fèi)型農(nóng)戶的農(nóng)地投入呈負(fù)相關(guān)(回歸系數(shù)為－0.294)，與利潤(rùn)型農(nóng)戶的農(nóng)地投入亦呈負(fù)相關(guān)(回歸系數(shù)為－0.238)。這表明，隨著非農(nóng)收入比例的增加，農(nóng)戶增加農(nóng)地投入的意愿普遍降低。非農(nóng)收入比例高的農(nóng)戶多表示其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的主要目的為了解決家庭成員的口糧問題，盡量減少購糧支出。這也說明，家庭非農(nóng)收入的增加對(duì)農(nóng)戶農(nóng)地投入有抑制作用。

圖2 不同面積下農(nóng)戶農(nóng)地投入情況Fig.2 The situation of rural households'input in farmland under different scales

圖3 不同生產(chǎn)資料價(jià)格水平下農(nóng)戶農(nóng)地投入情況Fig.3 The situation of rural households'input in farmland under different prices of production goods

2.3.3 生產(chǎn)資料價(jià)格

生產(chǎn)資料價(jià)格與利潤(rùn)型農(nóng)戶農(nóng)地投入呈負(fù)相關(guān)(回歸系數(shù)為－5.579)。這說明，生產(chǎn)資料價(jià)格的升高導(dǎo)致農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本的提升，從而對(duì)其農(nóng)地投入決策產(chǎn)生影響。生產(chǎn)資料市場(chǎng)價(jià)格越高，利潤(rùn)型農(nóng)戶增加農(nóng)地投入的愿望越弱(見圖3)。根據(jù)調(diào)查，研究區(qū)域生產(chǎn)資料價(jià)格自2007年有一定幅度的增長(zhǎng)，且假化肥、假農(nóng)藥的現(xiàn)象時(shí)有發(fā)生，這就使得部分農(nóng)戶減少化肥投入而增加農(nóng)家肥的投入。生產(chǎn)資料價(jià)格未能進(jìn)入消費(fèi)型農(nóng)戶的模型，其原因在于該類農(nóng)戶對(duì)生產(chǎn)要素投入量主要受家庭特征和資源稟賦的影響，其農(nóng)地投入決策基本上不受生產(chǎn)資料價(jià)格的影響;也就是說，即使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格快速上升，對(duì)于消費(fèi)型農(nóng)戶而言，為了維持一定數(shù)量的糧食產(chǎn)出以解決家庭成員的吃飯問題，也得投入相應(yīng)的化肥、農(nóng)藥等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料。

2.3.4 農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策

每單位耕地的政策補(bǔ)貼金額與利潤(rùn)型農(nóng)戶農(nóng)地投入呈正相關(guān)(回歸系數(shù)為0.091)，但是未進(jìn)入消費(fèi)型農(nóng)戶模型。這說明農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策在一定程度上刺激農(nóng)戶農(nóng)地投入的增加，但對(duì)兩類農(nóng)戶的影響程度不同。調(diào)查時(shí)發(fā)現(xiàn)，利潤(rùn)型農(nóng)戶的家庭經(jīng)營(yíng)面積較消費(fèi)型農(nóng)戶更大，擴(kuò)大耕地經(jīng)營(yíng)規(guī)模的意愿較消費(fèi)型農(nóng)戶更強(qiáng)烈。承包地面積較大的農(nóng)戶一般以利潤(rùn)最大化為生產(chǎn)目標(biāo)，他們對(duì)國(guó)家農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策的認(rèn)同感和評(píng)價(jià)度很高，認(rèn)為該政策有利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的發(fā)展;承包地面積較少的農(nóng)戶一般以滿足家庭消費(fèi)為生產(chǎn)目標(biāo)，即使國(guó)家不實(shí)施該政策，該類農(nóng)戶還是要進(jìn)行生產(chǎn)投入的;將部分耕地轉(zhuǎn)給別人耕種的一般是承包地面積較少的農(nóng)戶，種糧補(bǔ)貼仍歸耕地轉(zhuǎn)出戶所有，在這種情況下農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策顯然不能起到刺激農(nóng)地投入的作用。

3 結(jié)論

通過上述分析，得到以下研究結(jié)論:

(1)農(nóng)戶對(duì)耕地的投入水平處于上升趨勢(shì)。2008年總體樣本農(nóng)戶單位耕地面積的投入量平均為7 639.80元/hm2，高于2005年的投入水平5 249.25元/hm2①該數(shù)據(jù)來源于《湖北省農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。。這也說明，近年來國(guó)家實(shí)施的一系列惠農(nóng)政策取得了積極的成效。

(2)利潤(rùn)型農(nóng)戶的總投入水平高于消費(fèi)型農(nóng)戶的總投入水平。2008年消費(fèi)型農(nóng)戶耕地投入水平為7 069.35元/hm2，利潤(rùn)型農(nóng)戶耕地投入水平為8 009.85元/hm2。所以應(yīng)鼓勵(lì)耕地有序流轉(zhuǎn)，擴(kuò)大農(nóng)戶耕地經(jīng)營(yíng)規(guī)模，從而使農(nóng)戶加大對(duì)耕地的投入力度，以提高農(nóng)民收入和保障國(guó)家糧食安全。

(3)目前農(nóng)戶耕地投入主要是流動(dòng)資本投入，固定資本投入較少。調(diào)查區(qū)域總體樣本農(nóng)戶單位耕地面積的流動(dòng)資本投入為7 380.00元/hm2，固定資本為258.8元/hm2。其中，消費(fèi)型農(nóng)戶投入分別為6 933.35元/hm2、136.00元/hm2;利潤(rùn)型農(nóng)戶投入分別為7 692.55元/hm2、317.30元/hm2。這也說明，目前農(nóng)業(yè)面臨的污染較為嚴(yán)重，農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平有較大的提升空間。因此，應(yīng)盡快全面實(shí)施配方施肥政策，加快生物農(nóng)藥的研發(fā)，對(duì)改善農(nóng)村生態(tài)環(huán)境具有重要意義;另外，進(jìn)一步完善農(nóng)機(jī)購買的補(bǔ)貼政策，對(duì)提升農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平也具有積極作用。

(4)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)目標(biāo)決定其農(nóng)地投入行為。消費(fèi)型農(nóng)戶與市場(chǎng)聯(lián)系不太緊密，其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的目的主要是滿足家庭成員的消費(fèi)需求，他們主要依據(jù)家庭消費(fèi)需求進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入決策;利潤(rùn)型農(nóng)戶與市場(chǎng)聯(lián)系非常緊密，其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的目的就是追求利潤(rùn)最大化，他們主要依據(jù)市場(chǎng)行情進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入決策。

(5)不同類型農(nóng)戶農(nóng)地投入的影響因素存在差異。消費(fèi)型型農(nóng)戶的農(nóng)地投入行為對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素市場(chǎng)、農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)和農(nóng)業(yè)政策的響應(yīng)不強(qiáng)烈，家庭特征和家庭資源稟賦是影響該類農(nóng)戶農(nóng)地投入決策的主要因素;農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素市場(chǎng)、農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)和農(nóng)業(yè)政策是影響利潤(rùn)型農(nóng)戶農(nóng)地投入決策的主要因素，家庭特征和家庭資源稟賦對(duì)其農(nóng)地投入行為影響居于次要地位。

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AbstractFarmer household as the micro subject of agricultural input，their farmland input behavior has significant impact on the development of agriculture and rural economy.Based on the questionnaire survey of 473 farmer households of 6 counties in Jianghan Plain and Humpy Ground in Northern Hubei，this paper established stepwise regression model to analyze the influencing factors of input in farmland by different types of farmer households.The results show that:①the level of farmer households'input in farmland has raised and the preferential agricultural policy carried out by central government has achieved positive results in recent years;②the level of total input in farmland of profit-based farmer households is higher than consume-based farmer households;③at present，floating capital input is the major component of farmer households'input in farmland compared with fixed capital input，agricultural pollution is more and more serious and the level of agricultural mechanization has a larger space to improve;④farmer households'behavior of input in farmland is determined by their agricultural production goal:consume-based farmer households is not closely linked to the market，they decide the production inputs according to the demand of household consumption;profit-based farmer households is closely linked to the market，they pursue profit maximization and decide the production inputs according to the market conditions;⑤the influencing factors of farmland input by different types of farmer households'are different:family characteristics and family resource endowments are the main influencing factors of consume-based farmer households'farmland input behavior，while agricultural production factor markets，agricultural product markets and agricultural policies are the main influencing factors of profit-based farmer households'farmland input behavior.

Key wordsfarmer behavior;types of farmer household;farmland input;questionnaire

Influencing Factors of Farmland Input by Different Types of Farmer Household

XU Yu-ting YANG Gang-qiao
(College of Land Resource Management，Huazhong Agricultural University，Wuhan Hubei 430070，China)

F323.9

A

1002－2014(2011)03－0106－07

10.3969/j.issn.1002－2104.2011.03.019

2010－06－07

徐玉婷，碩士生，主要研究方向?yàn)橥恋亟?jīng)濟(jì)。

楊鋼橋，博士，教授，主要研究方向?yàn)橥恋亟?jīng)濟(jì)。

* 國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(編號(hào):70773045)。

(編輯:田 紅)