家庭農(nóng)場發(fā)展的影響因素分析
——基于東北地區(qū)124戶家庭農(nóng)場的實(shí)地調(diào)研

郭翔宇，房沫含

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家庭農(nóng)場發(fā)展的影響因素分析
——基于東北地區(qū)124戶家庭農(nóng)場的實(shí)地調(diào)研

郭翔宇，房沫含

（東北農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，黑龍江 哈爾濱150030）

摘 要：家庭農(nóng)場作為新型農(nóng)業(yè)微觀經(jīng)營主體的重要形式，其發(fā)展為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)成長提供保障。基于黑龍江、吉林、遼寧等地124戶家庭農(nóng)場發(fā)展的實(shí)際調(diào)查數(shù)據(jù)，建立家庭農(nóng)場發(fā)展影響因素的結(jié)構(gòu)方程模型，分析家庭農(nóng)場發(fā)展影響因素及其影響程度。結(jié)果表明：政策支持、經(jīng)濟(jì)環(huán)境以及農(nóng)場主個人特質(zhì)直接影響家庭農(nóng)場發(fā)展，對家庭農(nóng)場發(fā)展起關(guān)鍵、支撐、核心作用；社會服務(wù)環(huán)境對家庭農(nóng)場發(fā)展有部分影響，主要受經(jīng)濟(jì)環(huán)境衍生供給對家庭農(nóng)場發(fā)展有間接影響；科技環(huán)境對家庭農(nóng)場發(fā)展影響不顯著。各個因素影響差異性要求必須有針對性的開展家庭農(nóng)場政策扶持，促進(jìn)家庭農(nóng)場健康、合理、優(yōu)化發(fā)展。

關(guān)鍵詞：家庭農(nóng)場；信度檢驗(yàn)；效度檢驗(yàn)；因子分析；結(jié)構(gòu)方程模型

近年來，家庭農(nóng)場作為新型農(nóng)業(yè)微觀經(jīng)營主體的重要形式，是促使農(nóng)村地區(qū)家庭生產(chǎn)關(guān)系與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力協(xié)調(diào)發(fā)展的有效載體，對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響效果凸顯，代表著未來中國農(nóng)業(yè)發(fā)展的方向。家庭農(nóng)場是以家庭基本成員為生產(chǎn)勞動力，從事農(nóng)業(yè)規(guī)?；?、集約化、商品化經(jīng)營，并以農(nóng)業(yè)收入作為家庭主要收入來源的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體。作為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要保障力量，家庭農(nóng)場相關(guān)研究已引起學(xué)術(shù)界高度關(guān)注。張茜等［1］認(rèn)為我國家庭農(nóng)場仍處于“幼年”階段，面臨諸多“成長煩惱”，探索合理發(fā)展策略尤為重要；蘭勇等［2］以家庭農(nóng)場快速涌現(xiàn)為背景論述其發(fā)展核心戰(zhàn)略意圖的構(gòu)成要件；湯文華等［3］認(rèn)為家庭農(nóng)場發(fā)展面臨土地流轉(zhuǎn)集聚慢、農(nóng)場主文化低、科技供給不足、融資難等困境；陳軍民［4］從制度結(jié)構(gòu)理論入手分析認(rèn)為家庭農(nóng)場發(fā)展是外部制度基礎(chǔ)、微觀農(nóng)戶、中觀社區(qū)、宏觀經(jīng)濟(jì)社會“四種力量”耦合作用下的理性選擇；林雪梅［5］從交易費(fèi)用視角入手分析農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)組織的演進(jìn)規(guī)律，并審視我國家庭農(nóng)場經(jīng)營的組織優(yōu)勢與困境；蘇昕等［6］從資源稟賦視角出發(fā)綜合勞動種植面積、人口變動、耕地資源和城鎮(zhèn)化率等因素測算未來我國家庭農(nóng)場平均經(jīng)營規(guī)模為26.7 hm2，基本符合我國實(shí)際；呂惠明等［7］基于寧波市家庭農(nóng)場問卷調(diào)查數(shù)據(jù)分析認(rèn)為政策支持、技術(shù)進(jìn)步、人才引進(jìn)是家庭農(nóng)場快速發(fā)展的重要因素，但“惜地心理”和低認(rèn)知水平不利于家庭農(nóng)場發(fā)展；劉召勇等［8］利用河南省50戶家庭農(nóng)場調(diào)查數(shù)據(jù)分析認(rèn)為種植家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模以13.33 hm2左右效益最優(yōu)，每667 m2綜合效益年均增加200元左右；姜波［9］認(rèn)為“糧食（蔬菜、水果）+畜牧養(yǎng)殖”結(jié)合型家庭農(nóng)場經(jīng)濟(jì)效益轉(zhuǎn)化高。總的來看，學(xué)術(shù)界對家庭農(nóng)場及其發(fā)展趨勢認(rèn)知研究較為深入，這些成果為研究提供理論借鑒但仍有不足之處：一是現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從家庭農(nóng)場規(guī)模、效益、演進(jìn)趨勢進(jìn)行分析，缺乏對家庭農(nóng)場發(fā)展影響因素的有效提取，未明確指出哪些是家庭農(nóng)場發(fā)展的重要因素，影響程度如何；二是家庭農(nóng)場相關(guān)研究多用統(tǒng)計分析［7］、典型案例［10］等方法，結(jié)構(gòu)方程模型實(shí)證研究較少?；诖?，本研究利用黑龍江、吉林、遼寧（以下簡稱東北三?。?24戶家庭農(nóng)場實(shí)際調(diào)查數(shù)據(jù)分析家庭農(nóng)場發(fā)展的影響因素，通過理論分析構(gòu)建研究假設(shè)平臺，建立家庭農(nóng)場發(fā)展影響因素的結(jié)構(gòu)方程模型，為家庭農(nóng)場的優(yōu)化發(fā)展提供參考。

1 理論分析與研究假設(shè)

國家“四化”同步背景下的家庭農(nóng)場逐漸從自發(fā)組織走向正規(guī)化、弱小生產(chǎn)走向規(guī)模化經(jīng)營，自然稟賦條件、生產(chǎn)工藝、科技存量以及社會化服務(wù)影響家庭農(nóng)場適度經(jīng)營［11］。家庭農(nóng)場作為規(guī)?；a(chǎn)的適宜模式，其發(fā)展受到內(nèi)在動力與外部因素雙重影響［12］，主要包括：

（1）政策支持對家庭農(nóng)場發(fā)展的理論分析。政府政策的有效供給在家庭農(nóng)場發(fā)展過程中扮演重要角色，政策引導(dǎo)促使家庭農(nóng)場如雨后春筍般涌現(xiàn)。十七屆三中全會《決定》、黨的十八報告、2013年中央一號文件均在國家層面給予家庭農(nóng)場發(fā)展空間；各地也紛紛出臺優(yōu)化政策，如吉林延邊《促進(jìn)專業(yè)農(nóng)場發(fā)展條例》、上海松江《關(guān)于鼓勵發(fā)展糧食生產(chǎn)家庭農(nóng)場的意見》的出臺很大程度上促進(jìn)家庭農(nóng)場在延邊州、松江區(qū)快速發(fā)展。學(xué)術(shù)界利用歐美國家發(fā)展經(jīng)驗(yàn)以及我國家庭農(nóng)場發(fā)展實(shí)際情況進(jìn)行論證。陳丹等［13］認(rèn)為歐美家庭農(nóng)場成熟發(fā)展離不開政府強(qiáng)力支持，全方位政府補(bǔ)貼、保險保障機(jī)制使得家庭農(nóng)場發(fā)展進(jìn)入快車道；陳永富等［14］從可持續(xù)發(fā)展角度出發(fā)認(rèn)為強(qiáng)化政策落地、加強(qiáng)立法監(jiān)督工作、加快土地流轉(zhuǎn)制度構(gòu)建有效弱化家庭農(nóng)場發(fā)展的外部阻力；徐會蘋［15］分析德國家庭農(nóng)場形成機(jī)制認(rèn)為政府政策資金的強(qiáng)力支持為家庭農(nóng)場發(fā)展提供動力支撐?；谝陨戏治觯岢鲅芯考僭O(shè)1（H1）：政策支持對家庭農(nóng)場發(fā)展有正向影響作用。

（2）經(jīng)濟(jì)環(huán)境對家庭農(nóng)場發(fā)展的理論分析。家庭農(nóng)場作為農(nóng)村地區(qū)自主經(jīng)營核算的基本單位，其發(fā)展初期、中期、末期均受到外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境的差異化引導(dǎo)，從家庭農(nóng)場自身發(fā)展情況來看，金融供給、市場風(fēng)險、生產(chǎn)成本高低是影響家庭農(nóng)場規(guī)模化經(jīng)營的重要經(jīng)濟(jì)因素；曹劍［16］認(rèn)為良好的貸款融資渠道、多元化擔(dān)保方式促進(jìn)家庭農(nóng)場金融環(huán)境改善；冷秋平等［17］認(rèn)為融資期限與實(shí)際需求匹配程度阻礙家庭農(nóng)場可持續(xù)發(fā)展，依托“草根金融”促進(jìn)家庭農(nóng)場發(fā)展；朱春江等［18］認(rèn)為提高化解市場風(fēng)險能力是優(yōu)化家庭農(nóng)場發(fā)展的最優(yōu)經(jīng)濟(jì)路徑，家庭農(nóng)場風(fēng)險控制能力是其發(fā)展過程中長期關(guān)注的重要法寶；劉爽等［19］從制度經(jīng)濟(jì)學(xué)視角入手分析認(rèn)為節(jié)約交易費(fèi)用能增加家庭農(nóng)場收入渠道的外部利潤來源。基于以上分析，提出研究假設(shè)2（H2）：經(jīng)濟(jì)環(huán)境對家庭農(nóng)場發(fā)展有正向影響作用。

（3）社會服務(wù)環(huán)境對家庭農(nóng)場發(fā)展的理論分析。家庭農(nóng)場的壯大要求必須具備覆蓋全面、綜合服務(wù)、高效快捷的社會化服務(wù)環(huán)境，功能完備、運(yùn)行優(yōu)質(zhì)的社會服務(wù)環(huán)境能將現(xiàn)代生產(chǎn)要素有機(jī)注入家庭農(nóng)場，提高家庭農(nóng)場經(jīng)營主體的規(guī)?；?、集約化、商品化發(fā)展。從家庭農(nóng)場發(fā)展的實(shí)踐來看，延邊州推進(jìn)基層服務(wù)組織改革與創(chuàng)新，鼓勵農(nóng)藝、農(nóng)技人員與專業(yè)農(nóng)場對接并提供個性化、全方位服務(wù)；松江區(qū)制定《糧食家庭農(nóng)場服務(wù)規(guī)范》要求從技術(shù)支撐、現(xiàn)代農(nóng)機(jī)、生產(chǎn)物資與經(jīng)營管理等方面為家庭農(nóng)場提供優(yōu)質(zhì)服務(wù)。從家庭農(nóng)場發(fā)展的學(xué)術(shù)成果分析來看，劉向華［20］認(rèn)為滯后農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)體系是家庭農(nóng)場發(fā)展的重要障礙，且家庭農(nóng)場具備服務(wù)需求與供給雙重屬性，其發(fā)展壯大亦會促進(jìn)我國農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)體系多主體、多元化發(fā)展［21］?；谝陨戏治觯岢鲅芯考僭O(shè)3（H3）：社會服務(wù)環(huán)境對家庭農(nóng)場發(fā)展有正向影響作用。

（4）技術(shù)環(huán)境對家庭農(nóng)場發(fā)展的理論分析?？萍辑h(huán)境作為家庭農(nóng)場快速發(fā)展的重要支撐手段，能有效提升家庭農(nóng)場科技型農(nóng)產(chǎn)品及其衍生品的智力成分，增加家庭農(nóng)場市場占有程度，依托現(xiàn)代管理制度安排下的家庭農(nóng)場經(jīng)營效率更高。在西方發(fā)達(dá)國家，德國家庭農(nóng)場是世界公認(rèn)的典范，二戰(zhàn)后的德國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)處于分散、多元的發(fā)展?fàn)顟B(tài)，其狀況與當(dāng)前我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)類似，依托科技支撐手段使德國的家庭農(nóng)場迅猛發(fā)展，德國所有家庭農(nóng)場均建立正規(guī)會計核算制度并配有先進(jìn)的計算機(jī)設(shè)備，對生產(chǎn)材料采購、產(chǎn)品銷售均按照正規(guī)經(jīng)濟(jì)核算；20世紀(jì)90年代，英國每戶家庭農(nóng)場均擁有0.5臺聯(lián)合收割機(jī)和1臺拖拉機(jī)，英國家庭農(nóng)場配套完備的農(nóng)業(yè)機(jī)械，播種機(jī)和割草機(jī)等農(nóng)業(yè)機(jī)械貫穿于農(nóng)場生產(chǎn)經(jīng)營各個環(huán)節(jié)［22］。在我國，家庭農(nóng)場更加傾向于企業(yè)式管理，大力應(yīng)用新品種、新技術(shù)與新設(shè)備，建立校企合作幫扶模式，按照市場信息調(diào)節(jié)生產(chǎn)進(jìn)而獲取最大利潤［21］。王鵬等［23］通過上海市松江區(qū)家庭農(nóng)場的環(huán)境分析也得出以上論證。基于以上分析，提出研究假設(shè)4（H4）：技術(shù)環(huán)境對家庭農(nóng)場發(fā)展有正向影響作用。

（5）農(nóng)場主個人特質(zhì)對家庭農(nóng)場發(fā)展的理論分析。農(nóng)場主作為家庭農(nóng)場發(fā)展的核心凝集主體，是家庭農(nóng)場發(fā)展的內(nèi)在靈魂與指向標(biāo)。從企業(yè)家領(lǐng)導(dǎo)才能來看，堅定的企業(yè)信念、開拓進(jìn)取的吃苦耐勞精神、較強(qiáng)競爭性、親和力、承受能力是西方家庭農(nóng)場長久發(fā)展的重要方面。然而我國家庭農(nóng)場主文化程度偏低，僅依賴傳統(tǒng)經(jīng)驗(yàn)對農(nóng)場進(jìn)行經(jīng)營管理，現(xiàn)代家庭農(nóng)場經(jīng)營管理理念的缺失難以適應(yīng)社會化大生產(chǎn)和市場化競爭［3］；勞動力來源結(jié)構(gòu)嚴(yán)重失衡，農(nóng)場主棄糧從經(jīng)傾向嚴(yán)重，使其個人影響力大打折扣。因此培育有文化、懂技術(shù)、會管理、善經(jīng)營的新型農(nóng)場主迫在眉睫，對現(xiàn)代家庭農(nóng)場發(fā)展具有決定性意義?；谝陨戏治?，提出研究假設(shè)5（H5）：農(nóng)場主個人特質(zhì)對家庭農(nóng)場發(fā)展有正向影響作用。

通過以上分析可知，政策支持、經(jīng)濟(jì)環(huán)境、社會服務(wù)環(huán)境、技術(shù)環(huán)境以及農(nóng)場主個人特質(zhì)等因素對家庭農(nóng)場發(fā)展有重要影響，為驗(yàn)證理論假設(shè)的合理性，構(gòu)建家庭農(nóng)場發(fā)展影響因素結(jié)構(gòu)方程模型（SEM），見圖1。

圖1 家庭農(nóng)場發(fā)展影響因素結(jié)構(gòu)方程模型

2 樣本數(shù)據(jù)與變量測算

2.1樣本數(shù)據(jù)

家庭農(nóng)場發(fā)展程度具有明顯的地域差異性，東北地區(qū)作為我國現(xiàn)代化大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的典型區(qū)域，家庭農(nóng)場發(fā)展具有一定代表性，“延邊模式”下的家庭農(nóng)場更符合我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)實(shí)需求。本研究團(tuán)隊(duì)在2014年3～5月，采用調(diào)查問卷、實(shí)地走訪、郵件郵寄等方式對東北三省家庭農(nóng)場進(jìn)行了實(shí)地調(diào)研，了解家庭農(nóng)場發(fā)展的真實(shí)情況與運(yùn)行狀態(tài)，共涉及21個縣份。綜合考慮各縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件差異、且家庭農(nóng)場成長時間、發(fā)展規(guī)模不同，按地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平將每省縣份分為高、中、低3組，每組隨機(jī)抽取5縣27戶成功注冊的家庭農(nóng)場進(jìn)行調(diào)研，總計發(fā)放調(diào)查問卷135份，實(shí)際回收129份，有效問卷124份，有效回收率91.85%。

通過實(shí)際調(diào)查樣本統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn)：

（1）家庭農(nóng)場產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)情況。東北地區(qū)家庭農(nóng)場主要以種植業(yè)家庭農(nóng)場（77戶）為主，養(yǎng)殖業(yè)家庭農(nóng)場（41戶）、混合型（種植+養(yǎng)殖）家庭農(nóng)場（6戶）為輔，行業(yè)選取主要采取自主經(jīng)營方式，符合家庭農(nóng)場發(fā)展的現(xiàn)實(shí)狀況；

（2）家庭農(nóng)場用工情況。東北地區(qū)家庭農(nóng)場主要以現(xiàn)有家庭成員為主要生產(chǎn)勞動力，以季節(jié)性間接雇工和少量整年雇工為輔，56.5%的家庭農(nóng)場用工數(shù)量集中于5～7人，29.7%的家庭農(nóng)場用工數(shù)量7人以上，13.8%的家庭農(nóng)場用工數(shù)量5人以下；

（3）家庭農(nóng)場擁有土地情況。在農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)加快的背景下，東北地區(qū)家庭農(nóng)場更適宜土地規(guī)?；?jīng)營，31.7%的家庭農(nóng)場擁有土地在6.67 hm2以上，50.6%的家庭農(nóng)場擁有土地在3.33～6.67 hm2之間，17.7%的家庭農(nóng)場擁有土地在3.33 hm2以下；

（4）家庭農(nóng)場收益情況。年收益20萬以下的家庭農(nóng)場有25戶，20萬～50萬的家庭農(nóng)場有52戶，50萬～100萬的家庭農(nóng)場有31戶，100萬以上的家庭農(nóng)場有16戶，其整體收益遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于普通農(nóng)業(yè)種植家庭實(shí)際收入。

（5）家庭農(nóng)場發(fā)展時間情況。盡管我國家庭農(nóng)業(yè)發(fā)展歷經(jīng)時間較長，但正規(guī)化的家庭農(nóng)場成長時間卻相對較短，其中64.2%的家庭農(nóng)場成立5年以下，26.3%的家庭農(nóng)場成立5～7年，僅有9.5%的家庭農(nóng)場成立7年以上。

2.2變量測算

根據(jù)前文針對家庭農(nóng)場發(fā)展因素理論分析與假設(shè)研究結(jié)論，結(jié)合湯文華等［3］、蘇昕等［6］、劉召勇等［8］、王鵬等［23］學(xué)者研究成果，進(jìn)行家庭農(nóng)場發(fā)展影響因素調(diào)研問卷設(shè)計。由于家庭農(nóng)場發(fā)展因素多為非量化變量，故采用李克特5級量表進(jìn)行家庭農(nóng)場所在區(qū)域的政策支持、經(jīng)濟(jì)環(huán)境、社會服務(wù)環(huán)境、技術(shù)環(huán)境、農(nóng)場主個人特質(zhì)以及家庭農(nóng)場發(fā)展等潛變量因素測算，將潛變量反應(yīng)內(nèi)容轉(zhuǎn)變?yōu)殛愂鼍浔硎觯疾毂辉L者對問題的態(tài)度與看法，針對問題態(tài)度設(shè)定為完全同意、基本同意、不一定、不同意、完全不同意，依次賦值5、4、3、2、1，整理得到潛變量描述性分析（表1）。

表1 家庭農(nóng)場發(fā)展情況調(diào)研問卷的描述性分析

3　實(shí)證分析

針對東北三省家庭農(nóng)場發(fā)展情況調(diào)研問卷數(shù)據(jù)，利用統(tǒng)計軟件SPSS19.0和Amos17.0進(jìn)行信度與效度檢驗(yàn)，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行家庭農(nóng)場發(fā)展影響因素結(jié)構(gòu)方程模型的分析。

3.1 信度與效度檢驗(yàn)

在調(diào)研問卷的信度檢驗(yàn)方面，通常選取Cronbach's α系數(shù)以及CITC（項(xiàng)目總體相關(guān)系數(shù)）衡量調(diào)研問卷與實(shí)際調(diào)研符合程度，一般Cronbach's α系數(shù)高于0.7認(rèn)為問卷選題可信，CITC作為Cronbach's α系數(shù)輔助指標(biāo)小于0.4時需要進(jìn)行變量剔除。經(jīng)計算得出問卷Cronbach'sα系數(shù)為0.709，說明問卷可信度較高，由于“政策支持”中變量A5、“社會服務(wù)環(huán)境”中變量C3的CITC值分別為0.327、0.298，將二者剔除后Cronbach's α系數(shù)為0.829，說明問卷可信度較高；在調(diào)研問卷的效度檢驗(yàn)方面，通常選取因子分析載荷值判斷調(diào)研問卷收斂程度，一般因子載荷值越大，收斂效度越高，經(jīng)計算“政策支持”中變量A2、“技術(shù)環(huán)境”中變量D1、“農(nóng)場主個人特質(zhì)”中變量E3因子載荷值分別為0.456、0.327、0.189，均小于0.5，將三者剔除提高問卷效果。

3.2 因子分析

在家庭農(nóng)場發(fā)展影響因素方面，選取政策支持、經(jīng)濟(jì)環(huán)境、社會服務(wù)環(huán)境、技術(shù)環(huán)境以及農(nóng)場主個人特質(zhì)等方面因素，結(jié)合信度與效度檢驗(yàn)剔除變量A2、A5、C3、D1、E3后，對余下的16個變量進(jìn)行KMO檢驗(yàn)。經(jīng)計算KMO值為0.879，Bartlett球形度檢驗(yàn)的卡方統(tǒng)計值為 2221.351，顯著性水平（P值）達(dá)到 0.000，表明適合進(jìn)行變量因子分析，采用限定軸取公因子法提取5個公因子，這5個公因子累計貢獻(xiàn)率為76.124%，說明這5個公因子對所有家庭農(nóng)場發(fā)展影響因素具有76.124%的解釋能力。在家庭農(nóng)場發(fā)展實(shí)際效果方面，對家庭農(nóng)場發(fā)展實(shí)際效果進(jìn)行KMO檢驗(yàn)，結(jié)果表明KMO值為0.897，Bartlett 球形度檢驗(yàn)的卡方統(tǒng)計值為328.645，顯著性水平（P值）達(dá)到 0.000，表明適合進(jìn)行因子分析，采用限定軸取公因子法提取1個公因子，其累計貢獻(xiàn)率為73.428%，說明這個公因子對家庭農(nóng)場發(fā)展效果具有73.428%的解釋能力。

表2 家庭農(nóng)場發(fā)展影響因素及效果因子載荷

3.3 結(jié)構(gòu)方程模型分析

為對前文理論分析與研究假設(shè)進(jìn)行實(shí)證論證，運(yùn)用CMIN/DF、GFI、NFI、CFI、IFI、RMSEA等指標(biāo)對理論模型進(jìn)行擬合度分析，得出修正模型。從數(shù)據(jù)分析可知修正模型優(yōu)越于原始模型，其CMIN/ DF為2.301、且GFI、NFI均大于0.9表明修正模型更加反應(yīng)數(shù)據(jù)真實(shí)情況。運(yùn)用Amos17.0軟件進(jìn)行東北三省家庭農(nóng)場發(fā)展影響因素模型檢驗(yàn)分析得出政策支持、經(jīng)濟(jì)環(huán)境、社會服務(wù)環(huán)境、技術(shù)環(huán)境以及農(nóng)場主個人特質(zhì)對家庭農(nóng)場發(fā)展的影響路徑（圖2）；表3為政策支持、經(jīng)濟(jì)環(huán)境、社會服務(wù)環(huán)境、技術(shù)環(huán)境以及農(nóng)場主個人特質(zhì)等因素對東北地區(qū)家庭農(nóng)場發(fā)展修正模型的假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果。

根據(jù)結(jié)構(gòu)方程修正模型假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果可知，政策支持、經(jīng)濟(jì)環(huán)境、社會服務(wù)環(huán)境、技術(shù)環(huán)境以及農(nóng)場主個人特質(zhì)等因素對東北地區(qū)124戶家庭農(nóng)場發(fā)展的影響均不相同：

（1）政策支持對家庭農(nóng)場發(fā)展有直接影響，是影響家庭農(nóng)場發(fā)展最為關(guān)鍵的外部因素。從假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果可知，政策支持通過1%水平的顯著性檢驗(yàn)，且影響路徑系數(shù)為正，表明政策支持力度越大，越有利于家庭農(nóng)場發(fā)展效果提升，政策支持通過經(jīng)濟(jì)環(huán)境多元引導(dǎo)家庭農(nóng)場規(guī)模發(fā)展。其原因：我國的家庭農(nóng)場是在國家政策引帶下逐步進(jìn)入快速發(fā)展階段，中央及地方政策的有效利好、政府補(bǔ)貼的大力支持、政策實(shí)際落地以及農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)規(guī)?；鬓D(zhuǎn)為家庭農(nóng)場發(fā)展提供廣闊平臺。

（2）經(jīng)濟(jì)環(huán)境對家庭農(nóng)場發(fā)展有直接影響，是影響家庭農(nóng)場發(fā)展最具支撐力量的外部因素。從假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果分析來看，經(jīng)濟(jì)環(huán)境通過1%水平的顯著性檢驗(yàn)，且影響路徑的系數(shù)為正。表明經(jīng)濟(jì)環(huán)境越優(yōu)越，越有利于家庭農(nóng)場發(fā)展效果提升。其原因：家庭農(nóng)場作為市場經(jīng)濟(jì)中重要農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)及經(jīng)營單位，必然面臨外部市場環(huán)境不利沖擊，正規(guī)金融機(jī)構(gòu)資金支持、家庭農(nóng)場生產(chǎn)經(jīng)營風(fēng)險控制以及生產(chǎn)成本降低為其有效發(fā)展提供充足動力。

（3）社會服務(wù)環(huán)境對家庭農(nóng)場發(fā)展有間接（部分）影響，是影響家庭農(nóng)場優(yōu)化發(fā)展的重要外部因素。從假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果分析來看，社會服務(wù)環(huán)境并沒有通過1%水平的顯著性檢驗(yàn)，其間接（部分）影響主要受經(jīng)濟(jì)環(huán)境推動供給，且其路徑系數(shù)為正，表明社會服務(wù)環(huán)境越完善，家庭農(nóng)場發(fā)展的合理化程度越高。其原因：基層組織對家庭農(nóng)場高度關(guān)注、農(nóng)技人員對生產(chǎn)的有效引導(dǎo)以及完善的社區(qū)生活環(huán)境能使家庭農(nóng)場意識到自身發(fā)展的重要性，為家庭農(nóng)場發(fā)展提供后驅(qū)保障。

（4）技術(shù)環(huán)境對家庭農(nóng)場發(fā)展無影響。從假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果分析來看，技術(shù)環(huán)境沒有通過1%水平的顯著性檢驗(yàn)，其影響路徑的系數(shù)為正，表明技術(shù)環(huán)境對家庭農(nóng)場發(fā)展影響不顯著。其原因：通過實(shí)際調(diào)研了解到東北地區(qū)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展居于國內(nèi)領(lǐng)先地位，普通家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機(jī)械設(shè)施配備齊全，因此技術(shù)環(huán)境并沒有對家庭農(nóng)場發(fā)展產(chǎn)生特殊影響，但農(nóng)業(yè)院校科研院有效支撐、專業(yè)化農(nóng)機(jī)械設(shè)備為家庭農(nóng)場發(fā)展提供長期可能性。

（5）農(nóng)場主個人特質(zhì)對家庭農(nóng)場發(fā)展有直接影響，是影響家庭農(nóng)場發(fā)展最為重要的內(nèi)部核心因素。從假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果分析來看，農(nóng)場主個人特質(zhì)通過1%水平的顯著性檢驗(yàn)，且影響路徑的系數(shù)為正，表明農(nóng)場主個人特質(zhì)越優(yōu)越，越有利于家庭農(nóng)場發(fā)展效果提升。其原因：農(nóng)場主作為家庭農(nóng)場發(fā)展的核心領(lǐng)軍人物，掌握家庭農(nóng)場未來發(fā)展方向，擁有堅定的發(fā)展信念、堅忍不拔的工作態(tài)度、高水平的知識含量以及較強(qiáng)開拓進(jìn)取精神的農(nóng)場主更加符合農(nóng)村生產(chǎn)力快速發(fā)展的實(shí)際需求，為家庭農(nóng)場發(fā)展提供多元智力。

表3 東北地區(qū)家庭農(nóng)場發(fā)展影響因素假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

結(jié)構(gòu)方程測算結(jié)果此處省略，“***”表示0.01水平上顯著，虛線表示沒有通過顯著性檢驗(yàn)，實(shí)線為通過顯著性檢驗(yàn)圖2 農(nóng)村微型企業(yè)績效影響因素修正模型

4 結(jié)論與討論

本研究利用黑龍江、吉林、遼寧東北三省124戶家庭農(nóng)場實(shí)際調(diào)查數(shù)據(jù)分析家庭農(nóng)場發(fā)展的影響因素，通過理論分析建立家庭農(nóng)場發(fā)展影響因素的結(jié)構(gòu)方程模型，并對模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果表明：政策支持、經(jīng)濟(jì)環(huán)境、社會服務(wù)環(huán)境以及農(nóng)場主個人特質(zhì)均對東北地區(qū)家庭農(nóng)場發(fā)展有影響，其中政策支持、經(jīng)濟(jì)環(huán)境、農(nóng)場主個人特質(zhì)對東北地區(qū)家庭農(nóng)場發(fā)展有顯著的促進(jìn)作用，政策支持是家庭農(nóng)場發(fā)展關(guān)鍵因素、經(jīng)濟(jì)環(huán)境是重要支撐因素、農(nóng)場主個人特質(zhì)是內(nèi)部核心因素；社會服務(wù)環(huán)境受經(jīng)濟(jì)環(huán)境推動供給對家庭農(nóng)場發(fā)展有間接影響；技術(shù)環(huán)境對家庭農(nóng)場無影響，但農(nóng)業(yè)院?？蒲性河行е?、專業(yè)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機(jī)械設(shè)備為家庭農(nóng)場發(fā)展提供長期可能性。

基于以上分析結(jié)論，在促進(jìn)家庭農(nóng)場發(fā)展政策制定方面應(yīng)做到：一是加大國家及地區(qū)家庭農(nóng)場政策扶持力度，加快農(nóng)村土地規(guī)?；鬓D(zhuǎn)，保障家庭農(nóng)場優(yōu)惠政策的實(shí)際落地，促進(jìn)家庭農(nóng)場的規(guī)?；?、產(chǎn)業(yè)化發(fā)展；二是優(yōu)化家庭農(nóng)場發(fā)展的外部環(huán)境因素，提供多元化的金融服務(wù)支持，針對家庭農(nóng)場發(fā)展面臨的市場風(fēng)險給予有效識別，合理降低家庭農(nóng)場的生產(chǎn)成本，促進(jìn)家庭農(nóng)場的商業(yè)化發(fā)展；三是依托現(xiàn)有的家庭農(nóng)場社會化服務(wù)環(huán)境，完善所在地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，增強(qiáng)家庭農(nóng)場發(fā)展的地區(qū)凝聚力，促進(jìn)家庭農(nóng)場的理性發(fā)展。此外，新型家庭農(nóng)場主的職業(yè)化培養(yǎng)應(yīng)提上基層政府工作日程，在會管理、善經(jīng)營等個人特質(zhì)培養(yǎng)下大力氣。

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（責(zé)任編輯 鄒移光）

中圖分類號：F304.1

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1004-874X（2016）03-0186-07

收稿日期：2015-11-13

基金項(xiàng)目：國家社會科學(xué)基金一般項(xiàng)目（13BYJ105）

作者簡介：郭翔宇（1965-），男，博士，教授，E-mail：xushihang1988@163.com

Analysis on influence factors in the development of family farm —A research based on 124 households of family farms in Northeast China

GUO Xiang-yu，F(xiàn)ANG Mo-han
（College of Economics and Management，Northeast Agricultural University，Harbin 150030，China）

Abstract：As an important form of new agricultural micro management main body，the development of family farm is a guarantee for the modern agricultural growth. Based on the actual survey data of development of 124 households farms in Heilongjiang，Jilin，Liaoning Province，this paper established the structural equation model of influence factors of family farm development，identified the influence factors and degree of family farm development. Results showed that policy support，economic environment and individual quality of farmer directly influenced the family farm development and play key，core and support role in the family farm development；social service environment had a part influence on the family farm development，economic environment supply derivatives had indirect effects on the family farm development；science and technology environment had no significant influence on the family farm development. The difference requirement of influence factors asked to carry out targeted policy suppor，to promote the healthy，reasonable and optimized development of family farms.

Key words：family farm；reliability test；validity test；factor analysis；structural equation model