新型農業經營主體經營效益及其影響因素分析
——基于江蘇省蘇州市的調查

王志斌， 程培堽， 殷志揚

(蘇州農業職業技術學院，江蘇蘇州 215008)

隨著我國城鎮化和工業化水平的日益提高以及農村基本經營制度的變革，大量農村青壯年勞動力到城市工作和定居，鄉村日益空心化，農業經營后繼乏力，農民增收日益困難。在此背景下，新型農業經營主體日益成為我國農村發展農業生產、增加農民收入、壯大農村經濟的新生力量。國家也十分重視新型農業經營主體的發展，自2012年底中央農村工作會議正式提出培育和發展新型農業經營主體以來[1]，在歷年中央一號文件中都有關于鼓勵和發展新型農業經營主體的相關表述。如2013年明確提出要努力提高農戶集約經營水平，扶持聯戶經營、專業大戶、家庭農場，大力支持發展多種形式的新型農民合作組織；2014年明確提出要扶持發展新型農業經營主體，鼓勵發展專業合作、股份合作等多種形式的農民合作社；2015年明確提出要加快構建新型農業經營體系，積極發展多種形式適度規模經營，提高農民組織化程度；2016年明確提出要堅持以農戶家庭經營為基礎，支持新型農業經營主體和新型農業服務主體成為建設現代農業的骨干力量；2017年進一步提出要大力培育新型農業經營主體和服務主體。2017年5月31日中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發了《關于加快構建政策體系培育新型農業經營主體的意見》，對我國新型農業經營主體發展的總體要求、政策引導作用的發揮、政策支持體系的建設和政策落實機制的健全作出了詳細規定。另外，習近平總書記在2016年3月參加十二屆全國人大四次會議湖南代表團審議時明確指出，新形勢下，農業主要矛盾已經由總量不足轉變為結構性矛盾，主要表現為階段性的供過于求和供給不足并存。至此，推進農業供給側結構性改革被提上日程，并最終以2017年中央“一號”文件《關于深入推進農業供給側結構性改革加快培育農業農村發展新動能的若干意見》的形式予以明確。而推進農業供給側結構性改革的目標是要增加農民收入和保障有效供給，要讓農民和市民都能獲得實實在在的效益。如何實現這一目標，關鍵就在于調整農業產業結構，以市場為導向，充分發揮新型農業經營主體的示范、組織和服務功能，運用新科技、新技術帶領廣大農戶生產出符合當前市場需求的農產品。因此，在當前經濟新常態背景下，新型農業經營主體已經成為實現農業供給側結構性改革的重要主體，是通過產業融合進而帶動農民收入持續增長的“領頭雁”[2]。因此，很有必要探討新型農業經營主體經營效益的影響因素，這有助于明確新型農業經營主體發展的內生動力，為進一步提升其經營效益奠定堅實基礎，同時可以據此制定更加有效的扶持政策，充分發揮各類新型農業經營主體在推進農業供給側結構性改革過程中的作用。

1 文獻回顧

就現有文獻來看，專門針對新型農業經營主體經營效益的研究較少，大多數有關經營效益的研究都是穿插在新型農業經營主體發展現狀、存在問題和應對措施中。如黃祖輝等以浙江省332家新型農業經營主體為研究樣本，從經營規模、盈利能力、資金來源，銷售渠道、品牌建設等方面分析經營主體的發展現狀，其中盈利能力分析是對經營主體的人均農業凈收益進行簡單的統計分析。同時還對經營者的特征和差異進行分析，指出新型農業經營主體在資金、土地、政策和人才方面面臨發展約束，并提出相應的政策建議[3]。徐輝以湖北省200個家庭農場為研究樣本，從農戶基本情況、農場主基本情況、土地流轉、雇工、經營產業與收支等方面分析了發展現狀，其中收支情況分析結果顯示湖北省早期培育的家庭農場整體效益很好[4]。蔣和勝等在對成都平原新型農業經營體系發展研究中通過簡單描述統計分析發現，不同類型經營主體的經營業績差異較大[5]。鄭風田等以山東省496個新型農業經營主體為調查樣本，分類型分析經營主體的發展現狀，其中包括對成本收益的簡單描述統計分析[6]。可見，現有文獻對新型農業經營主體經營效益的研究都是通過簡單的描述統計來實現的，雖然也有學者得出不同類型經營主體經營效益存在差異的結論，但并沒有作進一步的統計檢驗，也沒有進一步分析經營效益的影響因素有哪些、影響程度如何。

但現有文獻對農民收入影響因素的研究較多，國外學者從實證角度出發認為，政府政策、人力資本、農業發展模式創新、自然與氣候條件、人口流動等是影響農民收入的關鍵因素，而國內學者以我國特有的社會經濟結構為背景，從土地制度、財政支農、人力資本、農村金融、城鎮化、農業科技進步等方面探尋影響我國農民收入增長的關鍵因素[7-8]。深入閱讀這些文獻可以發現很多文獻都是利用宏觀統計數據來進行實證分析，并沒有從微觀角度進行研究。本研究從微觀角度出發，以經營數據為分析對象，探討新型農業經營主體經營效益的現狀及影響因素。而新型農業經營主體的經營效益主要體現為經營收入的增長情況，因此可以借鑒農民收入影響因素的研究方法來分析新型農業經營主體經營效益的影響因素。

2 研究假設及模型設計

2.1 研究假設

參考農民收入影響因素研究成果，將影響新型農業經營主體經營效益的因素主要分為4類：經營者特征因素、經營投資因素、政府支持因素、科技投入因素。其中，經營者特征因素主要包括性別、年齡、務農時間和非農工作經歷等。一般認為，經營者務農時間越長，其農業管理經驗就越豐富，經營效益就越好，而非農工作經歷有助于經營者開拓管理視角、整合社會人際資源，進而有助于提高經營效益，因此提出假設1和假設2：假設1，經營者務農時間越長，經營效益越好；假設2，經營者的非農工作經歷有助于提高經營效益。

經營投資因素主要包括2個方面，分別是固定資產投資和注冊商標。一般認為，新型農業經營主體的固定資產投資規模越大，其機械化生產能力就越強，可以節約一定的勞動力成本，進而提高經營效益，而注冊商標有助于提高經營主體的社會知名度，增加品牌價值，為經營者帶來額外收益，也有助于提高經營效益，因此提出假設3和假設4：假設3，固定資產投資額越大，經營效益越好；假設4，注冊商標有助于提高經營效益。

政府支持因素主要包括政府補貼、信貸支持和農業保險。一般認為，政府支持力度越大，新型農業經營主體抵御價格風險和自然災害風險的能力就越強，進而有助于提高其經營效益，因此提出假設5：政府支持有助于提高經營效益。

科技投入因素主要包括農業新品種、新技術和新模式的應用。一般認為，新品種、新技術和新模式的采用有助于新型農業經營主體調整產業結構，節約成本，提高農產品附加值，進而提高其經營效益，因此提出假設6：科技投入有助于提高經營效益。

2.2 變量設計和模型構建

綜上假設，本研究變量設計見表1，其中因變量為單位面積農業凈收益，以農業凈收益除以土地面積表示。

根據以上變量，構建如下統計模型。其中：y表示因變量單位面積農業凈收益；x1～x12表示各自變量；ε表示殘差項。

y=a0+a1x1+a2x2+a3x3+a4x4+a5x5+a6x6+a7x7+a8x8+a9x9+a10x10+a11x11+a12x12+ε。

3 數據來源

江蘇省蘇州市于2014年被列為“國家發展改革委城鄉發展一體化綜合改革試點”地區，城鎮化水平較高，城鄉差距較小，其農村是我國發達地區農村的典型代表。早在20世紀八九十年代，隨著蘇州市鄉鎮企業的發展，不少農民進廠當工人就逐漸自發形成了很多種田專業大戶。進入21世紀后，蘇州市農村順應經濟環境的變化，大力推進包括社區股份合作社、土地股份合作社、農民專業合作社在內的“三大合作”改革，為蘇州市新型農業經營主體的發展奠定了堅實基礎。本研究選擇蘇州市下轄的農業經濟規模相對較大的吳江區、常熟市、張家港市的新型農業經營主體為調查對象，于2016年7—8月采用實地訪談和發放問卷的方式進行田野調查。共發放問卷402份(專業大戶150份，家庭農場112份，農民專業合作社140份)，共回收問卷320份(專業大戶107份，家庭農場91份，農民專業合作社122份)。該調查問卷中經營效益指標有2個，分別是農業總收入和總成本，其中農業總收入是指新型農業經營主體通過農業生產所獲得的收入，不包括提供服務的收入；農業總成本包括種子、化肥、農藥、農膜、機械作業、排灌、雇傭勞動力工資等，不包括折舊和提供服務的成本。由于部分問卷經營效益指標數據缺失，最終可用問卷為216份(專業大戶80份，家庭農場56份，農民專業合作社80份)。

表1 變量設計

4 經營效益現狀描述分析

4.1 收入成本分析

4.1.1 專業大戶 專業大戶農業總收入平均為42.13萬元，農業總成本平均為26.81萬元，農業凈收益平均為15.32萬元。就農業總收入來講，10%的專業大戶在10萬元以下，25%的專業大戶在10萬～20萬(不含)元，38.8%的專業大戶在20萬～50萬(不含)元，13.7%的專業大戶在50萬～100萬(不含)元，12.5% 的專業大戶在100萬元及以上。可見，專業大戶的農業總收入集中在50萬元以下，占比為73.8%。就農業凈收益來說，76.3%的專業大戶在20萬元以下。

4.1.2 家庭農場 家庭農場農業總收入平均為50.53萬元，農業總成本平均為35.24萬元，農業凈收益平均為15.29萬元。就農業總收入來講，5.4%的家庭農場在10萬元以下，16%的家庭農場在10萬～20萬(不含)元，41.1%的家庭農場在20萬～50萬(不含)元，26.8%的家庭農場在50萬～100萬(不含)元，10.7% 的家庭農場在100萬元及以上。可見，家庭農場的農業總收入也是集中在50萬元以下，占比為62.5%。就農業凈收益來講，78.6%的專業大戶的農業凈收益在20萬元以下。

4.1.3 農民專業合作社 農民專業合作社農業總收入平均為397.28萬元，農業總成本平均為280.1萬元，農業凈收益平均為117.18萬元。就農業總收入來講，17.5%的農民專業合作社在50萬元以下，16.3%的農民專業合作社在50萬～100萬元(不含)，26.2%的農民專業合作社在100萬～200萬元(不含)，15%的農民專業合作社在200萬～500萬元(不含)，25%的農民專業合作社在500萬元以上。可見，農民專業合作社的農業總收入集中在500萬元以下，占比為75%。就農業凈收益來講，72.5%的農民專業合作社農業凈收益在100萬元以下。

可見，專業大戶與家庭農場的平均農業總收入、總成本、凈收益相差較小，但農民專業合作社由于規模普遍較大，所以其平均農業總收入、總成本、凈收益要大于專業大戶和家庭農場。

4.2 單位面積收益分析

4.2.1 專業大戶 專業大戶單位面積農業總收入平均為 4.5萬元/hm2，單位面積農業凈收益平均為1.89萬元/hm2。就單位面積農業總收入來講，86.3%的專業大戶在 6萬元/hm2以下。就單位面積農業凈收益來講，85%的專業大戶在3萬元/hm2以下。

4.2.2 家庭農場 家庭農場單位面積農業總收入平均為 5.84萬元/hm2，單位面積農業凈收益平均為1.94萬元/hm2。就單位面積農業總收入來講，75%的家庭農場在6萬元/hm2以下。就單位面積農業凈收益來講，91.1%的家庭農場在 3萬元/hm2以下。

4.2.3 農民專業合作社 農民專業合作社單位面積農業總收入平均為10.49萬元/hm2，單位面積農業凈收益平均為 2.7萬元/hm2。就單位面積農業總收入來講，71.3%的農民專業合作社在6萬元/hm2以下。就單位面積農業凈收益來講，78.8%的農民專業合作社在3萬元/hm2以下。

可見，農民專業合作社單位面積農業總收入最高，其次是家庭農場，再次是專業大戶，而就單位面積農業凈收益而言，也是農民專業合作社最大，家庭農場與專業大戶的差別較小。

5 不同類型經營主體經營效益差異分析

本研究采用分析軟件SPSS19.0(下同)對不同類型經營主體的經營效益指標進行單因素方差分析，結果表明，在95%的置信水平下，3類經營主體的農業總收入、農業總成本、農業凈收益、單位面積農業總收入平均值在總體上存在顯著差異，單位面積農業凈收益平均值不存在顯著差異性(表2)。同時，3類經營主體經營效益指標均不具有方差齊性。為進一步驗證3類經營主體之間的兩兩差異，對經營效益指標采用Tamhane’sT2檢驗法進行后續檢驗發現，在95%置信水平下，就農業總收入、農業總成本、農業凈收益3個指標的平均值來說，專業大戶與農民專業合作社、家庭農場與農民專業合作社之間存在顯著差異，而專業大戶與家庭農場之間不存在顯著差異，原因在于農業專業合作社的土地面積普遍大于專業大戶和家庭農場，如調查樣本中農民專業合作社的平均土地面積為72.08hm2，而專業大戶與家庭農場的平均土地面積分別僅為12.6、12.9hm2。就單位面積農業總收入平均值來說，只有專業大戶與農民專業合作社之間存在顯著差異，其他組合都不存在顯著差異。就單位面積農業凈收益來說，兩兩比較都不存在顯著差異。本研究還采用Dunnett’sT3和Games-Howell檢驗法對其進行檢驗，發現結果一致(表2)。

表2 3類經營主體經營效益指標單因素方差分析

注：多重比較檢驗欄中1、2、3分別指專業大戶、家庭農場、農民專業合作社。*、**、***分別表示在0.05、0.01、0.001水平上差異顯著。

6 經營效益影響因素描述性分析

根據樣本調查數據分析發現，經營者中男性占比為 82.9%，女性占比為17.1%；40周歲(含)以上的經營者占比為77.8%，40周歲以下的經營者占比為22.2%；經營者中務農時間在10年(含)以上和10年以下的占比各為50%；經營者中有非農工作經歷的占比為71.3%，沒有非農工作經歷的占比為28.7%。可見，新型農業經營主體經營者男性占多數，年齡偏大，且大多有非農工作經歷。

被調查樣本的固定資產投資平均值為22.88萬元，且70.8%的經營主體的固定資產投資額在22萬元以下，25.9%的經營主體注冊有自己的商標，25%的經營主體獲得過金融信貸支持，35.6%的經營主體獲得過政府補貼，77.3%的經營主體參加了農業保險，77.8%的經營主體近3年采用過新品種，67.1%的經營主體近3年采用過新技術，63%的經營主體近3年采用過新模式。

7 回歸結果與分析

7.1 總樣本回歸分析

本研究對總樣本進行一般線性回歸分析時為了消除復共線性問題，分別對影響因素進行強行進入和逐步回歸分析，以期找到最能解釋新型農業經營主體經營效益的因素。回歸分析結果見表3、表4。

表3 總樣本回歸模型的整體檢驗結果分析

注：*、**分別表示P<0.1、P<0.01。

表4 總樣本回歸系數與復共線性分析

注：*、**、***分別表示在0.1、0.01、0.001顯著。表5、表6同。

由表3可知，不論是強行進入還是逐步回歸分析，整體回歸模型的F值都達到顯著。因強行進入法有12個變量，所以其R與R2都較逐步回歸法高，但調整自變量各數值的影響后，由調整后的R2與F值可知，因12個變量間有復共線性存在，所以去除復共線性的影響，逐步回歸法的回歸模型比強制進入法的回歸模型更具有解釋力。

由表4可知，強行進入法中，變量x6(注冊商標)和x9(農業保險)的t值達顯著水平。而變量x10(新產品)、x11(新技術)、x12(新模式)的容忍度較小，可以判斷變量之間存在相關性。通過查看這些變量的特征值和條件指數也可以發現存在復共線性問題。由標準化的回歸系數可知，變量x6(注冊商標)對經營效益有顯著正向影響，即注冊商標有助于提高經營效益，這驗證了假設4，而變量x9(農業保險)對經營效益有顯著負向影響，即參加農業保險不利于提高經營效益，這與本研究的假設相反，其原因可能在于投保農業保險后經營者存在道德風險問題，具體影響路徑有待進一步探討。由表4還可知，逐步回歸法中，進入模型的自變量只有x9(農業保險)，且在0.01的顯著性水平上顯著負相關，其他變量都排除在回歸模型之外。

因此對于總樣本而言整體模型通過了實證檢驗，但只有假設4得到驗證，其他幾個假設都沒有得到驗證，且得出農業保險對經營效益具有顯著負向影響的結論。在目前的經濟環境下，蘇州市新型農業經營主體經營者特征、固定資產投資、信貸支持、政府補貼、科技投入等因素對經營效益的影響不顯著。

7.2 分類型樣本回歸分析

7.2.1 自變量強行進入回歸分析 本研究將總樣本分成專業大戶、家庭農場、農民專業合作社3類，分別對上述模型進行回歸分析(表5)。可見對于專業大戶和家庭農場樣本而言，整體回歸模型的F值是顯著的，而農業專業合作社樣本整體回歸模型的F值不顯著。就自變量而言，專業大戶樣本中變量x6(注冊商標)對經營效益有顯著正向影響，這也驗證了假設4；變量x9(農業保險)對經營效益有顯著負向影響，與總樣本回歸結果一致。家庭農場樣本中變量x3(務農時間)對經營效益有顯著負向影響，這與預期結果相反；變量x6(注冊商標)對經營效益有顯著正向影響，與總樣本回歸結果一致；變量x9(農業保險)對經營效益有顯著負向影響，這與總樣本回歸結果一致；變量x10(新品種)對經營效益有顯著正向影響，這驗證了假設6，但變量x11(新技術)對經營效益有顯著負向影響，與預期結果相反，原因有待進一步探討。

7.2.2 自變量逐步回歸分析 由表6可知，專業大戶樣本進入模型的變量是x6(注冊商標)和x9(農業保險)，且x6(注冊商標)對經營效益有顯著正向影響，x9(農業保險)對經營效益有顯著負向影響；家庭農場樣本進入模型的變量是x3(務農時間)，且對經營效益有顯著負向影響；農民專業合作社樣本進入模型的變量是x8(政府補貼)，且對經營效益有顯著負向影響。

8 穩健性檢驗

本研究將農業總收入指標作為被解釋變量，對上述模型進行總樣本和分類型樣本的回歸分析發現，總樣本、專業大戶樣本、家庭農場樣本整體回歸模型的F值是顯著的，而農民專業合作社樣本整體回歸模型的F值不顯著，限于篇幅原因，具體分析表格不再列出。

9 結論與建議

9.1 主要結論

本研究對蘇州市216家新型農業經營主體的經營效益指標進行統計分析發現，現階段蘇州市專業大戶的平均農業總收入約為40萬元，家庭農場的平均農業總收入約為50萬元，農民專業合作社的平均農業總收入約為400萬元。專業大戶與家庭農場的平均單位面積農業凈收益約為1.9萬元/hm2，農民專業合作社平均單位面積農業凈收益為2.7萬元/hm2。農民專業合作社的農業總收入、總成本、凈收益平均值顯著大于專業大戶和家庭農場，而專業大戶與家庭農場之間這3個指標的平均值不存在顯著差異，原因在于農民專業合作社的經營規模普遍大于專業大戶和家庭農場，具有規模效應，而專業大戶一般與家庭農場的規模相當。值得注意的是，農民專業合作社的單位面積農業凈收益平均值顯著大于專業大戶，說明農民專業合作社的增收效應強于專業大戶，而其他經營主體之間單位面積農業凈收益平均值不存在顯著差異。

表5 分類型自變量強行進入回歸分析

表6 分類型自變量逐步回歸分析

模型回歸結果顯示，就總樣本而言，整體回歸模型的F值是顯著的，即通過整體F檢驗，就單個影響因素而言，注冊商標對經營效益有顯著正向影響，而農業保險對經營效益有顯著負向影響。在逐步回歸分析中進入模型的影響因素只有農業保險，且對經營效益有顯著負向影響，而其他因素的影響不顯著。對于農民專業合作社而言，經營效益的主要影響因素是注冊商標和農業保險，且注冊商標有正向影響，農業保險有負向影響；對于家庭農場而言，經營效益的主要影響因素是經營者務農時間，且是負向影響；對于農民專業合作社而言，經營效益的主要影響因素是政府補貼，且是負向影響。

9.2 政策建議

新型農業經營主體已經成為我國現代農村的主要市場主體，其在解決誰來種地、增加農民收入、保障糧食安全等方面具有不可替代的作用。針對上述對蘇州市新型農業經營主體經營效益現狀和影響因素的結論提出如下幾點政策建議：第一，進一步擴大專業大戶和家庭農場的土地面積。現階段蘇州市的專業大戶和家庭農場的土地面積普遍較小，導致其農業總收入上不來，不能充分發揮規模效應。另根據劉守英對上海市松江區家庭農場的調查，如果家庭農場規模提至 23.345hm2，即便沒有補貼，農民也會有一份體面的收入[9]。第二，進一步鼓勵新型農業經營主體申請注冊商標或進行產品質量認證。新型農業經營主體只有走品牌化道路才可以不斷提升農產品的品牌價值，重點做好農產品地理標志認定，保障農民收入穩定。第三，進一步創新金融信貸支持政策。新型農業經營主體由于缺乏可抵押的資產，一般很難獲得銀行等金融機構的信貸支持。因此，政府應支持銀行增加涉農貸款業務量，采取有效措施促進商業銀行重視農村信貸業務的開展，特別是中國農業銀行、農村商業銀行、農村信用合作社要把業務重點放在農村農業上。鼓勵銀行創新涉農信貸產品，如開發農地、林地使用權抵押貸款、宅基地使用權抵押貸款、生物資產抵押貸款、合作社聯保貸款、農業擔保公司擔保貸款、農業供應鏈貸款等信貸產品，從而滿足新型農業經營主體的貸款需求。第四，進一步完善農業補貼政策。農業補貼政策事關新型農業經營主體的可持續性和可推廣性。補貼標準、補貼對象、補貼發放方式的不同會影響經營者的生產積極性。農業補貼是現代農業生產必不可少的一項支持政策，但補貼不是新型農業經營主體的主要收入來源。在補貼對象上可以適當細化，如可以設置養地輪作補貼、優質品種補貼、新技術補貼等，發放方式可以采取“以獎代補”的形式，使得農業補貼更具針對性，充分發揮其政策激勵作用。第五，進一步優化農業科技推廣服務。現有的農業新品種、新技術、新模式很多，關鍵是如何真正有效地推廣到農業生產一線，給農民帶來實惠。這就有賴于農業科技推廣服務，該服務可以由政府主導，也可以由農業科研院所或農業企業主導，通過各種途徑將新品種、新技術、新模式推廣出去，應該把農民利益放在首要位置，要切實保障農民收益不受損失。