欠發達地區農戶市場行為影響因素及效應分析
——基于甘肅省1749個樣本的調查

張永麗 ，楊紅 ，張 佩

（1.西北師范大學 精準扶貧與區域發展研究中心，甘肅 蘭州 730070；2.西北師范大學 商學院，甘肅 蘭州 730070）

一、引言

市場經濟與中國農村所取得的每一個進步息息相關，市場化激發了農民增收、農業發展和農村社會經濟乃至整個社會經濟的增長（蔡立雄等，2008；朱舜，2014）。在鄉村振興戰略與精準扶貧戰略實施的關鍵時期，尊重市場規律、按照市場邏輯配置資源是引導農戶脫貧致富的有效手段。隨著中國農村市場化改革的持續深化，農戶依靠市場配置資源以獲取最大利益的行為不斷推動著農村市場化、專業化程度的提高及分工的深化。但是，由于我國區域發展差距比較大，西部欠發達地區農村市場化水平相對較低，農戶整體處于半市場化狀態，農戶市場參與行為及其效應表現出很強的異質性。

關于農戶市場行為的研究與探索，國內外學者已經積累了大量的成果。由于國外農戶以家庭式農場經營為主，市場化、專業化及規模化程度普遍較高，因此，國外研究主要依托于理論模型的構建。Backer（1965）提出了新農戶經濟行為模型，利用數學方法得出農戶可以把生產決策同消費決策分開的結論；在此基礎上，Barnum＆Squire（1979）和Low（1986）都將“時間”因素和勞動力市場考慮到農戶行為模型中，并成為農戶市場行為分析的有力工具；后續大量研究結合比較靜態分析和一般均衡分析，將企業理論、生產理論和消費理論等理論融入到農戶經濟學中。

中國農村正處于市場化改革的進程中，非農產業發展、剩余勞動力流動、現代農業發展等全方位的社會經濟結構轉型正在如火如荼地開展，在此背景下，國內研究呈現出典型的中國化特色。總括這些研究，主要集中于三個方面。一是關于農戶生產要素配置行為的研究。在勞動力資源配置方面，農戶家庭勞動力資源配置的方式主要包括：專職農業生產、專職外出務工、專職個體生產經營和兼業等（張永麗，2009），且大量研究表明農戶家庭勞動力市場參與和城鎮化及農業產業化、機械化具有雙向影響（呂煒等，2015；周振等，2016；晏小敏等，2016）；在土地資源配置方面，農村土地流轉有利于保障農民利益，促進農民增收（李俊高等，2016；詹王鎮，2016），推動農業產業化、規模化（黃鶴群，2015），進而提高農村市場經濟發展（冒佩華等，2015；宋宜農，2017）；在農戶融資行為方面，許多研究發現農戶參與資本市場能夠促進收入增長、縮小收入差距，從而推動區域經濟均衡發展（李雅寧等，2015；馮海紅，2016）；在技術采納行為方面，學者們一致認為農業科學技術的應用是實現農戶增收、農業增效的重要途徑（黃俊，2006；周波等，2011；劉玉春等，2016；楊義武等，2016）。二是關于農產品銷售行為的研究。齊文娥等（2009）和烏云花等（2009）結合不同的農村社會調查資料，發現農戶仍然選擇小商販或批發商等上門收購的傳統渠道來出售農產品。在此，交易成本對農產品銷售行為的影響近年來備受學者青睞，屈小博等（2007）和黃祖輝等（2008）將交易成本分成三類：信息成本、談判成本和執行成本，侯建昀等（2014）進一步指出農戶通過比較需要付出的交易成本和心理預期的大小，選擇自給自足還是參與市場。三是關于專業化經濟組織參與行為的研究，學界一致認為參與專業化經濟組織是農戶降低交易成本，增加收入的有效途徑。張永麗（2005）認為農業經濟組織能夠降低市場交易成本的原因在于臨時性且規模小的傳統市場交易方式被一系列或強或弱的長期契約關系所取代，而農產品交易規模越大，交易成本被農業經濟組織降低的成效越明顯（徐旭初，2005）。溫濤等（2015）提出農業經濟組織通過促進農業勞動分工來推進農業專業化，最終達到農業增效、農民增產的目標。

已有文獻中，農戶在生產、交換、分配和消費環節中的市場行為一直受到學者們的廣泛關注，但由于農戶市場行為作為一種復雜的社會經濟現象，涉及層面廣，數據可獲性差，鮮有學者對其進行系統的梳理與歸納。張永麗等（2018）將農戶市場行為概括為農業領域市場參與和非農領域市場參與。但欠發達地區農村市場化水平整體不高，農業專業化、規模化程度低，因而農戶市場參與程度較低。就農戶參與市場而言，在農業領域，涉及勞動、資本、土地和技術等要素的市場配置，及農產品銷售；在非農領域，由于欠發達地區有限的資本、貧瘠的土地和落后的非農產業，非農就業成為農戶參與非農領域市場的主要方式。

鑒于此，本文將農戶市場行為界定為：以市場為導向來實現利潤最大化的農戶，在既定的環境和資源約束下從事的市場參與行為，并將其劃分為：農業為主的市場參與、非農為主的市場參與、兼業為主的市場參與和自給自足等。其中，農業為主的市場參與指農戶從生產到消費環節主要參與農業領域市場，而未涉足非農領域市場，即家庭勞動力沒有從事非農就業；非農為主的市場參與指農戶依賴于非農就業，所從事的農業生產僅用于自我消費；兼業為主的市場參與指農戶從生產到消費環節既參與農業領域市場參與，又參與非農領域市場；自給自足指農戶通過農業生產來滿足自我消費。利用甘肅省農村社會調查資料，本文擬從農戶行為理論切入，先探討影響農戶選擇不同市場行為的因素；然后，檢驗不同市場行為選擇造成的后果。

二、數據、模型與變量

（一）數據來源

本文使用的數據來源于西北師范大學精準扶貧與區域發展研究中心于2016年對甘肅省8個市區的14個建檔立卡村進行的農村社會調查，其中調查問卷涉及的主要內容包括村莊市場條件、村莊交易環境、農戶家庭人口信息、農戶要素配置情況、農戶收支狀況和農戶農業生產經營、非農就業、非農經營等內容。

此次農村調研以甘肅省六盤山片區和秦巴山片區為主，包括了蘭州市、白銀市、定西市、天水市、平涼市、慶陽市、臨夏州、隴南市等8個市區的14個建檔立卡貧困村，調查村莊絕大多數處于黃土高原干旱半干旱山區，自然條件差，基礎設施薄弱，市場發展滯后。調查采用入戶訪談和問卷調查的方式，共收集問卷1749份，即樣本農戶為1749戶，共計8319人。

（二）模型設定

產業組織理論在具體的研究中，通常依據“理性人”假設，從市場集中度、 產品差異化程度和市場進入與退出壁壘等方面分析市場結構及市場行為，進而根據利潤最大化、效用最大化來評價市場績效。本研究借鑒產業組織理論“結構—行為—績效”分析框架，分析農村市場結構特征、農戶市場行為及行為績效。

就欠發達地區農戶而言，非農產業發展相對滯后，自給自足以及半自給自足的生產生活方式，決定了農村的原子發散型市場和買方市場為主的市場結構。本文擬探究農戶市場行為的影響因素及其效應，具體為：先探討農戶市場行為的影響因素；再對農戶市場行為的效應進行分析。結合上文對農戶市場行為的界定及樣本農戶市場行為的特征，本文將樣本農戶分為：農業為主參與市場的農戶、兼業為主參與市場的農戶、非農為主參與市場的農戶和自給自足的農戶等四類。在分析農戶市場行為效應時，即分析農戶市場行為如何影響農戶家庭收入、家庭支出及家庭福利時，通常存在內生性問題。由于不可觀測因素（如農戶自身能力、動機等）可能會影響農戶市場行為，進而影響農戶市場行為效應的分析，因此用傳統的OLS模型會使不可觀測因素介入到農戶市場行為的影響因素中，從而產生有偏誤的估計。

針對上述問題，為獲取一致性估計，最常用的方法是Heckman兩階段模型（1978）。理論上，Heckman兩階段模型第一步中的二項選擇能夠被拓展到多項選擇中，但實際上，對處理多項選擇中的內生性問題的研究較少。因此，本研究借鑒Mengwen Wu等（2013）的方法，構建了一個擴展的Heckman兩階段模型。

在第一階段，研究農戶市場行為的影響因素，即農戶選擇不同市場行為的概率大小。選擇的模型為多元Logit回歸模型，農戶選擇第j種市場行為的概率可以用下式表示：

在上面的公式中，i表示第i個農戶，j表示農戶市場行為的類型，n表示樣本總量，xi代表影響農戶市場行為的各個控制變量。

在第二階段，首先，依據第一階段的回歸模型，計算出逆米爾斯比率（Inverse Mills Ratios），然后把逆米爾斯比率（IMR）引入到第二階段的回歸模型中，用于檢測農戶市場行為的效應，其中逆米爾斯比率（IMR）表示影響農戶市場行為選擇的不可觀測因素。

第二階段的回歸模型是多元線性回歸模型，模型表達式如下：

（三）變量選取及說明

在指標的選取方面，根據既有研究成果，結合樣本農戶的實際狀況，本文設置了各種可能對農戶市場行為產生影響的變量。

對解釋變量的分類，有學者根據影響因素的效應從經濟效應與社會效應進行劃分，分為經濟因素與社會因素；也有學者根據各個影響因素的特質，分為戶主個人特征、家庭因素和其他因素等三個層面。在此，本文采用后者。

從統計數據（表1）來看，樣本戶主特征為：以男性為主，戶主平均年齡是48.71歲，已婚比例較高，平均受教育年限是5.88年，健康狀況較好。樣本家庭特征為：家庭平均總人口是4.76人，家庭人口年齡中位數的平均值是36.71，家庭0至14歲人口平均占比15.02%，家庭65歲以上人口平均占比11.47%，家庭學生人口平均占比22.30%，家庭男性人口平均占比55.53%，家庭患病人數平均占比20.33%，家庭勞動力平均受教育年限是6.61年，大部分勞動力具備小學以上文化水平，此外，家庭平均人均耕地面積2.62畝，加入農業組織機構（如：農業合作社或農民協會）的農戶占樣本總量43.85%，低保戶占26.93%；樣本其他特征為：21.10%的農戶有親朋好友在城里工作，家庭年信息費用支出為921.82元，家庭到最近集市距離平均為8.02公里。

表1 變量的描述性統計分析

三、實證結果分析

（一）農戶市場行為影響因素

利用統計軟件stata14.0，對所調查的1749家農戶市場行為進行了多元邏輯回歸分析。經檢驗，涉及的各變量間無高度相關性，且不存在多重共線性。另外，將自給自足的農戶作為對照組，這樣可以得到3個Logit模型：

1.戶主個人特征。①戶主性別是影響農戶市場行為選擇的顯著變量，其在三個回歸模型中的系數分別為-1.477、-1.624和-1.055，表明欠發達地區戶主是男性的農戶參與市場的概率更大。②戶主年齡是影響農戶選擇兼業為主市場參與的顯著因素，但不是影響農戶選擇農業為主市場參與和非農為主市場參與的顯著因素。原因可能是樣本中戶主平均年齡偏大，因而對非農領域的新事物、知識和技術等的接受能力弱，又不愿意放棄長期從事、且已適應并熟練掌握的農業生產技能。③三個模型中的戶主婚否、戶主受教育年限和戶主健康狀況，統計上都不顯著，表明其并非影響農戶市場行為的主要因素。

2.家庭因素。①家庭總人口是影響農戶市場行為的顯著性變量，原因可能在于：其一，農戶家庭總人口越多，家庭勞動力數量往往越大，故其參與生產活動的渠道與方式也越多樣化；其二，家庭總人口數量越大，家庭負擔往往越重，這激勵了農戶選擇效率較高的市場參與方式來發揮自身比較優勢。②家庭人口年齡中位數和家庭0-14歲人口占比均為通過顯著性檢驗，但其系數特征表明家庭老齡人口、兒童人口越多，農戶選擇以農業為主參與市場的可能性越大。③家庭65歲以上人口占比是影響農戶市場行為的顯著變量，且回歸系數在三個模型中皆為負值，表明家庭65歲以上人口越多，農戶越容易選擇自給自足，這與我國農村老年人口“退而不休”的社會現實相符。④家庭學生人口占比是影響農戶選擇非農為主市場參與和兼業為主市場參與的顯著因素，但不是影響農戶以農業為主參與市場的顯著因素。原因可能是：在欠發達地區，農戶家中的學生大多都在本村或離家較近的鎮上接受學前、小學和初中教育，而農業生產活動的靈活性正好能夠滿足農戶對這些學生的看管與監護。⑤ 家庭男性人口占比對農戶市場行為的影響不顯著。但回歸系數特征在一定程度上表明，家庭男性人口越多，農戶參與非農領域市場的可能性越大。原因可能是：其一，受“男主外，女主內”的傳統觀念影響，農村女性往往承擔著照顧孩子和老人的主要責任；其二，有些農戶依舊持有“重男輕女”的落后思想，這在一定程度上表現為農村男性受教育程度高于女性，所以農村男性參與市場的門檻相對較低。⑥家庭患病人數占比是影響農戶選擇非農為主市場參與的顯著因素，原因可能在于患病人口通常需要被照顧而牽制其他勞動力的生產活動，同時，非農領域市場參與在時間和空間上要求較嚴格。⑦家庭勞動力平均受教育年限是影響農戶選擇兼業為主市場參與和非農為主市場參與的顯著因素。這可能是因為非農生產活動往往需要較高水平的專業知識和技能，而農戶家庭勞動力受教育水平的提高能夠幫助其越過參與非農領域市場的門檻。⑧人均耕地面積是影響農戶市場行為的顯著性變量，這是因為土地在農業生產資料中的地位是至高無上的，它是一切農業生產活動得以施展的核心對象。農戶家庭耕地面積不僅是農戶從事農業生產的基礎，而且是影響農戶農業為主市場參與的重要影響因素。⑨是否加入農業組織機構對農戶市場行為作用不明顯，其原因可能是：在欠發達地區，農業組織機構不健全，沒有與農戶形成利益共同體，無法發揮對應的功能，所以很難改善農業經營主體小且弱的狀況。⑩是否為低保戶對農戶選擇兼業為主市場參與影響顯著，可能的原因是這類農戶通常自我發展能力較差，生產能力弱，通常需要政府、社會或企業等組織的幫扶來參與市場。

3.其他因素。①有無親朋好友在城里工作不是農戶市場行為的顯著影響因素。理論上，城里工作的親朋好友對農戶了解、理解并處理一定市場信息具有幫助作用，進而促進農戶市場參與。原因可能是欠發達地區農戶并沒有充分挖掘、利用這一有利條件。②家庭年度信息費用支出是影響農戶市場行為的顯著性變量，這可能是因為農戶家庭電話費、網費和流量費等信息費用支出，既可以協助農戶獲取一定的市場信息，也能夠幫助農戶習得參與市場所欠缺的知識和技能，進而提高農戶的市場參與程度。③距離最近集市路程是農戶從事兼業為主市場參與的顯著影響因素。一方面，距離最近集市路程越遠，信息越閉塞，從而對市場信息的獲取難度越大；另一面，距離最近集市路程越遠，農戶參與集市交易所需支付的交通費用、時間成本和精力耗費等交易成本越大，因此，農戶距離最近集市路程越大，農戶參與市場的可能性越小。

綜上可知，在戶主個人特征分析結果中，戶主的性別、年齡對農戶市場行為的影響是非常顯著的，即戶主為男性，則會更加傾向于門檻較低的兼業，其次為農業、非農的市場參與。在對家庭特征分析中，家庭總人口、65歲以上人口占比、學生人口占比、患病人數占比、勞動力平均受教育年限、人均耕地面積、是否為低保戶對農戶市場行為的影響也是非常顯著的，即為家庭人口數越多，學生占比越高、家庭勞動力平均受教育年限越高的農戶家庭，越容易選擇兼業等非農生產活動，而不是農業生產活動。但是家庭65歲以上人口占比、患病人數占比、人均耕地面積這些因素的值越高以及農戶為低保戶的這些家庭越容易選擇農業為主等自給自足的市場參與活動。在對其他因素的特征變量的檢驗過程中，發現家庭年度信息費用支出越高對三種市場行為選擇影響都是顯著的，距離集市越近的農戶會更容易選擇兼業為主的市場活動。模型估計結果見表2。

表2 農戶市場行為的多元邏輯回歸模型

注：（1）*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著；（2）括號中為標準誤。

（二）農戶市場行為效應分析

1.農戶市場行為的收入效應

利用上文探討農戶市場行為影響因素過程中建立的多元Logit模型，計算出逆米爾斯比率（Inverse Mills Ratios)來估計影響農戶市場行為的不可觀測因素，并將其與農戶市場行為作為解釋變量代入農戶市場行為收入效應模型中。其他解釋變量與上文探討農戶市場行為影響因素過程中的解釋變量一致，被解釋變量采用農戶家庭人均純收入的對數值。

（1）農戶市場行為變量。實證結果顯示，自給自足、農業為主市場參與和非農為主市場參與對農戶收入的影響均通過了1%的顯著性檢驗。從回歸系數分別為-1.390、-0.378和0.399可以看出，非農為主市場參與對農戶收入具有積極影響；而農業為主市場參與和自給自足對農戶收入具有負向作用。另外，兼業為主市場參與對農戶收入作用不明顯。原因可能在于：一方面，樣本農戶所在區域自然條件差，土地邊際生產率低；另一方面，農戶市場參與意識薄弱、能力不足，以及交通、通訊和信息等基礎設施建設不到位。從而導致市場交易條件落后、農業生產經營效率較低。

（2）戶主個人特征變量。其中，戶主性別在四個模型中均未通過10%的顯著性檢驗，而戶主年齡、戶主婚姻狀況、戶主受教育年限和戶主健康狀況等多數通過了顯著性檢驗。表明戶主閱歷、人力資本積累和是否結婚對家庭收入作用明顯，也反映出戶主對農戶家庭的重要性。

（3）家庭因素變量。家庭總人口變量在模型1、模型3和模型4中均顯著，且系數為負，表明農戶家庭總人口越多，越不利于農戶增收，這主要是因為家庭總人口越多的農戶，其撫養和贍養負擔往往較重；家庭人口年齡中位數對農戶收入影響不顯著，表明家庭人口年齡集中趨勢與農戶收入關系不大；家庭0-14歲人口占比和家庭65歲以上人口占比對農戶家庭收入作用不強，但系數的符號表明農戶家庭0-14歲人口對家庭收入有抑制作用，而家庭65歲以上人口對家庭收入有一定的正向影響，這主要是因為農戶家庭0-14歲人口不僅沒有收入能力，而且需要被照顧而牽制其他勞動力的工作；而農村65歲以上人口“退而不休”；家庭學生人口占比在四個模型中均通過了1%的顯著性檢驗，且系數為負值，說明農戶家庭學生人口對家庭收入增收的抑制作用明顯；家庭男性人口占比在模型1和模型2中通過了顯著性檢驗，這說明農戶家庭男性對農戶從事農業生產作用比較大；家庭患病人口占比是影響農戶收入的顯著性因素，其系數為負，表明農戶家庭患病人口越多，農戶增收的難度越大；家庭勞動力平均受教育年限在四個模型中均通過了1%的顯著性檢驗，且系數為正，說明農戶家庭勞動力受教育程度是影響農戶增收的關鍵因素。在家庭其他因素中，農戶家庭人均耕地面積在模型2、模型3和模型4中都通過了顯著性檢驗，但對應系數特征說明農戶家庭人均耕地面積對農戶收入的正向作用不明顯，這主要是因為樣本農戶所在地區多數屬于山大溝深、自然條件較差的黃土高原地區，不利于農戶種植高價值農產品，且土地生產率低下；而農戶是否加入農業組織機構和是否為低保戶對農戶收入影響均不顯著。

（4）其他因素變量。農戶家庭是否有親朋好友在城里工作對農戶收入作用不明顯；而農戶家庭年度信息費用支出和距離最近集市路程是農戶收入的顯著影響因素，皆通過了1%的顯著性檢驗，根據其系數符號可以看出，農戶家庭信息費用支出對農戶家庭增收有積極的作用，而距離最近集市路程越遠，越不利于農戶家庭收入增長。

（5）逆米爾斯比率。在模型2、模型3和模型4中均通過了1%的顯著性檢驗，且系數為正，表明影響農戶選擇農業為主市場參與、兼業為主市場參與和非農為主市場參與之外的不可觀測因素對農戶收入有較強的正向作用。

綜上可知，農戶的市場行為變量、戶主個人特征變量中的年齡、婚姻狀況、受教育年限和健康狀況，家庭因素變量中的65歲以上人口數、男性人口占比、勞動力受教育程度，再加上其他因素變量中的農戶家庭信息費用支出、距集市近等都對農戶增收有積極的作用，通過逆米爾斯比率發現對農戶市場行為選擇有顯著影響的不可觀測因素對農戶收入也有正向影響。回歸具體結果見表3。

表3 農戶市場行為收入效應回歸結果

注：（1）*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著；（2）括號中為標準誤。

2.農戶市場行為的支出效應

本部分的被解釋變量采用農戶家庭人均消費支出的對數值，而解釋變量與上文農戶市場行為收入效應模型中的解釋變量一致。

（1）農戶市場行為變量。根據表4所示的回歸結果，自給自足和非農為主市場參與是農戶家庭消費支出的顯著性影響因素，分別通過了1%和5%的顯著性檢驗，而農業為主市場參與和兼業為主市場參與對農戶家庭消費支出作用不明顯。原因可能是：從事農業生產活動的農戶自給自足程度較高，在衣食住行等基本生活需求方面開銷不大，而選擇以兼業為主參與市場的農戶，由于農業生產環節的繁瑣和遠距離務工的不確定性，往往選擇在離家較近的鄉鎮從事非農活動，故其花銷也相對較小。

（2）戶主個人特征變量。實證結果顯示，除了戶主婚否是農戶家庭消費支出的顯著性影響因素外，戶主性別、戶主年齡、戶主受教育年限和戶主健康狀況等均對農戶家庭消費支出影響不大。這可能是因為戶主已婚的農戶家庭結構更完整，日常生活需求的層面較多，故其日常生活開支也較大。

（3）家庭因素變量。家庭總人口對農戶家庭消費支出具有顯著影響，其在四個模型中均通過了1%的顯著性檢驗，但根據對應系數的符號可以看出，農戶家庭人均消費支出隨著農戶家庭總人口的增加而下降，這可能是因為欠發達地區農戶家庭消費支出主要用于家庭重大項目上，并非日常消費，所以隨著農戶家庭總人口的增加，盡管總消費支出增大，但農戶家庭人均消費支出卻在下降；農戶家庭人口年齡中位數對農戶家庭消費支出影響不明顯；家庭0-14歲人口占比對農戶家庭消費支出具有顯著的負向影響，表明隨著家庭0-14歲人口的增加，農戶家庭消費支出反而減少，因為欠發達地區落后的市場條件使得未成年人口在衣、食和娛樂等方面的花銷較城市同齡人口少很多，而且絕大多數身康體健、正在接受義務教育，故對家庭消費支出影響不大；家庭65歲人口對農戶家庭消費支出作用不明顯，這可能是因為農村年長者通常具有勤儉節約的優秀習慣，而且“退而不休”的傳統往往可以保障其自給自足；家庭學生人口占比是農戶家庭消費支出的顯著性影響因素，在四個模型中均通過了1%的顯著性檢驗，且其系數為正，表明家庭學生人口是農戶家庭消費支出的中堅力量，特別是農戶家庭有高中或以上學歷的學生，其高額學費和生活費通常占據著農戶家庭消費支出的絕大份額，而且欠發達地區通常存在陪讀現象，因為高中和大學學校通常位于離農村較遠的縣城或省城，為實現學生順利、高效完成學業，農戶往往會選擇陪讀，這又進一步增加了農戶家庭開支；家庭男性人口占比對農戶家庭消費支出作用不明顯；家庭患病人口占比對農戶家庭消費支出具有顯著正向影響，從其在四個模型中的系數分別為0.310、0.340、0.338和0.412可以看出，家庭醫療費用支出是農戶家庭開支的又一重大部分；家庭勞動力受教育年限是農戶家庭消費支出的顯著性影響因素，通過了1%的顯著性檢驗，且其系數為正，原因可能在于農戶家庭勞動力受教育年限越長，參與市場的可能性越大，為此支付的交易費用也越多；農戶家庭人均耕地面積、是否加入農業組織機構和是否為低保戶等家庭其他因素對家庭消費支出影響不顯著。

（4）其他因素變量。有無親朋好友在城里務工對農戶家庭消費支出作用不明顯；家庭年度信息費用和距離最近集市路程是農戶家庭消費支出的顯著性影響因素，且距離最近集市路程變量在四個模型中均通過了1%的顯著性檢驗，從其系數符號方向可以看出，距離集市距離越遠，農戶家庭消費支出越小，原因可能是距離集市越遠，農戶參與市場的便利性與可能性會下降，從而市場消費支出越少。

（5）逆米爾斯比率。在模型2、模型3和模型4中均通過了1%的顯著性檢驗，且其系數均為正，表明農戶農業為主市場參與、兼業為主市場參與和非農為主市場參與之外的不可觀測因素對農戶家庭消費支出具有顯著正向影響。

綜上可知，農戶的市場行為、戶主個人特征變量中的婚否，家庭特征變量中的家庭人口總數、0-14歲人口占比、學生數占比、患病人數占比和家庭勞動力受教育年限，加上其他因素中的距集市的距離對農戶家庭消費支出均有顯著性的影響。通過逆米爾斯比率發現對農戶市場行為選擇有顯著影響的不可觀測因素對農戶收入也有顯著的正向影響。回歸具體結果見表4。

3.農戶市場行為的福利效應

（1）農戶市場行為與家庭食品、健康和教育等支出

隨著農村市場化程度和農戶收入水平的提高，農戶更加注重糧食、肉類和蔬菜等營養食品的消費，以及健康、知識和能力等方面的人力資本投資。而食品營養、醫療保健和教育投資等是衡量農戶生活現狀和農戶福利的重要技術指標，為此本文測出不同市場行為農戶在相應方面的支出情況，以期發現農戶市場行為對家庭食品、健康和教育等支出的影響。

依據表5，在食品營養支出方面，自給自足的農戶、農業為主市場參與的農戶、兼業為主市場參與的農戶和非農為主市場參與的農戶的開支依次增加，分別為529.57元1095.00元、1419.42元和2202.97元。在醫療保健和教育投資方面，自給自足的農戶分別以4374.50元和2609.91元處于最低支出水平，而其他市場行為在對應項目的花銷上相差不大。

表5 農戶市場行為與家庭食品、健康和教育等支出情況

（2）農戶市場行為與家庭資產狀況

為進一步探討不同市場行為與農戶福利之間的關系，本文從直接體現農戶福利水平高低的家庭住房質量和家庭生產、生活條件視角出發，對農村調查資料進行了匯總處理，結果見表6。其中，在住房質量方面，本文構建的指標依據是將磚混結構住房視為住房質量良好，把窯洞和土坯住房視為住房質量較差；在家庭生產、生活方面，本文從農戶家庭是否擁有電視機、洗衣機和電冰箱等日用電器和農戶機械，以及是否擁有摩托和小轎車等交通用具方面來衡量。

表6顯示，在住房質量方面，非農為主市場參與的農戶中，擁有磚混結構住房的農戶占比高達76.88%，而自給自足的農戶中，擁有磚混結構住房的農戶僅占23.12%。在電器和交通工具擁有情況方面，結果和住房質量方面一致，擁有電器和交通工具的農戶在非農為主市場參與的農戶中占比最大，而在自給自足的農戶中占比最小。在農用機械擁有情況方面，擁有農用機械的農戶在不同市場行為農戶中占比大小依次為：兼業為主市場參與的農戶、農業為主市場參與的農戶、非農為主市場參與的農戶、自給自足的農戶。

表6 農戶市場行為與家庭資產狀況

（3）農戶市場行為與貧困發生率

本文采用的是西北師范大學精準扶貧與區域發展研究中心2016年的農村社會調查數據，因此貧困農戶界定的依據為家庭人均收入(2015年)小于2800元的農戶，非貧困農戶界定的依據為家庭人均年收入(2015年)大于或等于2800元的農戶。

根據表7，占總樣本量最大比例的是選擇非農為主市場參與的農戶，有865家，占49.46%，其家庭人均純收入為8210.11元，人均消費支出3966.87元；選擇兼業為主市場參與的農戶占樣本總量34.65%，其家庭人均純收入是6835.62元，人均消費支出是3808.73元；農業為主市場參與的農戶僅有167戶，其家庭人均純收入為4978.58元，家庭人均消費支出為4214.69元；自給自足的農戶僅占樣本總量6.35%，其家庭人均純收入和家庭人均消費支出分別為2318.39元和2894.28元，均處于最低水平。

表7 農戶市場行為與貧困發生率

另外，從上表還可以看出，農戶家庭人均純收入按非農為主市場參與、兼業為主市場參與、農業為主市場參與和自給自足依次降低，而貧困發生率卻按此依次升高，其中農業為主市場參與的農戶貧困發生率為35.33%，自給自足的農戶貧困發生率高達71.17%。由此可以看出，欠發達地區農戶從事農業生產不利于收入增加，反而更容易陷入貧困，這與上文農戶市場行為收入效應檢驗中所得結論一致。

四、結論與政策建議

本文利用甘肅省1749個樣本的調查數據，探究了農戶市場行為的影響因素及其效應，主要得到以下結論：第一，欠發達地區農戶市場化水平整體較低，且絕大多數農戶選擇以兼業為主的市場參與；第二，家庭人口結構是影響農戶市場行為的核心因素，其次，在欠發達地區交易費用是制約農戶參與市場的又一重要因素；第三，非農為主市場參與對農戶家庭收入具有顯著正向影響，其次兼業為主市場參與對農戶家庭收入也有較強正向影響，而農業為主市場參與對農戶增收效果較差，進而表明從事非農活動是欠發達地區農戶脫貧致富的有效手段；第四，影響農戶市場行為的不可觀測因素對農戶家庭收入和消費支出影響顯著。

在鄉村振興戰略背景下，針對欠發達地區小規模生產經營的分散農戶，如何優化其市場行為以適應市場環境，提高生產經營效率，進而脫貧致富。基于以上結論，本文提出以下政策啟示：

第一，統籌規劃農村市場基礎設施建設，改善市場交易環境與條件。農村市場基礎設施是推動農村經濟發展的有效載體，是實現農業現代化的重要保障，因此農村基礎設施的建設要符合當地經濟發展規律，并結合農村實際發展現狀，特別是配套服務體系的同時建設，滿足各項服務信息咨詢、交通運輸、食宿接待等設施協調發展。組建功能完善、輻射帶動能力強、具備現代化交易手段的多功能市場，有效提高農村經濟發展。

第二，提高農戶組織化程度，破除小生產對接大市場障礙。欠發達地區高度分散化的農戶，參與非農生產活動的機會和能力不足，且在交通和通訊相對落后的條件下，使得其在市場交換中處于劣勢地位，降低了應得收入。因此需在借鑒世界各國發展農村合作經濟組織成功經驗的基礎上，通過合作化、企業化、股份化等多種形式，構建農村新型的農工商關系，完善農村合作經濟組織體系。同時，重視政策法規體系建設，通過合作組織基本法指導各類合作社發展，形成完整配套、上下銜接的農村合作組織法律法規體系。此外，堅持對內服務、對外協調的宗旨，農村合作經濟組織應為農戶提供產前、產中、產后的各種服務，積極組織農民參與市場競爭，提高農民進入市場的能力。

第三，提高農村人口發展能力，加深農村分工專業化。參與非農領域市場是農戶脫貧和增收的重要途徑。特別是在自然條件惡劣的欠發達地區，依賴農牧業維持生計的農戶很容易陷入生態性貧困和地緣性貧困，而非農領域市場參與可以有效彌補資源稟賦不足和生存空間的脆弱，因此通過多途徑獲得收入對于農戶來說顯得尤為重要。可以對農戶進行職業教育或技能培訓以提高農村人口發展能力，組織廣覆蓋、多層次、多方式的培訓形式對農村青壯年勞動力展開全面的技能培訓。也可以通過鼓勵有選擇的建立培訓基地和支持民辦技能培訓機構的發展來促進農村勞動力對農業現代化生產技術、非農產業技能、用人單位所需要的各種技能的學習和掌握，實現一人一技或者一人多藝，達到多渠道就業的目的。

第四，優化空間結構、優化產業布局，強化農戶市場參與。從空間結構上來看，建設中心村莊，推動城鎮化，實現區域農村經濟發展，以經濟發展促進區域發展，加快欠發達地區工業化和新型城鎮化進程。充分發揮勞動力流動、異地搬遷等政策，鼓勵農戶參與非農領域市場，使偏遠山區農村人口逐步搬離山區，徹底擺脫自然條件的束縛。從產業結構上來看，相比較而言第三產業對農村人口技能和素質要求較低，而且門類廣、行業多，因此成為農戶參與非農領域市場的首要選擇。所以在產業發展和結構調整上盡量擺脫一、二產業占比過大的不合理態勢，而應推動第三產業發展。農戶的非農市場參與也在一定程度上推動了農業現代化的速度，為農村地區經濟發展，實現農業現代化生產創造了條件，以此推動產業結構的升級和優化。