关键词：农地经营权抵押贷款；土地规模；收入水平；贷款需求
中图分类号：F320.2 文献标识码：A
文章编号：1000-176X（2017）07-0118-06
一、问题的提出
农业资金投入对于新常态下我国农村经济发展、农民收入增长、缩小城乡贫富差距有着不可替代的作用。长期以来，农村金融供给总量不足、供求错位与结构不合理、服务效率低下，农民融资面临较大供给约束，资金的匮乏已成为严重制约农村经济发展的桎梏。然而农户缺乏金融机构认可的抵押物而难以获得抵押担保资金，农户“贷款难”和银行“难贷款”的矛盾日益加剧，严重制约新常态下我国农村经济社会发展。2013年党的十八届三中全会《关于全面深化改革若干重大问题的决定》中提出依法维护农民土地承包经营权，明确指出要加快构建新型农业经营体系，赋予农民对承包地占有、使用、收益、流转及承包经营权抵押、担保权能。2014年11月、2015年8月，国务院相继出台《关于引导农村土地承包经营权有序流转发展农业适度规模经营的意见》《关于开展农村承包土地的经营权和农民住房财产权抵押贷款试点的指导意见》等多项文件，明确指出，农村土地所有权、承包权、经营权“三权分置”，并允许“稳步推进土地经营权抵押、担保试点，推进农村金融产品和服务方式创新”，加大对“三农”的金融支持力度。
随着以承包地经营权抵押为特征的农地产权制度改革不断推进和深化，国内学者围绕农地经营权抵押贷款展开了广泛的讨论。曹|等[1]、兰庆高等[2]、林乐芬和沈一妮[3]分别对宁夏同心、陕西高陵、辽宁法库、江海等地金融机构农地经营权抵押贷款业务的试验效果进行分析测算，认为农地经营权抵押贷款业务的开展能够激活土地的资产功能，而农地作为农民最基本的生产资料，赋予其融资功能，将农地经营权作为有效抵押担保品进行融资，可以缓解供给双方信息不对称与信贷风险，破解农户抵押难、担保难、贷款难的难题，为解决农村经济发展过程中资金不足问题提供了有效途径。曲福田和陈海秋[4]、叶剑平等[5]也指出通过建立健全的土地产权流转机制以及承包经营权证书的发放，能够促使土地产权有序流转，产生规模化经营。在农户的资金借贷需求及影响农户农地经营权抵押贷款需求的影响因素方面，明道江[6]、田代臣和王骄阳[7]的研究表明，农户在生产和生活过程中对资金有很大的需求，尽管农户的收入水平差异很大，但农户的资金需求均无法得到满足。惠献波[8]通过实地调查，认为土地承包经营权抵押贷款较好地契合了农民正规信贷需求，农户普遍具有农地经营权抵押贷款需求。于丽红等[9]利用辽宁省的数据实证分析表明，户主受教育程度、土地面积、家庭年收入、贷款利率和对政策的认知、家庭人口数是影响农户农地抵押贷款需求的主要影响因素。马鹏举和罗剑朝[10]则运用宁夏同心农户的调研数据，分析发现户主性别、家庭人口数、土地经营面积、人均收入、社会关系等是影响农户参与农村产权抵押贷款需求的主要因素。
通过梳理文献可见，学界普遍认同农地经营权抵押融资试验作为我国当前农村土地制度、产权制度、担保制度的一种突破和尝试，在某种程度上缓解了农户“贷款难、难贷款”的问题，而农户在进行农业生产经营和家庭消费中也普遍面临资金借贷需求，并实证证实了影响农户资金需求的决定因素。其中，土地规模和农户收入水平是多位学者共同关注的决定性因素。然而已有的文献均针对土地规模、收入水平的单向作用研究农户对农地经营权抵押贷款需求意愿的影响，而并未将土地规模与收入水平结合来研究两者在影响农户贷款需求时是否存在交互作用。因此，本文试图从农户层面考察土地规模、收入水平对农户农地经营权抵押贷款需求的影响，并分析二者是否存在交互作用，交互作用是如何影响农户农地经营权抵押贷款需求的，从而深入探讨农户农地经营权抵押贷款试验情况，以期完善和进一步推广农地经营权抵押贷款业务，提高农村金融支农效率。
二、研究设计
1.研究假设
大量的文献认为，经营更大规模的土地、拥有更高的收入往往更容易获取金融机构贷款，而经营更大规模的土地也更容易获得高额收入，高收入农户也往往相对更能进行规模化经营。因而在一定程度上，土地规模、收入水平是同时对农户农地经营权抵押贷款需求产生作用的。当土地规模、收入水平均处于高水平时，二者具有促进作用，能提高农户贷款需求；当农户收入水平与经营的土地规模不对等时，二者可能存在交互作用，从而影响农户的贷款需求。
农地经营权抵押贷款作为充分利用农户持有的农地经营权作为抵押品的支农贷款业务，农地规模的大小对农户的贷款需求具有重要影响。肖轶等[11]指出，随着农地规模的扩大，规模化生产带来各项生产资料和设备的投入也随之增加，农户的融资需求也随着土地面积的增加呈现递增趋势。黄惠春[12]也认为在缺少抵押物的情况下，农户更愿意通过农地抵押获得资金，农户参与农地抵押的意愿也就越为强烈。同时，关于收入影响r户借贷行为方面，诸多学者普遍认为农户家庭收入是影响农户借贷需求行为的重要决定因素，不同收入水平的农户对于借贷的需求明显不同。刘松林和杜辉[13]则特别强调，高收入农户往往较低收入农户表现出更强的农业投资积极性，借贷需求也更强烈。因此，当土地规模、收入水平均表现为高水平时，农户对于农地经营权抵押贷款的需求越强。本文提出如下假设：
H1：当土地规模、收入水平均表现为高水平时，农户对农地经营权抵押贷款的需求更加强烈。
农户拥有的土地是农户最基本的生存保障资产，对于大部分小规模经营农户而言，土地的生存保障功能远大于其融资功能。惠献波[8]证实了小规模农户依靠自有积累就能够解决资金缺口，对农地经营权抵押贷款的需求较小。金媛和林乐芬[14]的研究表明绝大多数小规模经营以非农收入为家庭主要收入来源的小农户没有农业投资方面的资金需求。曹|等[15]通过测度不同土地经营规模农户的贷款意愿得出，土地规模较小时，高收入农户比低收入农户贷款意愿强。周小斌等[16]对影响中国农户借贷需求的因素进行分析认为，农户经营规模对农户借贷需求具有正向影响，而农户自有资金支付能力对农户借贷需求有负向影响。因此，当土地规模表现为低水平时，我们预测只有低收入农户可能将农地经营权进行抵押贷款，且随着农户收入水平的提高，农户对于农地经营权抵押贷款的需求越弱。本文提出如下假设：
H2：当土地规模表现为较小规模时，农户收入水平越高，其对农地经营权抵押贷款的需求越弱。
对于大多数低收入农户而言，其自有资金规模较小，用以维持家庭消费及大规模生产经营面临的资金缺口较大，其以农地经营权作为抵押物获取贷款的意愿往往更为强烈。因此，本文提出如下假设：
H3：当农户收入水平较低时，经营的土地规模越大，其对农地经营权抵押贷款的需求越强。
2.研究样本和数据获取
本文数据来源于笔者所在团队2014―2015年对宁夏同心县、平罗县农地经营权抵押贷款试点区农户的入户调查，选取的样本均是西部地区农地经营权抵押贷款试点区。调查在当地人民银行、农商行及村委的共同协助下采用四阶段分层抽样方法（省―县（区）―镇―村）进行实地入户调研。样本数据基本代表了西北地区不同经济条件、不同农业类型农户的总体分布特征，具有典型性和代表性。调查累计共获得有效问卷1 272份，问卷内容涉及农户基本信息、贷款经历与评价、农村产权抵押融资政策落实情况、未来融资需要与打算、意见和建议五个模块。
调研的数据中，农户年龄集中在30―59岁范围内，占样本总数的83.20%；户主文化程度在初中及以上占比66.30%。总体来说，农户家庭的经营类型主要以兼业经营为主，占比74.20%；土地经营规模较小，20亩以下占比71.10%；农户收入以低收入为主，8万元以下年收入农户占比51.00%。样本农户基本特征情况如表1所示。
三、模型构建与变量说明
本文的一个研究目的是分析土地规模、农户收入及其交互作用对农地经营权抵押贷款需求的影响，因此本文拟采用包含一个交互项的Logit模型式（1）进行测度，式（2）是估计土地规模、农户收入及其交互作用对农地经营权抵押贷款需求的影响效应。
本文拟采用包含交互项的Logit回归对影响农地经营权抵押贷款需求的因素进行测度。模型（1）包含主效应变量与控制变量，估计土地规模、农户收入与控制变量对农地经营权抵押贷款需求的影响；模型（2）包含主效应变量、交互项变量与控制变量，估计土地规模、农户收入及其交互项变量与控制变量对农地经营权抵押贷款需求的影响；模型（3）包含土地规模、交互项变量与控制变量，估计土地规模、交互项变量与控制变量对农地经营权抵押贷款需求的影响；模型（4）包含收入水平、交互项变量与控制变量，估计收入水平、交互项变量与控制变量对农地经营权抵押贷款需求的影响。具体公式如下：
p（y1=1）=Φ（α+β1x1+β2x2+βiother+u）（1）
p（y1=1）=Φ（α+β1x1+β2x2+β3x1x2+βiother+u）（2）
p（y1=1）=Φ（α+β1x1+β3x1x2+βiother+u）（3）
p（y1=1）=Φ（α+β2x2+β3x1x2+βiother+u）（4）
其中，当农户具有农地经营权抵押贷款需求时，y1当农户具有农地经营权抵押贷款需求时，y1取1，否则取0；x1表示土地规模；x2表示农户收入水平；x1x2表示土地规模及收入水平的交互项；other表示其他变量；β1和β2分别表示土地规模、收入水平影响农户农地经营权抵押贷款需求的系数；β3表示土地规模及收入水平的交互作用交互项变量影响农户农地经营权抵押贷款需求的系数；βi表示其他变量的影响系数；u为标准误差项。
从理论上来说，除土地规模、收入水平外，农户对农地经营权抵押贷款需求一般受户主个人特征、家庭特征、农户对贷款的认知等各方面因素的影响，因此，本文选取这些变量作为控制变量分析农户农地经营权抵押贷款需求，判断农户家庭土地规模、收入水平及其交互作用对农户农地经营权抵押贷款需求的影响。各变量说明及统计性描述如表2所示。
四、实证分析
本文主要研究农户家庭土地规模、收入水平及其交互项对农户农地经营权抵押贷款需求的影响。在分析过程中，具体运用Stata12.0统计软件对实地调研的农户数据进行Logit回归。模型（1）为控制变量及主效应变量，不含土地规模与收入水平的交互项；模型（2）为控制变量、主效应变量及交互项变量；模型（3）为控制变量、土地规模及交互项变量；模型（4）为控制变量、收入水平及交互项变量。通过对模型（1）―模型（4）进行对数似然比检验，显著性水平均为0.00，模型整体拟合效果较好，具体结果如表3所示。
由表3可知：
从模型（1）回归结果可以看出，不含土地规模与收入水平的交互项变量时，土地规模、收入水平对农户农地经营权抵押贷款需求具有极为显著的正向影响，通过了1%显著性水平检验，可以说在不考虑土地规模及收入水平的交互效应时，随着农户土地规模的扩大和农户收入水平的提高，农户对农地经营权抵押贷款的需求随之增强，证明了本文的H1。
从模型（2）回归结果可以看出，考虑土地规模和收入水平的交互项变量时，农户土地规模、收入水平依然通过了1%显著性水平检验，均对农户农地经营权抵押贷款需求具有显著的正向影响，但两者的交互项变量则未通过显著性检验。这表明，在农户土地规模和收入水平的主效应影响下，农户土地规模和收入水平的交叉项并不能显著影响农户对农地经营权抵押贷款的需求，即农户土地规模与收入水平同时上升，对农户农地经营权抵押贷款的需求并不具有显著影响。值得一提的是，从模型（2）交互项的结果来看，尽管其并未通过显著性检验，但系数为负，我们有理由猜测土地规模和收入水平的交互项对模型结果存在一定影响。
从模型（3）回归结果可以看出，农户土地规模的主效应变量及土地规模与收入水平的交互项变量均对农户农地经营权抵押贷款需求产生正向显著性影响，并均通过了1%显著性检验。这表明，当农户收入较低时，农户家庭土地规模的扩大能增强农户参与农地经营权抵押贷款的积极性，农户对农地经营权抵押贷款的需求随之提高，证明了本文的H3。可见，大规模土地经营农户对于农地经营权抵押贷款的需求较为强烈，尤其是对于规模化经营农户，农地经营权抵押贷款是缓解农户资金困难的有力方式。
从模型（4）回归结果可以看出，农户土地规模和收入水平的交互项变量通过了1%显著性水平检验，对农户农地经营权抵押贷款需求具有极为显著的正向影响，而农户收入水平则未通过显著性检验。这一结果表明，当农户家庭土地规模处于较小规模时，随着农户收入水平的提高，农户的贷款积极性并不会增强，其对农地经营权抵押贷款的需求也并不会提高，证明了本文的H2。由此我们可以看出，对于较多小规模农户而言，其对农地经营权抵押贷款的需求较小，这项业务较难吸引该部分农户的参与。
此外，我们还发现了影响农户农地经营权抵押贷款需求的其他主要因素。从上述四个模型结果来看，户主性别、年龄、文化程度、经营类型、村干部、银行职员、贷款经历、农户对农地经营权抵押贷款了解度是影响农户农地经营权抵押贷款需求的重要因素，且均通过了1%或5%的显著性检验。其中，户主性别、文化程度，村干部、银行职员、贷款经历、农户对农地经营权抵押贷款了解度均对农户农地经营权抵押贷款具有显著正向影响。这表明，男性户主、户主文化程度越高、有贷款经历的家庭以及有成员担任村干部或银行职员、对农地经营权抵押贷款越了解的家庭，对于农地经营权抵押贷款的需求也越强烈。而户主年龄、经营类型均对农户农地经营权抵押贷款具有显著的负向影响。可见随着户主年龄的增长，农户对农地经营权抵押贷款的需求随之降低；农户非农经营较纯农业经营收入较高，对于农地经营权抵押贷款的需求较低。
五、结论与启示
1.结论
本文运用包含交互项的Logit模型测算了土地规模、收入水平及其交互项对农户农地经营权抵押贷款需求的影响，得出以下结论：第一，土地规模、收入水平对农户农地经营权抵押贷款需求具有极为显著的正向影响；当农户收入水平较低时，农户对农地经营权抵押贷款的需求随土地规模的扩大而提高；当农户家庭土地规模处于较小规模时，随着农户收入水平的提高，农户对农地经营权抵押贷款的需求并不会提高。第二，户主性别、年龄、文化程度，经营类型、村干部、银行职员、贷款经历和农户对农地经营权抵押贷款了解度是影响农户农地经营权抵押贷款需求的重要因素。
2.启示
基于研究结论，本文得出以下启示：第一，未来各地政府及金融机构仍需不断加大农地经营权抵押贷款业务的宣传力度，扩大农户对贷款业务的知晓度，深化客户管理模式，引导农户对农地经营权抵押贷款业务的有效需求。第二，针对不同农户需求的差异性特点，依据不同贷款对象和用途划分贷款额度和还款期限，扩大业务惠及面。适当结合当地农户有效融资需求划分差异性贷款额度，充分发挥抵押贷款对较高收入农民的有效性；对大规模经营农户依据其经营能力、还款能力适当实施农业生产专项抵押贷款，适当放宽还款时限，满足农户多样化的借贷需求。第三，加大农地经营权抵押贷款的补贴力度，从而降低贷款农民的还贷风险。一方面逐步消除中低收入农户的抵押贷款顾虑；另一方面降低金融机构的经营风险，让更多的中低收入农户参与到农地经营权抵押贷款中。
参考文献：
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鼓励农户流转土地经营权
发展多种形式的适度规模经营是构建新型农业经营体系的重要途径，也是现代农业的发展方向。截至2013年6月底，全国农户承包土地流转面积达到3.1亿亩，占家庭承包耕地面积的23.9%。今年的中央一号文件要求鼓励有条件的农户流转承包土地的经营权。一号文件把经营权从承包经营权中分离出来，实现了理论和实践上的一次重大突破，意图是在维护农户土地承包权长久不变的基础上，为实现适度规模经营开拓发展空间。
发展多种形式的规模经营，也鼓励工商资本到农村发展适合企业化经营的种养业，但要建立严格的准入和监管制度。一号文件要求探索建立工商企业流转农业用地风险保障金制度，严禁农用地非农化。工商企业租赁农地必须从事农业，还得用保障金的形式来防范经营风险可能对农民利益造成的损害。
文件特别指出，土地流转和适度规模经营要尊重农民意愿，不能强制推动。农民想种自己承包的地，就让他自己种，任何人无权干涉。
扶持新型农业经营主体
农民合作社、家庭农场、专业大户、农业产业化龙头企业等新型主体近年来蓬勃兴起。我国目前有种粮大户（南方经营耕地面积50亩以上、北方100亩以上）68.2万户，经营全国7.3%的耕地，生产了全国12.7%的粮食；全国粮食生产合作社有5.59万个，经营全国4.0%的耕地，生产了全国8.2%的粮食。截至2013年9月底，全国依法登记的农民合作社达到91.1万家，入社社员6838万户。
一号文件明确，扶持发展新型农业经营主体，在财政补贴、用地指标、金融支持、税收优惠、人员培训等方面，出台了扶持这些主体的一系列政策，其中允许财政项目资金直接投向符合条件的合作社，允许财政补助形成的资产转交合作社持有和管护，这些有力度的举措，必然为新型主体成长营造良好的政策环境，促进它们尽快与作为基础的农户家庭经营共同构筑立体式的经营结构。
农户家庭经营是基本面
从农业生产特性和国际普遍经验看，家庭经营始终是农业生产最根本、最基础的组织形式。新型主体和适度规模经营，应当在农户家庭的土壤上繁衍和发展。同时，在未来相当长的时间里，农户家庭无论在主体数量上还是经营土地的数量上，都仍将占据绝大多数。
一、引言
世界发达国家的发展经验表明，土地适度规模经营已成为一个国家实现农业现代化的必然趋势和客观要求。农户从高度分散的小农经营转变为较为集中的适度规模经营，不但意味着对生产要素的重新组合，同时也意味着投资的增加，因此流动性约束将会成为农户转变经营模式的重要影响变量。已有研究表明，发展中国家农户普遍面临着较为严重的金融约束（Stiglitz和Weiss，1981；Iqbal，1986；Carter，1988；Milde和Riley，1988；Foltz，2004），而这一情况在我国则更为严重（朱喜、李子奈，2006）。据李锐、朱喜（2007）的测算，我国农户金融抑制程度高达70.92%。那么，在如此严重的金融抑制背景下，金融可得性将会对农户的适度规模经营产生怎样的影响呢？本文拟基于CHARLS 2013年的全国调查数据对这一问题做出回答。
二、文献综述
（一）关于农业规模经营的影响因素研究
我国地形复杂、气候多样，各地区的生产力水平差异较大，这使得我国农业适度规模经营的影响因素也相当复杂。但总的来看，影响农户适度规模经营的因素主要包含农户的家庭特征、不同地区的资源禀赋状况以及生产力水平等三类因素。农户家庭特征主要指农户的家庭结构和户主特征等因素。例如林善浪、张作雄等（2011）研究发现，农户经营规模与户主的年龄具有显著的负相关关系，而与户主的受教育程度具有显著的正向关系。地区资源禀赋包含的因素众多，但地形特征和土地的多寡是其中最主要的因素，这两大因素在我国又集中体现为南北差异（任晓娜、孟庆国等，2015），总体来讲南方的经营规模比北方的经营规模普遍要小。研究发现，我国北方的大户规模在100亩左右，而南方的大户规模只有30―50亩（钱克明、彭廷军，2014）。生产力水平主要以地区的农业机械化程度为表征，农业机械化程度较高地区的经营规模显著高于机械化程度较低的地区。除了上述因素外，市场因素也会对农户的规模经营产生影响，刘莉君（2010）指出，高企的种粮成本严重降低了农户的规模经营意愿。
（二）关于金融可得性与农户适度规模经营的关系研究
目前?W术界就金融支持与农地规模经营关系的研究主要集中于金融可得性对农户生产投入的影响。张兵、徐国玉（2006）采用江苏省1989―2005年的宏观统计数据研究发现，人均金融支持程度与农户人均投资量存在双向格兰杰因果关系，前者每提高1个百分点，将使后者增加0.55个百分点。曲小刚、池建宇等（2013）采用农业固定观察点的微观面板数据，从正规借贷和非正规借贷两个方面分析了融资对农户生产的影响，研究发现无论是正规借贷还是非正规借贷，都对农户生产具有显著影响，但后者的影响要远远大于前者。虽然大多数研究都表明金融支持会显著影响农户的生产投入，但也有学者得出的结论与此相悖。朱喜、史清华（2010）等采用1995―2004年长三角15村的近千家农户的跟踪调查数据计量发现，融资约束只是影响了农户的非农投入，对农户农业投入的影响并不显著。
纵览已有研究成果，虽然学者们对农业规模经营影响因素的分析已较为全面，对金融可得性与农户生产投入关系的讨论也较为深入，但现有文献中关于金融可得性与农户规模经营的针对性文献还几乎没有。基于此，本文将采用CHARLS 2013年的全国调查数据，从正规金融和非正规金融两个方面剖析金融可得性对农户适度规模经营的影响。
三、数据来源和描述统计
（一）数据来源
本文采用的数据来源于2013年的中国健康与养老调查（CHARLS），该调查由北京大学国家发展研究院主持，北京大学社会科学调查中心执行。CHARLS采用多阶段抽样方法，样本覆盖了全国28个省、市、自治区的150个县级单位，450个社区单位，10000多个城乡家庭，受访者数量近17000人，内容涵盖健康、医疗、工作、养老、收支、资产以及身体机能测试等诸多方面。CHARLS旨在建立一个能够代表我国45岁及以上中老年人家庭和个人的高质量微观数据库，用以推动我国人口老龄化问题的跨学科研究。
（二）变量选取和描述
1.适度规模经营农户。关于农地经营的适度规模在学术界一直是一个争论不休的问题，众多学者从不同的角度提出了适度规模的不同判定标准。但追根溯源，目前的争论无外乎都围绕着农户生产的规模与效率两个维度各执一词，互不相让。在此背景下，国家相关决策部门通过大量的实地调研提出了以“土地经营规模相当于当地户均承包地面积10至15倍，户均收入不低于当地二、三产业的务工收入”的标准①。这一标准不但符合我国的基本国情，同时还兼顾了规模与效率两个维度，在实践中也具有较好的可操作性，得到了国内学术界的广泛认可。
CHARLS 2013年的调查数据中包含农村家庭7718户。鉴于现阶段我国农户家庭经营存在着严重的兼业化和非农化，因此本研究将“农户”严格界定为以种植业为主要收入来源的农村家庭。具体以受访家庭2012年种植业收入占家庭收入的比重为标准，将比重超过60%的家庭作为研究对象，这样就排除了兼业农户、非农农户和以养殖业为主要收入来源的农户②，得到样本家庭1790个，占样本农户总量的23.19%，反映出目前我国农村家庭严重的兼业化和非农化倾向；然后本文依据CHARLS社区问卷中获得的社区耕地面积和社区户数得到社区户均耕地面积，依据社区内二、三产业的非农月收入得出户均年收入；最后按照上文提出的适度规模经营划分标准，得到适度规模经营农户124户，在以农业收入为主要收入来源的样本中占比6.9%。
注：、、分别表示在10%、5%、1%的显著性水平下显著。
农户从小规模分散经营到适度规模经营的转变存在着一定的资金门槛，能否跨过这道门槛取决于农户的自有资金和外部融资。计量模型中农户资产对适度规模经营的影响系数显著为正，表明自有资金对农户选择适度规模经营的重要影响。 但相对于小规模的传统经营模式来讲，适度规模经营需要更多的资金投入，农户如果不能成功地获得外部融资，就很难实现经营方式的转变。农户的外部融资要么通过银行等正规金融渠道，要么通过亲戚、朋友等非正规金融渠道。按照农村的风俗习惯，民间借贷不可能替换使用，因为这种借贷大多属于来自亲戚和朋友的无息贷款，出借方对借款人的生产活动和金融关系的信息非常了解。亲戚朋友可能更倾向于为了房屋建筑和社会事务而借钱，因为这些方面被视为应该受到援助的最基本需求。但若借款是用于生产性投入，借款人就较难从亲戚朋友处获得融资（林毅夫，2005）。因此模型中正规金融比非正规金融对农户适度规模经营的影响更大。
估计结果显示，土地面积、农业机械化程度和生产资料价格对农户适度规模经营皆有显著影响，体现出资源禀赋、生产力水平和市场因素对农户适度规模经营的重要影响。在农户家庭特征变量中，除了户主的文化程度外，人口规模等其他变量的影响系数都不显著。文化程度越高的户主可能具有更强的商业意识和信息获取能力，而人口规模越大的家庭意味着更多的劳动力供给。由此表明与主要依靠劳动力投入的传统小规模经营相比，适度规模经营更多地取决于户主的商业意识和信息获取能力。
五、主要结论及政策含义
本文采用Probit模型检验了金融可得性对农户适度规模经营的影响。研究结果表明：一方面正规金融和非正规金融都能显著提高农户从事适度规模经营的概率，且正规金融的影响效应更大；但另一方面无论是融资数量还是资金来源，非正规金融依然是农户融资的主要渠道。农户在正规金融融资渠道上面临着严重的供给约束，金融需求与供给的脱节成为农户转变生产经营模式的重要障碍。
因此要持续推进我国农村土地的适度规模经营，就必须创新农村金融市场，提升金融机??服务能力，提高农户的金融可得性。创新农村金融首先需要制度创新。制度创新一是要建立激励制度，提高金融机构走进农村，服务三农的意愿；二是要完善相关法律制度，尤其要进一步完善农村产权制度，使“三权抵押”真正成为联系农村金融需求与供给的桥梁；三是要加强制度监管，规范和引导民间金融更好地服务于农户生产。其次，创新农村金融需要大力加强农村金融基础设施建设，不断提高金融物理网点和自助网点覆盖率。再次，创新农村金融需要不断提升业务人员素质，开发多元化的金融产品，以更好地满足不同层次的农户需求。最后，创新农村金融也同时需要从需求方着手，加强对农户的金融培训和宣传，丰富农户的金融知识，增强农户的金融意识。
注：
近年来，伴随着国家政策的支持，小额信贷在我国的生命力初步显现。宿迁作为江苏这个发达省份中经济发展相对较弱的城市，在小额信贷业务的发展方面也取得了一定的成绩。我们在宿迁市宿城区埠子镇陈集村，针对农户参与小额信贷业务的情况进行了实地调查。
此次调查涉及农户家庭基本情况、农地状况、农业经营、消费、信贷与储蓄等方面的信息。调查抽样方法为系统抽样。调查采取调查员直接入户问卷调查的方式。调查共收回问卷100份。
1.农户小额信贷的需求情况
调查发现，所有接受调查的农户均有不同程度的借贷需求。我们对所有农户的借贷目的进行了调查。结果如下表：
根据调查，农户参与借贷的主要目的大致可以分为消费和生产经营两类，在消费类中，文化教育支出以43%的高比例排在首位。而生产经营类中，购买大型农机所占比例较高，为25%。
2.农户参与小额信贷的情况
在接受调查的100户农户中，参与了小额信贷的为84户，占84%。这表明当地相当多的农户参与了小额信贷，小额信贷的普及度较高。
我们将所有农户以收入分为五组，分别计算各组参与小额信贷的农户占该组户数的比重，结果如下表：
参与借贷的84户农户，平均收入为16888.50元。从表中得知，各层次的借贷比重大致相同且略呈递减形式，其中5000-10000元收入组，借贷者比例88%，为最高。
二、影响农户参与小额信贷的因素分析
（一）影响农户参与小额信贷的理论因素
影响农户借贷需求的主要因素应包括、农户经营规模、农户收入、农户财产和自有资金状况、农户生产投资规模农户大额生活现金支出以及农户借贷利率等。
1.农户的生产经营规模
农户的生产经营规模对农户小额信贷需求具有正向影响。农户的生产经营规模越大，对资金的需求规模就越大。
2.农户的收入、财产和自有资金状况
农户的收入、财产和自有资金状况对农户的借贷需求具有负向影响。收入水平越高，财产和自有资金的规模越大，农户发生小额信贷的可能性就越小，农户的小额信贷需求就越小。
3.农户的生产投资规模
农户的生产性现金投资规模越大，农户对资金的需求也越大。
4.农户现金支出
现金支出又分为农户基本生活支出和大额现金支出。其中农户文化教育等大额现金支出会对农户借贷需求具有正向影响。
5.农户借贷的利率
根据一般的市场机制，借贷利率与农户的借贷需求应具有负相关关系，即在其他条件不变的情况下，农户借贷需求随利率的上升而下降。
（二）影响农户参与小额信贷因素的计量模型
为得出各因素对农户小额信贷的影响程度，这里建立Logit模型进行分析。模型中，被解释变量为农户是否参与小额信贷，解释变量选取农户耕地面积、农户总收入、农户现金资产、农户人均基本生活支出、农户生产经营支出、农户文化教育支出、农户医疗卫生支出7个因素。
在介绍模型之前，对各因素进行定义：
模型的具体形式如下：
式中Y表示农户是否参与小额信贷，其余各变量含义见表4，β是各解释变量的待估参数，β0是常数项。
（三）模型检验的结果
我们运用SPSS13.0统计软件对100个样本数据进行了Logit回归处理。在处理过程中，采用了逐步筛选法。计量估计的结果大部分与理论分析一致。
根据模型计量结果，将影响农户参与订单农业行为的主要因素、显著性和影响程度归纳如下：
1.农户的经营规模对农户借贷需求具有正向影响。
即经营规模越大，农户的小额信贷需求倾向越强，需求规模也会越大。这一分析结论与假说1相一致。
2.农户的投资和支付倾向对农户的借贷需求具有正向影响，说明农户生产投资是形成农户小额信贷需求的重要因素。
3.生产投资规模越大，其对信贷的需求规模也越大。农户的教育现金支出对农户的小额信贷需求也具有明显的正向影响，这说明，教育方面的现金支出往往超出了农户的现期支付能力，是造成农户举债的一个重要因素，这一分析结论与假说3、假说4基本一致。农户的现金资产状况对农户的借贷需求具有负向影响。这一分析结论与假说2基本一致。
4.农户收入对农户参小额信贷行为影响不明显。从模型的计量结果看，农户的总收入这个变量系数的统计检验不显著。这些结果与前面的假说不一致，有待于进一步研究。
五、简单的结论和建议
本文研究表明，农户参与小额信贷的行为受农户的生产经营规模，农户的自有资金状况以及农户的大额资金支出等多方面因素影响，这些不同因素的影响程度各不相同。
在研究的基础上，本文提出如下政策建议：首先，对小额信贷给予政策的优惠和扶持，如在小额信贷机构的税费上予以减免等。二是简化农户办理小额信贷业务的手续，提高农户参与小额信贷的积极性。三是结合当地经济情况，对农户进行培训，使之主动适应产业结构调整，以充分发挥农户小额信贷效益。
参考文献：
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[2]曹子娟.中国小额信贷发展研究[M].北京:中国时代经济出版社，2006，1.
关键词：农业保险；政策性农业保险；农业经济；经营风险
中图分类号：F320
文献标识码：A
文章编号：1000—2731（2012）04—0032—05
一、影响政策性农业保险需求的因素
影响政策性农业保险需求的因素是多元和复杂的，各个因素的影响方式和影响程度也是有差别的。笔者从以下三个方面予以概括。
（一）主观性因素
主观性因素主要是指投保人（政策性农业保险需求主体）主观方面的影响因素，包括投保人（主要是经营负责人或农户户主）年龄、文化程度、务农年限等。这些因素一方面影响投保人对农业保险的认知程度，另一方面影响投保人的投保决策能力。
王敏俊认为，从经验认识的角度看，年龄在一定程度上影响着被调查者对农业风险的认知水平；受教育水平也在一定程度上影响着被调查者对风险特征、农业保险的作用和特点的理解水平，一般来说，被调查者的受教育水平越高，就越能更好地理解和把握保险的作用和特点。在理论上，农户受教育程度越高，获得保险知识的可能性也越大，也越愿意购买农业保险，一些微观实证也证实了这种观点，如张跃华等对河南农村的田野调查。侯玲玲等在北京市密云县调查数据的基础上，通过构建Logit模型，分析了农业保险的影响因素，从模型估计结果得知，农户家庭户主的文化程度对农户是否购买农业保险有显著影响。宁满秀等以新疆玛纳斯河流域棉花保险为例，利用多界二分选择问卷方式的条件评价法（CVM）获取农户微观数据，探讨农户对农业保险支付意愿，证明户主的社会经济特征例如年龄、文化程度等对农业保险的支付意愿产生不同程度的作用；同时证明农户户主从事农业生产的时间反映了农户从事农业生产的技能和经验掌握程度，务农时间越长的农户进行田间管理的技能和经验越丰富，从而防范自然灾害及灾后补救的能力越高，进而对农业保险的支付意愿越小。陈妍等对武汉市的农户调查和实证分析指出，受教育和接触外界知识越多的农户越倾向于购买农业保险。李祥云等利用山东农户的调查数据说明，年龄越小，参加政策性农业保险的意愿越强，年龄越大，对政策性农业保险的排斥意愿越强；教育程度虽然与农户参保意愿呈负相关，但不显著。曹承承等对浙江农户的实证研究结论是：在其他条件不变的情形下，随着年龄的增长，农户对农业保险的需求意愿趋弱。潘勇辉以海南省1167户蕉农的经验数据证明，蕉农受教育程度对香蕉保险的参保意愿具有正向影响。王尔大等以辽宁盘锦水稻保险为例进一步识别了影响我国北方农户加入水稻保险决策的主要因素，结果显示，随着户主年龄的增加，支付意愿增加不显著；受教育程度对农户支付意愿的影响为负；而务农年限越长，保费支付意愿越低，务农年限每增加1年，支付意愿相对减少4.15%。杜鹏以湖北五县市342户农户为样本，对影响农户农业保险需求的各种因素进行了系统研究，发现年龄与教育因素对农业保险需求的影响不显著。陈泽育等以湖北省兴山县烟叶保险为例的分析指出，农户务农时间越长，越愿意支付较高的保费，但作用不明显。王阿星等在鄂尔多斯市抽样调查数据基础上指出，在实证分析中年龄因素对农业保险需求影响不显著。刘冬姣等基于国家开展财政补贴前后全国19个省、直辖市、自治区9个年度的农业保险数据实证分析证明，文化变量对农业保险的需求无统计意义上的显著性。
综合上述研究，主观性因素对政策性农业保险需求的影响包括以下几种情况：
第一，投保人年龄对其投保意愿产生影响；来自不同样本和方法的实证分析结论包括：多数研究认为年龄越大参保意愿越弱、部分研究认为年龄对农业保险需求影响不显著。第二，投保人文化程度对其投保意愿产生影响；来自不同样本和方法的实证分析结论包括：多数研究认为受教育程度对农业保险需求具有正向影响、部分研究认为受教育程度对农户支付愿意的影响为负或影响不显著。第三，投保人务农年限对其投保意愿产生影响；来自不同样本和方法的实证分析结论包括：多数研究认为务农时间越长对农业保险的支付意愿越小、部分研究认为务农年限对农业保险需求影响不明显。
（二）经营性因素
关键词：家庭农场；经营意愿；农地流转；影响因素
中图分类号：F32 文献标识码：A
一、引言
中国农村20世纪70年代末所推行的家庭联产承包责任制，曾创造了令世界瞩目的农业生产经营绩效。然而近年来，伴随着工业化、城镇化与农业市场化进程的逐步推进，家庭联产承包责任制下的小农经济所带来的农地规模小且分散、“小农户”与“大市场”对接难、农产品质量安全问题频发、农村碳排放量逐年递增等问题凸显，成为严重制约农民增收、农业增效及农村可持续发展的重要瓶颈。作为世界农业发展的一种基本趋势，家庭农场等形式的农业规模经营通过生产要素的重新组合与优化配置，在农村系统演进中实现了功能优化，因而受到各国政府与学术界的高度关注。2013年的中央一号文件也明确指出，要“坚持依法自愿有偿原则，引导农村土地承包经营权有序流转，鼓励和支持承包土地向专业大户、家庭农场、农民合作社流转，发展多种形式的适度规模经营”。目前，学者们围绕家庭农场的概念界定、特征、发展的模式和类型、产生机理及未来的发展方向、经营的绩效评价与测度、发展的影响因素及经营规模的确定等方面展开了大量的研究，以省域或地区为研究范围来开展的研究也开始出现。国际上，已有大量研究采用案例分析、计量经济分析等方法围绕农地制度与家庭农场发展效率、家庭农场发展的路径、方向及其影响因素、家庭农场的劳动供给与经营决策安排等方面展开。这些研究表明，以微观视角的研究正引起更多的关注；发展家庭农场等形式的规模经营不仅受农户所处的客观实际与区域宏观政策环境制约，且与微观主体农户的经营息息相关。
湖北是农业大省，农业在省域经济中占有十分重要的战略地位。然而，近年来，伴随着工业化、城镇化与城乡一体化战略的逐步推进，湖北大量的农村剩余劳动力不断向城镇转移，不少农村开始出现“空心化”与“老龄化”，客观上需要对原有农地的使用权进行重新分配。此外，湖北农业转型的特征明显，家庭农场等新型农业经营主体的已开始不断出现，且发展迅速。据统计，截止到2012年底，湖北省仅武汉一市就已有各类示范性家庭农场167家①。2013年以来，湖北省政府又不断出台各类促进家庭农场发展的政策措施，全省各地家庭农场的发展势头就更为强劲。但笔者在调研中发现其发展壮大多受农地规模影响明显；农业生产机械化、现代化与耕地流失、农业生产绩效下降、农地“撂荒”等现象并存。因此，有必要在湖北加快推行家庭农场等形式的适度规模经营。已有的实践表明，农户的规模经营意愿是推行家庭农场等形式的规模经营的一项重要前提条件（鲁莎莎等，2011）。鉴于此，本研究基于农户抽样调查数据，以劳动生产率为评价标准，结合微观个体的风险效用理论，对湖北农户扩大规模、经营家庭农场的意愿及其影响因素进行实证分析。
二、数据来源与研究方法
（一）数据来源及初步分析
本文的主要分析数据来源于2013年3月至6月间对湖北仙桃、监利、汉川、天门、孝南、大悟等地21个镇97个村的360户农户的抽样调查数据。采取分层随机抽样的方式来选择样本：在每个镇随机挑选4-5个村，接下来在每个村随机选择4-5户人家作为调查对象。调查以农户自己填写加上调查员对其“一对一访问”的方式进行，共发放问卷402份，回收后剔除无效问卷42份，得有效问卷360份，问卷的有效率为89.55%。调查内容包括受访农户基本信息、基本生产状况、家庭农场经营意愿、及影响农户扩大规模经营家庭农场意愿或决策的因素等。调查结果显示：（1）被调查农户农业劳力老龄化现象较普遍，50岁以上的农户占56.1%，而40岁以下的青壮年劳力所占比重仅为15.0%。（2）户均总人口为5.13人，户均农业劳力为1.83人。（3）户均农地面积为9.1亩，人均耕地面积为1.77亩。（4）2012年人均收入为11 346.27元，高于同期湖北省农村居民人均纯收入的7 851.7元②。（5）农户就业的多样化趋势明显，户均非农收入占家庭年总收入的比重为74.69%，说明农户兼业的现象比较普遍。（6）户主的就业类型“以农业为主”、“以建筑业和工业为主”以及“以商业和服务业为主”所占比重分别为61.4%、25.8%和12.5%。（7）农地经营面积在5亩以下的超小规模农户所占比重为34.44%，在15亩以下的小规模农户所占比重竟高达89.17%，而在20亩上的较大规模的农户仅占5%左右，这说明农户农地细碎化现象比较严重，而农地规模化经营严重不足（见表1）。（8）约有48.6%的农户有扩大现有经营规模经营家庭农场的意愿，一半以上（51.4%）的农户不愿意扩大现有经营规模或者无所谓。
（二）理论分析框架
农户的经营行为总是在扩大农地经营规模或维持现有规模之间作出最佳决策，以实现自身经济利益的最大化，符合“理性的经济人”假设。依生产的规模报酬原理，农户将扩大农地经营规模直至利润的最大化，此时农地经营规模达到临界值。其利润函数可以表示如下：
R=Y（x1，x2，…xn）（1）
公式（1）中，R为农户规模经营利润；Y为影响农户规模经营利润或生产决策的各因素的函数；x1、x2…xn为农户家庭特征、受教育程度、经济状况等方面的因素。
依风险理论，农户是考虑了风险等不确定性因素，期望自身利益最优化的理性经济人，将在是否扩大现有经营规模这一赌局g中作出期望效用最大化的经营决策。若假设农户扩大经营规模的概率为P1，此时获得的收益R1；不扩大经营规模的概率为P2，此时兼业所获得的收益为R2，则其经营行为的期望效用函数可以表示如下：
DL=IF（CEEMV）（2）
公式（2）中，DL为农户的规模经营意愿，它是判断函数IF的函数；L为规模经营要素土地。CE是和一定量的财富相等价的确定性等价物，农户作出是否扩大经营规模决策的效用必须和农户为达到期望效用水平所要求保证的财产水平相等，即CE=U（R1P1+R2P2）。EMV为以货币值表示的在赌局g中农户效用的期望值，EMV=U（R1）P1+U（R2）P2。当CE
农户在是否扩大经营规模间决择的依据是自身期望效用的最大化，而其期望效用又受自身所在地的宏观政策、地理禀赋、个人素质、家庭状况、经济基础等的影响，所以这些都是影响农户规模经营意愿的因素。鉴于上述分析，在借鉴前人的研究成果的基础上，本文选用在微观计量领域应用广泛的Logistic模型对湖北农户规模经营意愿的影响因素进行分析，从农户个人特征、家庭状况等方面来量化测度影响湖北农户规模经营意愿的主要因素。
（三）研究方法
Logistic模型适用于因变量为两分变量的情况，同时自变量可以全部是定性变量、定量变量，或者是定性与定量变量相结合的情形（钟太洋，2005）。依二元Logistic回归模型的定义，文中因变量“是否愿意扩大现有经营规模”的取值为：当农户选择愿意时，赋值为1；否则赋值为0。x1、x2…xn为影响农户规模经营意愿的各个因素，包括农户个人状况、家庭状况、经济特征、外部因素、是否有过租种或代种他人耕地行为等5类共11个。β0为截距项，β1、β2…βn为各影响因素前的回归系数。经Logit变换后，概率函数与各影响因子间的线性关系式为：
三、结果与分析
利用统计分析软件SPSS19.0对以上建立的模型执行二分类数据的Logistic回归，统计分析结果显示：在1%的显著性水平下，模型系数的卡方检验显著（χ2=255.172，P
（一）农户个人状况对规模经营意愿的影响
年龄和受教育程度等农户个人状况对其规模经营意愿的影响方向不一致，且均影响不太显著。其中，年龄对农户的规模经营意愿的影响为正，即年龄越大，由于体力和精力上的原因，扩大经营规模的意愿就越弱，但影响不太强烈。（sig.=0.437>0.05），这与目前农业从业人员老龄化、兼业化普遍密不可分。而户主受教育程度对农户的规模经营意愿有反向影响，即受教育程度越高，兼业或从事非农产业的机会就越多，对扩大农业规模经营的期望效用就越低，因此就越不愿意扩大农业经营规模。鉴于目前湖北省农村人口受教育程度普遍不高，多集中在初中水平及以下，故这方面的影响不太明显。
（二）农户家庭状况对规模经营意愿的影响
农户的规模经营意愿受农业劳力数、家庭总人口等农户家庭状况因素的正向影响，但都影响都不太显著；且与家庭总人口（sig.=0.666）这一变量相比，农业劳力（sig.=0.182）这一变量对规模经营意愿的影响要更为强烈。这主要是因为，农业是一个以家庭经营为主的行业，对传统上意义上的农业来说，农户的家庭状况对其经营的规模有比较重要的正面影响――“人多好种田”。但受目前农业生产机械化、现代化以及农业生产雇工现象普遍化的影响，家庭农业劳力的多少、家庭总人口的多少对农户经营规模的影响正在弱化。同时，由于农村剩余劳动力的不断向城镇转移，家庭总人口中实际留下来从事农业的劳力并不多，所以农业劳力的对规模经营意愿的影响则要更为直接。
（三）农户经济特征对规模经营意愿的影响
户主目前所从事的职业、非农收入占家庭收入的比重等农户经济特征对农户的规模经营意愿均有着显著的反向影响。其中，户主目前所从事的职业在5%的水平下影响显著（sig.=0.033
（四）农地的资源禀赋对规模经营意愿的影响
家庭承包地总面积对农户扩大经营规模的意愿有显著的正影响，且在1%的水平上统计显著（sig.=0.004
（五）其他因素对农户规模经营意愿的影响
除了上述因素外，农户是否发生过租种或代种他人耕地的行为，以及农户是否接受过专业培训等其他因素，对农户的规模经营意愿也有影响。其中，农户是否发生过租种或代种他人耕地的行为对农户扩大经营规模的意愿有显著的正向影响（sig.=0.000
四、总结
（一）发展家庭农场等形式的农业适度规模经营是促进农民增收、农业增效以及农村可持续发展的重要途径。目前湖北的农村正处在转型与发展的关键阶段，推进家庭农场等形式的农地适度规模经营是大势所趋，势在必行。基于仙桃、监利、汉川、天门、孝南、大悟等地21个乡镇97村的360户农户的问卷调查结果表明：约有48.6%的农户有扩大现有的农地经营规模，经营家庭农场的意愿，一半以上（51.4%）的农户不愿意扩大现有的农地经营规模或无所谓。
（二）基于规模报酬原理与风险期望效用理论构建的二元Logistic模型，从农户的个人状况、家庭状况、经济特征、农地的资源禀赋、其他因素等方面探寻影响湖北农户扩大规模，经营家庭农场意愿的影响因素。研究发现农户的个人状况、家庭状况对其规模经营意愿影响不明显；而户主目前从事的行业越偏向非农产业、非农收入占家庭收入的比重越大、农地资源越匮乏，即流转到一定规模的土地越难，农户扩大规模，经营家庭农场的意愿就越弱；家庭所拥有的承包地面积越大，农户扩大现有经营规模的意愿就越强；发生过农地租种或代种行为的农户，其扩大农地经营规模，开展家庭农场经营的意愿更为强烈；而加强对农户的专业技术培训，有助于推进家庭农场等形式的农地规模经营。
政府应不断创新和完善农地流转机制和政策，积极引导和鼓励通过反租倒包、互换、转让、股份合作等多种形式来实现农地经营的规模化。在全面考虑影响农户规模经营意愿的主要因素的前提下，积极培育家庭农场等新型农业经营主体，并鼓励土地向其集中。此外，为推进湖北家庭农场经营发展，还应进一步加快农村剩余劳动力向非农产业有效转移与农地流转，在遵循市场规律的基础上科学地推进各种农业生产要素的优化配置，以实现农地的高效长效利用与农业的可持续发展。
注释：
① 数据来源：http：//.cn/zhengww/zhoukandzb/201316/201316dcbg.pdf.
② 资料来源：湖北省人民政府门户网站2012年湖北省国民经济和社会发展统计公报http：///zwgk/hbyw/hbywqb/201302/t20130218_434150.shtml.
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论文关键词：农业合作社，农户收入，丹阳市，丹徒区
一、 引言
（一）研究背景及意义
农业是国民经济的基础产业，对国家的粮食战略安全有着至关重要的意义。然而，农业作为一种天然的弱质产业，具有投入时期长、收益较低等特点，同时，由于农业经营过程中存在的自然条件、市场价格波动等因素的影响，农业又成为一种高风险产业。传统上，我国是以小农经济方式进行生产和经营的，这直接导致了农业从业者抗风险能力的缺乏。首先社会实践论文，个体小农没有足够的能力对市场信息进行收集和整理，其经济决策经常不能反映市场需求。其次，小农因为生产规模小，市场谈判能力较弱，而无法通过谈判降低生产成本，提高农产品价格论文开题报告。因此，农户希望能通过一些制度和组织，与同业经营者，与上下游经营者进行结合，以减少风险，增加收入。于是，农业合作社划时代地产生了。
自上世纪90年代初以来，全国各地掀起了一股兴办农业合作社的热潮，各种形式和产业的合作社工作开展地如火如荼。特别是2006年《合作社法》颁布之后，农业合作社得到了更大范围、更深层次地推广，农业生产和经营开始焕发出新的生机。但是，目前的农业合作社出现了求量不求质、管理不规范、利润分配不合理等一系列问题，如果不能及时解决这些问题社会实践论文，农业合作社的进一步发展必将受到致命的打击。
针对农业合作社所存在的问题，大批专家和学者都进行了不同角度的研究并提供了政策建议。一部分专家从合作社的产生和发展入手，分析了问题产生的内源性根据；也有一些专家着眼于合作社的组织结构，从管理和组织的角度进行探讨；另外，也有相当多的专家通过研究认为合作社的立法才是关键之处。总之，专家们的研究大多是针对组织自身开展的，而针对农户的研究相对较少。实际上，农户是农业生产的主要微观主体，具有主观能动性，他们的态度和意愿直接决定了合作社的发展。
因此，本研究正是从农户的角度出发，通过问卷调查、统计描述的方法，分析农户参与农业合作社的现状与态度，并计量分析农户参加合作社的行为对收入的影响，从而为发展农业合作社规模、推广合作优势、更好地以合作社形式增强农业竞争力、保障农户利益提供政策建议论文开题报告。
（二）文献综述
杨惠芳（2005）认为，解决农民增收的关键在组织创新,建立有利于农村经济社会发展的市场主体。农民专业合作社的建立和发展,使我们找到了促进农业产业化和增加农民收入的一种有效组织形式和载体。
韩洁、薛桂霞（2007）认为，农业合作社对农民收入的影响是显著的，这不仅表现在其市场经营和谈判能力的增强社会实践论文，更与生产一体化、二次分红等因素有着密切关系。
王新利,李世武（2007）认为，农民专业合作经济组织的优越性是以增加农民收入为基础的。要使这类组织获得长远而良好的发展，进而为解决三农问题提供强有力的帮助，政策的实行需要遵循这一基本原理。
二、 数据分析
（一）数据来源
本次数据由本班四位同学利用暑假时间前往丹阳市丹徒区实地调查获得，我们走访了当地茶叶合作社周边的4个村落，共发放问卷220份，通过剔除信息明显错误、前后矛盾和异常的问卷21份，实际有效问卷为199份，有效率高达90.45%。
（二）数据分析
1、数据分析分为描述分析和计量分析两部分。在描述分析中，将参加合作社农户与未参加合作社农户户主的年龄、文化程度、身份（是否村干部或党员）以及家庭农业劳动力比例、农产品销售价格等指标做横向的比较，以此对这两个群体的特征做出基本的描述。在计量分析中，选择农户总收入为被解释变量，家庭种植规模、非农收入、是否加入合作社、生产资料成本为解释变量，采用Cobb-Douglas模型进行计量。
2、描述统计：
（1）年龄：参加合作社的农户户主平均年龄为47.36岁，未参加合作社的农户户主平均年龄为47.40岁，且两个群体中户主年龄都是呈正态分布的，因此，户主年龄没有显著差异论文开题报告。
（2）文化程度：将户主受教育程度按文盲、小学、初中、高中或中专、大专及以上分别赋值为1、2、3、4、5社会实践论文，则参加合作社的农户中，这五项比例依次是0，8.82%，47.05%，26.47%，17.65%，平均值为3.14，未参加合作社的农户中，这五项比例依次是0，12.12%，76.97%，4.84%，4.84%，平均值为3.11.从各种文化程度分布比例来说，未参加合作社的户主文化程度相对较低，但总体均值较为接近，这是因为当地的教育模式以九年制义务教育为主，大部分户主的文化程度都是初中社会实践论文，以致初中以上文化程度的户主绝对人数较少。
（3）身份：在参加合作社的农户中，村干部或党员的比例占到了50%，而没有参加合作社的农户中，村干部或党员的比例仅为7.88%，有理由相信，身份的区别对参加合作社与否是有着较大影响的，这也与理论分析的结果吻合，通常认为担任村干部或党员的农户觉悟较高，能够积极响应号召，另外也需要起带动作用，因此参与的意愿与可能性更高。
（4）家庭农业劳动力比例：在参加合作社的农户中，平均家庭农业劳动力比例为64.67%，而对于未参加合作社的农户，平均家庭农业劳动力比例为64.13%，同时两个群体也符合正态分布。
（5）农产品销售价格：本次调查对象为当地的曲阿茶叶合作社，通过调查了解到，大部分农户每年采摘两次茶叶。从问卷反映的情况来看，对于参加合作社的农户社会实践论文，第一次茶叶的平均出售价格是328.1元/斤，第二次茶叶平均出售价格是235.2元/斤；对于没有参加合作社的农户，第一次茶叶出售价格为319.6元/斤，第二次茶叶出售价格为227.4元/斤，且上述数据分布都较为紧凑。
3、计量分析：
被解释变量为农户总收入，以Y表示。解释变量见下表：
表1 实证模型解释变量说明
变量名称 变量定义 平均值
D1 是否加入合作社：是=1，否=0 0.23
X1 种植规模：农户耕种的总面积(亩) 3.43
【关键词】 农户会计;应用;调查;江西
会计源于经济,服务于经济。农村经济的发展刺激了会计在
一、相关 文献 回顾与问题的提出
在我国会计界较早就有学者从事农户会计的应用与发展研究,并将农户家庭会计活动称之为农户会计。如于玉林教授(1994)认为
(三)农户 会计 应用的阻碍分析
为了探索农户会计应用水平不高的根本原因,调查组从农户会计的供给与农户生产经营的需求两个方面进行摸底。从表3的统计数据来分析,农户对会计有一定的认知,在所有没有记账的被调查农户(134农户)中,也只有1.5%的农户家庭表示没有听说会计。在问及会计的作用,进贤县的农户王某也颇有一番话:“我以前就是村会计,那时候我就打理全村的账务”。 农村 是我国一个基层组织,会计是一项不可或缺的工作。所以农户家庭对会计应当不会感到陌生。不过,有相当多的农户家庭认为会计对其生产经营没有什么意义。其中,由于经营规模小和经营项目少是主要原因。当然也有相当部分的农户家庭认为会计有作用,但农户家庭驾驭会计的能力有限,正如王某的感喟:“记账是一个很复杂的工作,也不是什么人都会的……在家庭中的作用不大!”因此,改革农户会计框架以适应当代农户家庭生产经营管理的需要,可能是农户会计 教育 改革的一个方向。
(四)农户会计应用的演化分析
从调查数据来分析(见表4),导致农户放弃记账的主要因素是会计应用效果。余干县的张某是一个很有进取心的青年农民,具有高中文化,除经营一些田地外,还承包了一口水塘养鱼。“我以前的确有记账的习惯,可能是由于对会计不太了解吧,所以,总觉得(记账的)作用不大……我将大钱弄清楚就够了。”通过调查也发现,导致农户愿意尝试会计的动因是经营规模的扩大和经营项目的复杂化。永丰的罗某也是一个典型:“如今我承包的一个山地,每年投资也不少,因此,我必须把账目理清楚才行。”
三、研究结论
农户生产经营的规模和复杂性与农户会计应用正相关。农户生产经营规模越大,复杂程度越高,经营管理水平要求也相应越高,会计的应用对于生产经营管理的可能性也越大。另外,农户成员素质与农户会计应用存在一定的相关。但笔者并不认为,农户会计在生产经营中应用效率低下的重要原因是由于农户素质较低,重要的是,现行农户会计存在理论与实际相脱离。因此,应当变革目前的农户会计核算体系和方法、加强农户会计教育模式的改革是十分必要的。
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