农户农机作业服务需求分析.doc

农户农机作业服务需求分析在我国农机服务发展过程中，农机作业服务始终是其核心、重要组成部分，它的服务对象是广大的农户，农户对农机作业的需求，正是促进农机作业服务的内在基本动力。改革开放后，我国农机作业服务向市场化发展。伴随农村劳动力转移及农业种植质量要求的提高、农民收入的提高，考虑到农机专业化程度的提高及投资额的增加，农户本身不再有迫切愿望自己购机，而是委托农机专业户等服务主体进行耕作服务。那么从农户需求的角度来看，农户目前的农机服务需求现状如何，对未来农机服务的需求又有哪些期望？在农机服务上的支出是否有利于其增加种植收入？如果农机服务的增加有利于农户更有效提高收入，那么影响农户增加农机服务支出的影响因素有哪些？本文将就以上问题，进行深入分析，找出影响农户农机作业服务需求的因素，为促进农机作业服务的发展提供理论依据与实证分析。1农户对农机作业服务需求的理论分析与文献回顾1.1理论分析基础发展中国家农户经济行为规则的研究有着不同论点，以W.T舒尔茨为代表的理性小农学说和以恰亚诺夫为代表的自给小农学说是两种典型的代表。理性小农学说认为，在市场完善的条件下，农户可作为一个理性的人，合理安排其生产和消费。其生产和消费遵从企业生产理论、消费者行为理论。自给小农学说认为，在市场不完善的条件下，农户首先要考虑的是自我的消费，其生产行为受自我消费的影响，因此生产和消费不能完全分开。本文要研究的农户对农机服务的雇用行为，目前大型农机成为农业耕作的主要发展方向，而且农机服务市场化条件已基本成熟，我国小农户不再以自己购置小农机作为自我服务的主要生产工具，而以雇用更专业、更有效的农机服务为主。因此这里采用理性小农学说作为分析基础，研究农户生产中对农机服务投入的需求及其对农户受益的影响。1.2农户对农机及农机服务应用文献回顾在农户的农机及农机服务的应用上，Alcido Elenor Wande（2001）利用调研统计数据，讨论了巴西小农场农作物种植与农机拥有、农机服务获得方式等问题，找出其主要的农机作业环节为免耕播种、田间喷洒和收获，主要提供农机者为承包农机服务的农户、农民团体、当地政府的农机服务合作组织。Alcido Elenor Wande，Regina Birner，Heidi Wittmer（2003）进一步讨论了交易成本对农机服务提供的不同方式的影响，解释了小农场主为什么更愿意雇用农机服务而不是自己购买农机，并提出交易成本分析方法不适用于带有政策意图而成立的政府农机服务提供机构。Jeff Williams ，Terry Kastens,Lease,（1998）对农场经营中农机服务的不同形式的选择进行了研究，并将净现值法运用在农机购置、融资租赁或日常租用以及雇用农机服务的选择上。Mei-Ying Huang, Cliff J. Huang ,Tsu-Tan Fu（2002）对台湾大米种植农户的耕种安排和成本效益进行了实证研究。研究采用probit两阶段估计方程，对农户采用自己耕种还是契约雇佣耕种进行了分析。提出决策选择一方面考虑两种耕种方式的成本比较，另一方面还需考虑非成本因素。成本因素考虑了耕作土地面积、劳动力价格、自己投入农机的折旧和燃料费。非成本因素包括农民的年龄、教育年限、是否自有农机、家庭规模、种植收入占家庭总收入的比例、地区变量等。研究得出，契约雇佣耕作方式有利于小农户，同时也有利于采用自我耕作方式的大农户扩大耕作规模。契约雇佣耕作方式对年龄大于65岁的农民、兼业规模小的小农户有着显著的成本节约效果，成本节约达14%以上。我国也有学者对农户的农机需求与使用进行了关注。易丹丹、李晓红、焦长丰（2006）对我国不同省农户进行了问卷调查，在此基础上分析了我国农村家庭拥有的农业装备现状及未来需求。作者重点对农户农业装备需求种类和数量上进行了分析，但并未分析农户拥有和使用农业机械的不同方式间的内在原因。杨富堂、杨忠直（2006）对农户农机需求进行了细致划分，并通过对农户关于对农机拥有及对农机作业服务需求进行了博弈分析，指出当前中国农机化的主要问题是农户日益增长的对大型或高性能农机作业服务的需求没有得到应有的满足，从而制约了中国农机化的发展。文章指出了农户购买第三者提供的农机作业服务是最优决策，政府对农机购置的补贴政策应主要针对购买大型农机并提供专业化服务的农机大户或公司，但缺乏从实证上验证所得出的结论。在宏观层面，孟中,王瑞杰在农村经济与农机化服务(孟中,王瑞杰2005)中结合当前农村经济的特点，对农机化服务与农村土地整合与劳动力转移等问题间的关系进行了探讨，并提出了农机租赁服务的可行性。杨印生,郭鸿鹏（2004）在农机作业委托系统中介人问题的制度经济学解说中对农机作业委托系统中介人问题运用制度经济学的委托代理理论进行了分析，指出农机作业委托是一种经济活动、一种市场行为，需由市场经济的规律来规范和约束。另外，在市场经济的条件下，要保证委托各方的利益，才能调动各方的积极性。同时指出政府应逐渐撤出中介人这一领域。从文献分析来看，国外从农户的角度对农机作业服务方面的研究较少，但其研究理论和实证方法较成熟，可供借鉴。我国在农机服务方面进行的研究（例如郭鸿鹏 杨印生2004，卢秉福、张祖立2006）虽较多，但研究多为宏观层面。从农户角度进行分析（如易丹丹、李晓红、焦长丰2006，杨富堂、杨忠直2006）的较少，利用微观数据对农户农机服务需求行为进行实证分析的更是没有见到。1.3 本文研究思路综上所述，国内的研究缺乏从农户的角度利用微观数据进行深入的实证分析。本文将利用对山西农户调查的微观数据，就农机作业服务发展中，农户对农机作业服务的需求进行深入分析。本文第二节主要以在对山西农户农机服务需求调查的样本数据为基础，分析农户对农机作业服务需求现状及存在的问题，并深入了解农户对农机作业服务的认识、评价及潜在需求。第三节将采用农户生产函数分析农机服务投入对农户种植收入的规模效益影响。第四节从农户自身的角度出发，揭示农户采纳农机作业服务的主要影响因素。以上研究的结果将会有助于明确我国农机作业服务的发展方向，满足农户对农业机械化服务的需要，促进农机化的尽快实现。具体研究思路图如下：农户农机服务需求现状调查分析农户农机服务需求的理论研究基础及文献分析农户农机服务要素投入的边际产出分析农户农机服务需求影响因素实证分析结论图1研究思路2农户农机服务需求现状调查分析2.1调查样本的基本情况2.1.1问卷调查范围2006年7-9月，在山西省农机局的协助下，对山西省内农户采用农机服务的情况进行了抽样调查，共回收有效问卷821份，涉及全省11个地区的75个县。山西省居于我国中部，农业机械化程度也处于全国中等偏上水平。总体上山西省可代表我国农机作业发展的平均水平。山西省现辖11个省辖市，119个县（市、区）。人口3012万。全省15.6万平方公里的国土面积中，70%是丘陵和山地；6558万亩耕地中，76%是旱地。山西省地域南北狭长，耕作制南部为一年二熟，北部一年一熟。山西种植的主要农作物有玉米、小麦、杂粮以及油料、棉花、蔬菜、水果等。其中以小米、豆类、马铃薯为主的杂粮面积、产量占到粮食总面积和总产量的1/3。农业机械化程度居全国中上游水平。主要农作物除小麦外，播种面积较大的玉米、薯类机械化水平都较低。2.1.2样本农户的农业经营特征与家庭收入样本农户的作物种植以一年一作居多，为样本农户的70%，一年两作的为25%，两年三作等其他情况占到5%。样本农户的户均耕地面积为13亩，年家庭总收入平均为15468元，其中种植收入平均占到近40%，为6159元。有打工收入的农户有583户，占样本农户的71%；其打工收入平均为7531元，占该群体农户年收入的52%，该群体农户年收入平均为14446元，种植收入为4538元，占到总收入的31.4%。可以看出，农户的打工收入虽占家庭收入的主要来源，但打工收入并不高，家庭总收入还是较低。调查结果统计显示，样本农户的年人均总收入为3606元，年人均纯收入为1797元。从山西省统计资料得出，2005年山西农村居民的人均年纯收入为2589.6元。整体来看，被调查农户在山西农村家庭收入中处于中下水平。2.1.3样本农户的农机拥有情况及购置意愿样本农户中农机拥有情况见下表1。可以看出大部分农户不拥有农机也不打算购机。在问卷中对近一两年是否准备购买农机的问题中，准备购买农机的农户占31.5%，购机目的自己用和为他人服务挣钱各占一半的比例。不准备购买农机的农户占大多数，其原因主要有两个，一是资金不足，二是不如请别人服务划算。表1农户农机拥有及购置意愿农机拥有情况是否准备购机选项有没有是否有效样本数（个）279536246533占有效样本百分比（%）346631.5068.502.2调查结果分析2.2.1雇佣农机作业服务的动因目前我国农村户均土地面积较少，劳动力富裕，这种情形会使劳动力对农机作业服务形成替代，使农户减少对农机作业服务的需求。但随着农户兼业或外出打工会使农田耕作劳动力相对减少，增加农机作业服务的需求。农机作业还能在农忙时节以高效、高质的优势完成作物的抢种、抢收工作，大大减轻了人的劳动强度。判断农户外请农机作业服务的原因是劳动力问题还是对农机作业质量的认可等哪方面的原因，问卷中设计了“你雇佣农机服务的原因”一题，排在前三位的原因是：减轻劳动强度（占55.1%）、弥补劳动力不足（占21.8%）、比雇工更质优价廉（占11.9%）。具体见下表2。表2农户雇佣农机服务的动因雇佣原因减轻劳动强度弥补劳动力不足比雇工更质优价廉家里没必要买农机降低粮食损耗其他合计样本数（个）4451769673315808占样本百分比（%）55.121.811.990.41.9100在不缺乏劳动力的前提下，目前农户以机械作业来代替人工劳作是其更注重耕作质量、增加休闲时间、提高生活质量的体现。调查结果显示为了减轻劳动强度而雇佣农机作业服务的占到了一半以上。对于劳动力不足的原因，有的家庭劳动力确实少，有的农户由于存在兼业或劳动力外出打工使田间劳动力相对不足，由此而雇佣农机作业服务的农户占到了21.8%。在农忙季节，雇工曾在一定时间及范围内存在，但由于监督成本较高，且人工作业效率低，作业质量难以控制，因此在机械作业能够替代的作业环节农户会更倾向选择雇佣农机作业。2.2.2农户农机服务支出样本农户农机服务支出2005年平均为580元，超过580元的农户占到样本的31.2%，50%的农户农机服务支出在400元以下，见表3。表3雇佣农机服务支出表样本数（个）均值中位数众数最小值最大值雇佣农机服务支出（元）815580400300011000注：815户农户中有36户2005年没有农机服务支出，但往年存在农机服务支出。农机服务支出仅占农户家庭总支出的0.9%。在809户种植收入填写有效的样本农户中，农机服务支出平均占到占家庭种植收入的15%。计算农机服务支出与相关因素的相关系数如下表4，可以看出，农户年收入总额及耕地面积与农机服务支出呈正相关关系，既农户年收入总额及耕地面积的增加会使农机服务支出增加。但需要注意两方面，一是种植收入与农户年收入总额呈负相关，即农户年收入总额越高时，种植收入所占的比例越小，这说明农户收入的增长更多依赖于非种植收入的增加，但总收入的增加会使农户更有能力聘请农机服务；二是劳动力占家庭人口的比例与种植收入占家庭总收入的比例呈负相关，即劳动力占家庭人口的比例越大，种植收入占家庭总收入的比例反而越小。这也反映了目前农村劳动力向产值更高的非种植业转移的趋势，这一趋势也表明农机服务有更大的发展空间。表4农机服务支出相关系数表 农机服务支出农户耕地面积农户年收入总额种植收入占总收入的比例劳动力占家庭人口的比例农机服务支出相关系数10.198*0.221*0.118*0.005种植收入占总收入的比例相关系数0.119*0.257*(0.038)1.000 (0.075)*.表示在 0.01水平显著 (双尾检验).；*. 表示在 0.05水平显著 (双尾检验).()内数字表示负数2.2.3农机服务主体的选择农户接受的农机服务提供者主要有三类，按样本选择由多到少依次为：本村农机专业户（59%）、外村本县的农机服务者（24%）、外县跨区农机服务者（3.8%）。在提供农机服务的组织中，农机专业户占到绝大部分，县、村集体农机服务队仅占到5%。农户对雇佣本地还是外地农机服务主体的选择倾向见下表5。有45.9%的农户倾向选择本地农机服务，有36.1%的农户会根据作业价格和质量来确定，加上“无所谓”的农户，共47%的农户不在意服务者是本地还是外地，这说明农机服务在较大作业范围内还存在竞争发展的趋势。表5农户对农机服务主体的选择倾向雇佣本地农机雇佣外地农机根据作业价格与质量来决定无所谓合计样本数（个）3675428990800占总样本百分比（%）45.96.836.111.31004.对农机服务的评价农户对农机服务提供者的服务认可的主要有三方面，按选择频率由高到低依次为：作业的及时性（39.6%）、作业质量（36.8%）、服务态度（26.9%）。按服务主体是本村及本村以外分别统计得出，选择本村农机户的农户，最满意的是其作业的及时性，而选择本村以外农机服务主体的农户最满意的是其作业的质量。通过调研中对农户的访谈，了解到本村的农机专业户更便于为农户随时提供服务，他们的最大优势在于作业服务的及时性。而其外部竞争者靠的是熟练的农机作业技术以及更新快、性能好的农机，以作业服务的高质量、高效率作为市场竞争优势，扩大其服务范围。对目前农机服务中，农户最不满意的方面主要集中在服务价格上，有54.3%的农户认为服务价格太高。通过调查访谈了解到，服务价格较高的直接原因主要是近几年燃油价格的不断上涨所致。燃油成本的上升使接受农机作业服务的农户及提供农机作业服务的农机专业户成本上升。虽然国家为农民提供了粮食综合直补，其中包括了部分生产资料涨价给予的补贴，但并不能真正起到补贴农机作业成本上升的作用。农户认为服务价格较高的潜在原因还可能是农民的收入相对较低，导致其雇用农机服务的能力较低。总之，服务价格成为农户进一步接受农机服务的一个制约因素。表6农户对农机服务的不满意方面不满意选项服务价格太高机械作业的质量不行作业的及时性不够操作技术不够熟练不知道如何联系合适的农机服务有一些服务难以提供其他合计样本选择数（个）4241161217465017781占总样本百分比（%）54.314.915.50.95.96.42.21002.2.5未满足的需求农户目前最希望能够实现农机作业服务的环节，调查结果如下表7：表7农户目前最希望能够实现农机作业服务的环节环节玉米收获杂粮小麦收获秸秆处理其他合计样本数（个）412967848115820占总样本比例（%）50.211.79.55.814100山西省由于种植玉米面积大，但目前玉米收获机技术上还没有完全成熟，玉米的收获主要靠人工，费时费力，是农民迫切需要解决农机作业的一个环节。杂粮是山西北部种植特色，但由于种植面积小，杂粮的耕作和收获缺乏适用的机械。小麦的大面积机械收获已完全能够实现，但对于山西山地、丘陵地区的小麦收获还存在一定难度。其他项包括了植保、畜牧、农副产品加工等方面的农业机械服务内容。2.2.6对农机服务发展的期望对该问题调查问卷是以开放型问题提出的，经总结归纳，得出农户对农机服务发展的期望主要集中在三个方面，如下表8：表8农户对农机服务发展的期望服务方向提供适用的机械进行作业服务能够进行“一条龙”全面服务服务做到质优价廉合计样本数（个）251207150820占总样本比例（%）30.625.218.3100通过上表可以看出，虽然农户雇用农机作业服务面临服务价格高等问题，但仍然迫切希望能够有更多适用农业机械来代替人工劳作，在更多环节实现农业机械化，提高农机作业服务的专业化水平；另外对农机服务方式也提出了全面、周到的要求。这预示着从农户需求角度出发，尽可能提供全面的农机服务将是未来发展方向。新型适用农机的研制与推广，会大大促进农户对农机服务的需求。能够进行全面服务的农机服务主体将是未来发展中最具竞争力的服务主体。由此笔者推断，规模大、服务全的农机大户或农机合作组织的发展将在满足农户需求上成为主力。2.3农户农机服务需求调查的结论性评述1.农机作业服务向市场化发展，农户本身不再有迫切愿望自己购机，而是委托农机专业户等服务主体进行耕作服务。2.农户外请农机作业服务的动因主要是减轻劳动强度及弥补劳动力的不足。减轻农田作业劳动强度，减少农业种植对大量劳动力的依赖，适应农村劳动力向二、三产业等高附加值产业转移，是对农机服务进一步发展的必然要求。3.农机专业户已成为对农户进行农机服务的主要力量。集体农机服务组织等只作为辅助组织在较小的范围存在。由于农机服务有一定效益，有的农户购机目的是以此为增加收入的来源。但农户收入较低，缺乏资金购置大型农机具，这是农户向农机专业户发展转变中的一个障碍。4.农户对农机作业服务主体选择，有近半数的农户对本地、外地农机服务专业户没有倾向性，这说明农机服务在大范围还存在竞争发展的趋势。目前农机服务范围以本地作业为主，地缘、亲缘带来的双方信任（服务诚信）、作业及时性等仍是本地作业服务提供者的优势。5.农户对农机服务产生进一步需求受本身收入水平低及缺乏适用农机的双重制约。大部分农户认为农机服务的价格较高，原因可能有几方面：一是农户本身收入较低，二是农机燃油连年上涨，增加了农机作业的成本，导致价格相对较高。国家补贴虽已直接补到农民手中，但不足以弥补生产资料价格的上涨带来的负担。另外，目前我国农机的研制、生产还不能满足各种作物农田作业的专业化需求。6.农户对农机服务的完善有着进一步期待。如希望进一步提供适用的农机满足需求；希望农机服务提供者能够提供全方位服务；希望能够保证农机作业质量及合理的服务价格等。这说明我国农机作业服务目前离农户的需求还有很大差距，还需要进一步提高服务水平并积极推广普及新机具。总之，农机作业服务的进一步完善更能促进农业现代化发展，促进农村富余劳动力转移到产值及收入更高的二、三产业；而农民收入的提高使农户进一步增加雇用农机服务的能力，现实需求的增加会进进而促进农机服务的专业化、社会化发展。3农户生产农机服务投入的边际产出分析上节的问卷调查表明了农户对农机服务存在着现实和潜在的需求，本节将从理论上利用农户的生产函数进一步证明农机服务的投入对提高农户种植收入的重要性。3.1生产函数理论分析这里用生产函数来分析农户的农机服务投入的边际产出。所谓生产函数，是指生产组织，在既定的工程技术条件下，给定投入与所能得到的最大产出之间的关系。以公式表示，当投入指劳动（L）与资本（K），得到最大产出Q时，则生产函数为：Q=f（L，K）-（1）当投入还包括土地（T）时，公式可扩展为：Q=f（L，K，T）-（2）一般而言，如果有多个投入要素a、b、c、d、e等时，则公式为：Q=f（a，b，c，d，e）-（3）在经济学中，一个著名的生产函数：柯布道格拉斯（Cobb-Douglas）函数，由美国数学家柯布、经济学家道格拉斯根据历史统计资料，研究从1899-1922年美国的资本和劳动对生产的影响得出。一般形式为：QA*L*K，Q为产量，L和K分别为劳动和资本投入量，A、和为3个参数，0,1。当1时，和分别表示劳动和资本在生产过程中的相对重要性，为劳动所得在总产量中所占的份额，为资本所得在总产量中所占的份额。若1，则为规模报酬递增；若1，则为规模报酬不变；若1，则为规模报酬递减顾秀林，经济学数量模型的选择与科布道格拉斯生产函数，中国农村观察，2007.1 p2-10柯布道格拉斯（Cobb-Douglas）函数不仅应用于宏观经济分析，还被广泛地应用在微观经济分析中。这里运用柯布-道格拉斯生产函数（C-D生产函数），来分析农机服务投入农户对种植收入产生的边际产出。如果边际产出大于1，则农户增加农机服务上的投入的增加会使产出更高。柯布-道格拉斯生产函数 -（4）其中：Y代表农户的种植产出，用种植收入表示；A代表常量，表示技术水平等不变量；L代表农户投入的劳动力数量；T代表农户投入的土地面积；M代表农户在农机服务上的资金投入；S代表农户在种子、化肥、农药等方面生产性投入。i（i=1-4）分别表示劳动力弹性系数、土地弹性系数、农机服务弹性系数、种子等其他投入的弹性系数、对上式进行线性化处理，两边取对数，则变形为ln(Y )= 0+ a1ln(L)+ 2ln(T)+ 3ln(M)+ 4ln(S)+u -（5）其中，ln( A )=a 0， u为残差项。公式（5）可以看作线性，利用统计数据，采用最小二乘法进行回归分析，即可求出方程的系数值，得到生产函数方程，得出农机服务对种植收入的弹性系数3的值。将的Y对M进行求偏导，过程如下：-（6） -（7）当回归得出系数3后，判断MR的值，如果大于1，则增加农机服务投入会大幅度增加农户种植业收入，可继续增加农机服务的投入，即农户对农机服务存在进一步的需求。如果MR=1时，农机服务供需平衡，资源得到有效配置，即农户对农机服务的需求得到满足。如果MR1，说明农机服务投入增加1元，种植收入将会增长2.02元。因此，增加农机服务这一资源投入，有助于农户种植收入的较大提高。下面，进一步考证在不同种植收入下，农机服务投入在生产函数中的弹性系数。这里生产函数仅考虑投入要素，省略农户年龄、教育等其它影响因素。根据样本种植收入按种植收入3000; 3000=种植收入=5000进行分组，分析农机服务支出在生产函数中的弹性系数变化趋势。不同组别的变量统计描述见表 ；柯布道格拉斯线性生产函数的弹性系数比较见表 表10生产函数中不同种植收入水平下投入要素的统计均值比较 生产性支出劳动力数耕地面积服务支出种植收入有效样本数全部1495.2072.23161813.11392579.57075957.305809种植收入3000609.80151.9696979.137079348.62851599.9482633000=种植收入=50002311.8912.38181817.36455794.43511054.76329表11不同种植收入水平下生产函数弹性系数比较全部种植收入30003000=种植收入=5000弹性系数显著性弹性系数显著性弹性系数显著性弹性系数显著性LN耕地面0.034 0.265 -0.025 0.513 0.053 0.003 0.117 0.001 LN农服支0.193 0.000 -0.015 0.681 0.035 0.009 0.172 0.000 ln生支0.273 0.000 0.224 0.000 -0.025 0.101 0.172 0.000 LN农劳0.467 0.000 0.293 0.000 0.022 0.159 0.237 0.000 种植收入=5000及3000=种植收入5000两组中，农机服务支出的弹性系数都显著，且符号为正。总的来看，随着农户种植收入的提高，农机服务支出的生产弹性系数呈增加趋势。说明种植收入较高水平下，农机服务投入的增加会产生更高的边际效益。4农户农机作业服务需求影响因素分析本部分将采用实证方法对影响农户采用农机服务的因素进行定量的分析。具体研究分为两阶段，第一阶段，考察农户是否雇用了农机服务，雇用与否受到哪些因素的影响；第二阶段，对雇用农机服务的农户作进一步深入研究，分析农户对农机作业服务利用程度受哪些因素的影响。第一阶段的研究因变量为农户是否雇用了农机作业服务，影响因素从家庭人口及劳动力特征、家庭土地规模及机械化耕作条件、经济状况、农机服务的可获得性等方面进行考察。了解制约农户采纳农机服务的影响因素对于强化农户对农机服务需求的内在动力，促进农机化发展及农机服务进一步的社会化有着重要的意义。第二阶段的分析考察农户对农机作业服务的利用程度，影响因素主要选择家庭人口及劳动力特征、家庭土地规模及机械化耕作条件、种植制度、农户经济状况、农机服务的可获得性等方面进行考察。研究主要是针对农户对农机服务的需求进行，因此对于不同研究重点，所要考察的农户条件及农机服务的提供等方面类同，但具体变量则会根据研究目的的有所调整。通过这两阶段分析，力图得出影响农户雇用农机服务的主要因素。为进一步的研究及政策建议提供依据。4.1影响农户选择雇用农机服务与否的因素估计4.1.1影响因素的选择与推测借鉴对农户行为已有的研究结果（Alcido Elenor Wande，Regina Birner，Heidi Wittmer，2003；钱文荣，张忠明，2007；郭红东，蒋文华，2004），考虑农机服务特点，将影响农户农机服务方面的支出的主要因素分为农户家庭特征、农业经营特征及农机服务可获得性三大类。每类中有若干变量，对变量的影响推断见如下分析。农户家庭特征，包括家庭劳动力数、家庭人口数。一般家庭劳动力越多，选择农机服务的可能也越小，但如果劳动力能转入其他收入更高的产业时，反而会增加雇佣农机服务的可能性。家庭人口数代表家庭规模，一方面内含家庭提供劳动力的数量或家庭土地规模，另一方面也可表示农户家庭生活开支负担。对于雇佣农机服务不能确定其影响方向。农户农业经营特征，包括年家庭总收入、种植收入占家庭总收入的比例、农户劳均耕地面积、耕地类型（耕地对农机耕作的适应程度）、种植制度、是否拥有农机等。年家庭总收入一定程度上反映了农户的经济状况，收入越多，越有能力选择农机服务。种植收入占家庭总收入的比例，反映了农户种植的专业化程度，种植收入占家庭收入的比例越高，选择农机作业服务的可能会更高。耕地类型主要指耕地是否适宜农机耕作。该数据由被调查县市的机耕地面积与该县市所有耕地面积相比得出，用机耕比例来表示，近似代表本地农户耕地类型。机耕比例越高，农户采用农机服务的可能越大。种植制度是指当地农作物为一年一作、两年三作、一年两作还是其他。年种植频率越高，对耕作的时间要求越高，越倾向于采用农机服务来提高种植效率。家庭是否拥有农机，对雇佣农机服务有一定影响。拥有农机的农户对农机服务的需求可能会小一些。农机服务的可获得性，这里采用被调查县市的单位机耕地面积拥有的拖拉机及联合收割机动力来表示。考虑到农机作业服务以用拖拉机和联合收割机为主，用两者的动力来代表可用作农机作业的农业机械的多少。单位面积动力越多，表示农户获得农机服务的方便性及可能性越大，农户选择农机作业服务的可能性越大。变量估计影响方向见下表：表12自变量影响方向估计变量人口数劳动力数LNinc种收比总种植方式劳均耕地机耕比例有无农机均耕动力估计影响方向+-+？+-+4.1.2模型设定及估计结果分析农户选择农机服务的行为有两种结果，一是雇佣，二是不雇佣。因变量为一个二元分类变量，而不是一个连续变量时，线性回归模型不适用。通常采用对数线性模型。此处考察影响农户进行选择的影响因素，在这里选用logistic回归模型进行估计。logistic回归模型是一种特殊的对数线性模型。用于研究当因变量为0、1变量时，将因变量y转换为求其取值为1的概率p时，引入logistic变换，公式为xi为模型的各个自变量，模型具体变量说明如下：表13模型自变量说明变量名称变量含义人口数农户家庭人口总数劳动力数农户中劳动力数量Lninc2005年农机专业户的家庭收入的对数种收比总2005年农户种植收入占当年家庭收入的比例种植11=1年1作 ； 0=其他种植21=1年2作 ； 0=其他种植31=2年3作 ； 0=其他劳均耕地农户每个劳动力平均耕地面积机耕比例本县（市）机耕面积与总耕地面积的比例，代表当地农户土地类型或土地对采用农机服务的适应性有无农机1=有；0=无均耕动力本县（市）单位耕地面积（千公顷）拥有的拖拉机及联合收割机的动力数（千瓦）对于种植制度这里进行离差编码，引入了3个虚拟变量，离差编码表如下：表14种植制度离差编码种植制度频数种植制度（1）种植制度（2）种植制度（3）1年1作5671001年2作2020102年3作29001其他2000变量描述性统计见下表：表15自变量描述性统计最小值最大值均值人口数1154.39劳动力数1.0015.002.2316家庭收入对数（LNinc）6.7313.129.4091种收比总0.002.670.3982种植1010.70种植2010.25种植3010.04劳均耕地0.33166.676.9477机耕比例0.031.000.5650有无农机010.34均耕动力89.7312,311.281,860.5814这里采用spss11.5软件进行估计，其中logistic模型是用极大似然估计法进行的。方程估计采用默认的强迫进入法（enter），将所有自变量强制进入回归模型。方程估计结果见下表：表16 影响农户选择农机作业服务行为因素的logistic模型系数回归结果自变量BS.E.WalddfSig.Exp(B)95.0% C.I.for EXP(B)LowerUpper人口数劳动力数LNinc种收比总种植方式种植方式(1)种植方式(2)种植方式(3)劳均耕地机耕比例有无农机均耕动力Constant-0.0620.1520.16510.6840.9400.6971.2670.3680.2841.68710.1941.4450.8292.5201.0210.3558.29010.0042.7771.3865.5660.8590.7591.28110.2582.3600.53410.4370.54930.908-17.67428,216.2410.00011.0000.0000.000.-17.45328,216.2410.00011.0000.0000.000.-18.29628,216.2410.00010.9990.0000.000.-0.0360.0128.94110.0030.9640.9420.988-0.0870.7680.01310.9100.9170.2034.131-2.5090.45430.59810.0000.0810.0330.1980.0010.0007.48310.0061.0011.0001.00111.15228,216.2410.00011.00069,693.058Spss没有给出logistic回归的标准化回归系数，对于logistic回归，没有普通线性回归那样的解释，因而计算标准化回归系数并不重要。但可通过系数B值的正负值，看其变化的方向。在进行参数显著性检验时，判断一个自变量是否应该包含在模型中，可以使用Wald统计量或sig值。Sig.值为Wald统计量对应的概率p值 也可采用以下检验方法：在=0.05时自由度为1的分布的临界值为3.841，如果Wald值大于3.841，则拒绝原假设，表明该系数在95%的置信度上统计显著。分析各变量的Sig.值，可见在0.01检验水平下，LNinc、劳均耕地、有无农机、均耕动力显著，具有统计学意义，即这几个变量对因变量（农户选择雇佣农机作业服务的概率）影响显著，应包括在方程中。人口数、劳动力数、种植收入占家庭总收入的比例、种植方式、机耕比例几个变量对农机选择农机作业服务行为影响不大。Exp(B)对应每个自变量的优势比OR（odds ratio）值。优势比是反映两个二项分类变量之间关系的指标。Logistic回归模型中的优势比可写成下式：Ln=logit（p）=ln（）=实际中，logistic回归不是直接解释回归系数bk，而是解释优势比，即在其他自变量固定不变的情况下，某一自变量xk改变一个单位，应变量对应的优势比平均改变Exp(Bk)个单位。对于显著的变量，例如家庭收入的对数（LNinc）的OR估计值=Exp(B)=2.77，表示在其他自变量值固定的情况下，收入每增加一个比例，相应的农机作业服务选择优势改变2.777倍，即随着农户家庭总收入的收入的增加，选择雇佣农机作业服务的概率会增加。又如拥有农机的农户雇佣农机作业服务选择优势改变为不拥有农机的农户的0.081倍，即反过来不拥有农机的农户雇佣农机作业服务的选择优势为拥有农机的农户的12.3倍。模型检验（Chi-square）是回归模型的显著性检验。目的是检验全体自变量与因变量的线性关系是否显著，是否可以用线性模型拟合。零假设H0是各系数同时为零，全体自变量与因变量的线性关系不显著。表-中， 值显著性概率为0（sig.）远远小于显著性水平，则应拒绝零假设。因此该模型中的所有回归系数不同时为零，全体自变量与因变量的线性关系显著。表17模型系数的综合检验（Omnibus Tests of Model Coefficients） Chi-squaredfSig.Step 1Step69.300110.000Block69.300110.000Model69.300110.000表18模型总体参数表Step-2 Log likelihoodCox & Snell R SquareNagelkerke R Square1224.3340.0830.270上表中，伪决定系数R2 （Nagelkerke R Square）为0.27，在大样本的情况下，该值都偏小，本结果已不错。由于本样本远大于100个观测样本，样本较大，可以进一步用Hosmer - Lemeshow 拟合优度检验，检验结果见下表：表19模型拟合优度的Hosmer - Lemeshow检验（Hosmer and Lemeshow Test）StepChi-squaredfSig.13.74880.879Hosmer - Lemeshow 拟合优度检验得到检验p值为0.879，大于0.05，表明由预测概率获得的期望频数与观测频数之间差异无统计学意义，即模型拟合较好。另外，对于模型估计准确程度，spss也输出了模型95.6%的估计准确率。整体看来模型拟合程度较好。3模型估计结果讨论：（1）对于统计结果显著的变量，按显著性即对农户选择农机作业服务概率的影响程度由大到小依次排列为：lninc、劳均耕地、有无农机、均耕动力。（2）Lninc为正面影响，即随着农户收入的增加，农户选择农机服务的概率增加。劳均耕地和有无农机为负方向影响。农户中如果平均每个劳动力的耕地面积越多，则更不倾向于雇佣农机服务，也可能是在农户耕地面积相对较大时，会更倾向于自己购买农机来自我服务或同时为他人提供服务。拥有农机的情况下会减少雇佣农机作业服务的几率。均耕动力为当地单位机耕面积拥有的拖拉机及联合收割机的动力数，代表了农机作业服务的可获得性。结果表明，单位机耕面积农机动力越多，农户越有可能获得相应服务。与前面的经验假设一致。（3）不显著的变量中，考察其影响方向。人口数增加带来对农机作业服务雇佣概率的负向影响，与推断方向一致。劳动力数B值系数为正，即B=0.368，Exp(B)=1.445，说明每增加一个劳动力，农户会选择雇佣农机服务的发生比增加1.445倍。表明劳动力的增加会增加农户雇佣农机服务的概率。这与前面经验推断不同。可能有如下几方面原因。一是目前我国农村劳动力存在过剩，农户会将家庭劳动力的土地集中起来耕作，剩余劳动力会转向其他产业获得更多收益；二是即使劳动