农户农机作业服务需求分析

农户农机作业服务需求分析

在我国农机服务进展过程中，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

宽敞的农户，农户对农机作业的需求，正是促进农机作业服务的内在差不多动力。改革开放

后，我国农机作业服务向市场化进展。相伴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，而是托付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，对以后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？假如农机服务的增加有利于农户更有效提高收入、那么阻

碍农户增加农机服务支出的阻碍因素有哪些？本文将就以上问题，进行深入分析.找出阻

碍农户农机作业服务需求的因素，为促进农机作业服务的进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忆

1.1理论分析基础

进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，农户第一要考虑的是自

我的消费，其生产行为受自我消费的阻碍，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要紧进展方向，而且农机服务市场

化条件已差不多成熟.我国小农户不再以自己购置小农机作为自我服务的要紧生产工具，而

以雇用更专业、更有效的农机服务为主。因此那个地点兴纳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阻碍。

1.2农户对农机及农机服务应用文献回忆

在农户的农机及农机服务的应用上,AlcidoElenorWande(2(X)1)利用调研统计数据，讨

论了巴西小农场农作物种值与农机拥有，农机服务获得方式等问题，找出其要紧的农机作业

环节为免耕播种、田间喷洒和收成，要紧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。AlcidoElenorWandc,ReginaBirncr,HeidiWittnicr(2003)进一

步讨论了交易成本对农机服务提供的不同方式的阻碍，说明了小农场主什么缘故更情愿雇

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，

JeffWilliams,TerryKastens,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，并将净现值法应用在农机购置、融资租赁或日常租用以及雇用农机服务的选择

Mei-Yin.Huang.Clif.J.Huan.,Tsu-Ta.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。研究采纳probit两时期估量方程，对农户采纳自己耕种依旧契约雇佣耕

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，契约展佣耕作方式有利于小农户，同时也有利于采纳自我新作

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成效，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

及以后需求。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缘故。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

中国农机化的要紧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进展。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要紧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，郭鸿胭（2004）在《农机作业托付系统中介人问

题的制度经济学解说》中对农机作业托付系统中介人问题运用制度经济学的托付一代理理论

进行了分析，指出农机作业托付是一种经济活动、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，要保证托付各方的利益，才能调动各方的积极性。

同时指出政府应逐步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，就农机作业服务进展中，农户对农机作业服务的需求进行

深入分析。本文第二节要紧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、评判及潜

在需求。第三节将采纳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阻碍。第

四节从农户自身的角慢动身.揭示农户采纳农机作业服务的要紧阻碍因素。以上研究的结果

将会有助于明确我国农机作业服务的进展方向，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：

图1研究思路

2农户农机服务需求现状调查分析

2.1调查样本的差不多情形

2.1.1问卷调查范畴

2(X)6年7-9月，在山西省农机局的协助下，对山西省内农户采纳农机服务的情形进行了抽样

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进展的平均水平。

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。山西种植的要紧农作物有玉米、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枳、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。要紧农作物除小麦外，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点与家庭收入

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

作等其他情形占到5%。样本农户的户均耕地面枳为13亩，年家庭总收入平均为15468元，其

中种植收入平均占到近4。％,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，加植收入为4538元，占到总收入的

31.4%。能够看出，农户的打JL收入虽占家庭收入的耍紧来源，但扪_L收入并不高，家庭总收

入依旧较低。

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形及购置意愿

样本农户中农机拥有情形见下表1。能够看出大部分农户不拥有农机也不打算购机。在问卷中对

近一两年是否预备购买农机的问题中，预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。不预备购买农机的农户占大多数，其缘故要紧有两个，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

农机拥有情形是否预备购机

选项有没有是否

有效样本数（个）279536246533

占有效样本百分比（%）346631.5068.50

2.2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咸少,

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。判定农户外请农机作业服务的缘故是劳动力问题依旧对农机作

业质量的认可等哪方面的缘故，问卷中设计了“你雇佣农机服务的缘故”一题，排在前三位的缘

故是：减轻劳动强度（占55.1%）、补偿劳动力不足（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

减轻劳补偿劳动力比雇工更质优家里没必要买降低粮食其合

胜VI1稼nx

动强度不足价廉农机损耗他计

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

休闲时刻、提高生活质量的表达。调杳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。关于劳动力不足的缘故，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,雇工曾在一定时刻及范畴内存在,但由于监督成本较高.且人工作业效率低.作

业质量难以操纵，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30户2000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%。

运算农机服务支出与相关因素的相关系数如下表4,能够看出，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靠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，这一趋势也说明农机服务有更大的进展空间。

表4农机服务支出相关系数表

农机服务农户耕地农户年收入种植收入占总收劳动力占家庭人

支出面积总额入的比例口的比例

相关

农机服务支出系数10.198**0.221**0.118**0.005

种植收入占总相关

0.257**(0.038)1.000(0.075)**

收入的比例系数

**.表示.0.01水平显.（双尾枪脸）.；*.表示.0.05水平显.（双尾检验）.

（）内数字表示负数

2.2.3农机服务主体的选择

农户同意的农机服务提供者要紧有三类，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%）o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%。

农户对雇佣本地依旧外地农机服务丰体的选择倾向见下表5。有45.9%的农户倾向诜择本地农机

服务，有36.1%的农户会依照作业价格和质量来确定，加上“无所谓”的农户，共47%的农户不

在意服务者是本地依旧外地，这说明农机服务在较大作业范瞎内还存在竞争进展的趋势，

表5农户对农机服务主体的选择倾向

雇佣本地雇佣外地

依照作业分格与质量来决定无所谓合计

农机农机

样本数（个）3675428990800

占总样本百分比（％）45.96.836.111.3100

4.对农机服务的评判

农户对农机服务提供者的服务认可的要紧有三方面，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（269%）。

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，最中意的是其作

业的及时性，而选择本村以外农机服务主体的农户最中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，扩大其服务范畴。

对目前农机服务中，农户最不中意的方面要紧集中在服务价格上，有54.3%的农户认为

服务价格太高。通过调查访谈了解到，服务价格较高的直截了当缘故要紧是近几年燃油价格

的不断上涨所致。燃油成本的上升使同意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。尽管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庙的潜在缘故

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

进一步同意农机服务的一个制约因素。

表6农户对农机服务的不中意方面

操作技不明白如何联有一些

服务价机械作业的作业的及其

不中意选项术不够系合适的农机服务难合计

格太高质量不行时性不够他

熟练服务以提供

样本选择数

4241161217465017781

（个）

占总样本百

54.314.915.50.95.96.42.2100

分比（％）

2.2.5未满足的需求

农户目前最期望能够实现农机作业服务的环节，调查结果如下表7:

表7农户目前最期望能够实现农机作业服务的环节

环节玉米收成杂粮小麦收成秸秆处理其他合计

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，但目前玉米收成机技术上还没有完全成熟，玉米的收成要紧靠

人工，费时费劲，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，杂粮的耕作和收成缺乏适用的机械。小麦的大面积机械收成已完全能够实

现，但关于山西山地、丘陵地区的小麦收成还存在一定难度。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对农机服务进展的期望

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进展的期望要紧

集中在三个方面，如下表8:

表8农户对农机服务进展的期望

提供适用的机械进行能够进行“一条龙”服务做到

服务方向合计

作业服务全面服务质优价廉

样本数（个）251207150820

占总样本比例（％）30.625.218.3100

通过上表能够看出，尽管农户雇用农机作业服务面临服务价格高等问题，但仍旧迫切期望能

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动

身，尽可能提供全面的农机服务将是以后进展方向。新矍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以后进展中最具竞争力的

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进展将在满足农户

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进展，农户本身不再有迫切愿望自己购机，而是托付农机专业

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要紧是减轻劳动强度及补偿劳动力的不足。减轻农田作

业劳动强度，减少农业种植对大量劳动力的依靠，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进展的必定要求。

3.农机专业户已成为对农户进行农机服务的要紧力量。集体农机服务组织等只作为辅助

组织在较小的范畴存在。由于农机服务有•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进展转变中的一

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畴还存在竞争进展的趋势。目前农机服务范畴以本地作业为主,

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，缘故可能有几方面：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。国家补贴虽已直截了当补到农民手中,

但不足以补偿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•步期待。如期望进•步提供适用的农机满足需求；期望农

机服务提供者能够提供全方位服务；期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FI前禽农户的需求还有专门大差跖，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进展，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、社会化进展。

3农户生产农机服务投入的边际产出分析

上节的问卷调查说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

那个地点用生产函数来分析农户的农机服务投入的边际产出。所渭生产函数，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)与资木(K),得到最大产出Q时，则生产函数为：

Q=f(L,K)-------------------------------------------(I)

当投入还包括土地(T)时，公式可扩展为：

Q=f(L.K,T)........................................(2)

一样而言，假如有多个投入要素a、b、c、d、e等时，则公式为：

Q=f(a,b,c,d,e……)-------------------------------(3)

在经济学中，一个闻名的生产函数：柯布一道格拉斯(Cobb-Douglas)函数，由美国数学

家柯布、经济学家道格拉斯依照历史统计资料，研究从1899-1922年美国的资本和劳动对生

产的阻碍得出。•样形式为：Q=A*LAa*KAB,Q为产量,L和K分别为劳动和资本投入量,

A、a和B为3个参数，OVa,BV|。当a+B=|时，a和B分别表示劳动和资本在生产

过程中的相对重要性，a为劳动所得在总产量中所占的份额，B为资本所得在总产量中所占

的份额。若a+B>l,则为规模酬劳递增；若a+B=l,则为规模酬劳不变；若a+BV

I,则为规模酬劳递减.柯布一道格拉斯(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。

那个地点运用柯布-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。假如边际产出大于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

Y=AL"T2Mgsq

-------------------(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。

3(i=l-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)=aO+aIln(L)+a21n(T)+a31n(M)+a41n(S)+u..................(5)

其中,hi(A尸aO,u为残差项。

公式(5)能够看作线性，利用统计数据，采纳最小二乘法进行回来分析，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a3的值。

将Y=

的Y对M进行求偏导，过程如下：

=田心厂犷3勺-----------------------------(6)

&M

//?=也............................................(7)

M

当【口I来得出系数a3后，判定MR的值，假如大于1,则增加农机服务投入会大幅度增加农户

种植业收入，可连续增加农机服务的投入，即农户对衣机服务存在进一步的需求。假如

MR=1时，农机服务供需平稳，资源得到有效配置，即农户对农机服务的需求得到满足。假

如MR<1时，增加农机服务投入会减少种植业收入，即农机服务供给过度，超过了农户的需

求。

下面通过检验的值分析农户资源配置是否达到有效，是否进一步需

要增加农机服务。

3.2农机服务边际效益分析

利用山西农户的样本数据，将C-D生产函数线性化后的时数线性方程进行回来分析。

C-D牛.产函数线性化后的对数线性方程为

括号中为可能阻碍农业种植收入的操纵变量。农户户主的教育水平及年龄代表其从事种

植业的技术水平及体会。口为其他未能考虑因素的误差项。需要说明的是.农户家庭劳动力

投入，在问卷中获得的数据未能区分在非种植业中的劳动力，此处数据存在高估可能，因此

也可采纳其替换变量，用农户种植业投入劳动力的量作为替代变量，此处运算公式为：

农户种植业投入劳动力数量;农户家庭劳动力*种植收入/家庭总收入。

其他生产性支出包括种子化肥农药等支出。

上式可写成如下形式：

AAAA

y=+ax1+a2f+a3%s+(a5EDU+abAGE)

其中：y代表农户的种植产出，用种植收入表示；分别代表农户投入的劳动力数量、

土地面积、农机服务投入及种子、化肥、农药等生产方面的投入；EDU、AGE分别代表农

户户主的受教育水平和年聆。

具体运算分析见下表，其中方程1与方程2分别采纳农户劳动力与农户种植业劳动力，进行对比

分析：

表9生产函数回来分析参数表

(Constant)LN劳动LN农劳LN耕地LN农服In生文化程户主年

力面支支度龄

系数3.9290.005--0.1770.2210.427-0.096-0.001

方程显著

1性0.0000.9320.0000.0000.0000.0020.700

方程系数5.748-0.4680.0310.1970.276-0.071-0.005

2显著

性0.0000.0000.3020.0000.0000.0060.030

依照农户样本数据，通过SPSS11.5统计分析软件，将数据代入进行回来。对比劳动力

投入变量的不同选择，能够明白，方程1中，直截了当用农户劳动力数据得出的参数不显著,

方程2中，经运算的种植劳动力变量参数显著，且方程抵合的R2值更高，F检验值更大。因

此，用方程2来进行具体分析。

利用多元回来分析法，采纳方程2的参数，写出方程见下式：

y=5.748+0.468+0.0311+197m+0.276S-0.071EDU-0.005AGE

方程联合检验F值通过检验，系数中除耕地面积没能通过检验，其他变量均通过0.05水

平下的（值显著性检验。文化程度系数为负，可能受教育水平越高，农民越易在非种植业中

获得更好的收入机会，从而减少农业生产。

从变量系数看，种子化肥农药等其它投入之和对种植收入的弹性系数最大，为0.276,

其次为农机服务支出，其弹性系数为0/97。但以单项支出对种植收入的阻碍看，农机服务

的奉献差不多专门大了。

各变最系数之和小于1,说明整体规模收益递减，但其和接近1,递减程度不大。关于农

机服务支出、生产性支出（包括种子、化肥、农药等）和有效劳动力投入，其弹性系数都大

于0.1,说明增加这些方面的投入能够在一定程度上提高农业收入。在我国，土地资源有限、

土地流转有限的情形卜二农户难以通过土地的扩大来增加种植收入.土地变量在方程中并不

显著。

关于农机服务支出，可运算农机服务支出的边际效益，运算公式为MR=0.197*（种植收入

/农机服务支出），通过农户统计数据，得出农户的种植收入、农机服务支出的均值为5957.305

元、579.5707元。代入后运算得出MR=2.O2,MR＞1,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C那个地

点生产函数仅考虑投入要素，省略农户年龄、教育等其它阻碍因素。

依照样本种植收入按种植收入＜3000;3000=＜种植收入＜5000,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；柯布一

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＜3000609.80151.9696979.137079348.62851599.948263

3000＜=种植收入＜50001339.292.32718911.73226541.32263563.355217

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0.0340.265-0.0250.5130.0530.0030.1170.001

LN农服支0.1930.000-0.0150.6810.0350.0090.1720.000

In生支0.2730.0000.2240.000-0.0250.1010.1720.000

LN农劳0.4670.0000.2930.0000.0220.1590.2370.000

种植收入＜3000的农户中，农机服务支出的生产弹性系数不显著，符号为负。符号为负说明

增加农机服务支出会减少种植收入，缘故可能是农户耕地少，机械耕作效率差，成本高造成

的；也可能存在兼业，以其它收入为主的情形下，尽量减少耕地面积或农机服务支出，有利

于保证其他兼业的投入。

种植收入A=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，旦符

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阻碍因素分析

本部分将采纳实证方法对阻碍农户采纳农机服务的因素进行定量的分析。具体研究分为两时

期，第一时期，考察农户是否雇用了农机服务，雇用与否受到哪些因素的阻碍;第二时期，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

阻碍。第一时期的研究因变量为农户是否雇用了农机作业服务，阻碍因素从家庭人口及劳动

力特点'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阻碍因素关于强化农户对农机服务需求的内在动力.促进农

机化进展及农机服务进一步的社会化有着重要的意义。第二时期的分析考察农户对农机作业

服务的利用程度.阻碍因素要紧选择家庭人口及劳动力特点、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。研究要紧是针对农户

对农机服务的需求进行，因此关于不同研究重点，所要考察的农户条件及农机服务的提供等

方面类同，但具体变量则会依照研究目的的有所调整。通过这两时期分析，力图得出阻碍农

户雇用农机服务的要紧因素。为进一步的研究及政策建议提供依据。

4.1阻碍农户选择雇用农机服务与否的因素估量

4.1.1阻碍因索的选择与估量

借鉴对农户行为已有的研究结果（AlcidoElcnorWande,ReginaBirncr,HeidiWittmer,

2003；钱文荣，张忠明,2007；郭红东，蒋文华,2004）,考虑农机服务特点，将阻碍农户农机

服务方面的支出的要紧因素分为农户家庭特点、农业经营特点及农机服务可获得性三大类。

每类中有若干变量，对变量的阻碍推断见如下分析。

农户家庭特点，包括家庭劳动力数、家庭人口数。一样家庭劳动力越多，选择农机服务

的可能也越小，但假如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。家庭人口数代表家宓规模，一方面内含家庭提供劳动力的数晟或家庭土地规模，另一

方面也可表示农户家庭生活开支负担。关于雇佣农机服务不能确定其阻碍方向。

农户农业经营特点，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。耕地类型要紧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，农户采纳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、一年两作依旧其他。年种植频率越高，对耕作的时刻要求越高，越倾向于采纳农

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阻碍。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，那个地点采纳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。

变量估量阻碍方向见下表:

表12自变・阻碍方向估■

变量人口劳动力LNinc种收比种植方劳均耕机耕比有无农均耕动

数数总式地例机力

估量阻碍方+-++?++-♦

向

4.1.2模型设定及估量结果分析

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，线性回来模型不适用。通常采纳对数线性模型。此处考察阻

碍农户进行选择的阻碍因素，在那个地点选用logistic回来模型进行估量。logistic回来模型

是一种专门的对数线性模型。用于研究当因变量为0、I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

g(p)=山(掰k)=d+4西+么占+…+4/+£

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•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I1=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纳农机服务

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）拥有的拖拉矶及联合收割机的动力数（千瓦）

关于种植制度那个地点进行离差编码，引入了3个虚拟变个，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567100

1年2作202010

2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

那个地点采纳spss11.5软件进行估量，其中logistic模型是用极大似然估量法进行的。方

程估量采纳默认的强迫进入法(enter),将所有日变量强制进入回来模型。

方程估量结果见下表：

表16阻碍农户选择农机作业服务行为因素的logistic模型系数回来结果

95.0%C.I.forEXP(B)

自变量BS.E.WalddfSig.Exp(B)LowerUpper

人口数-0.0620.1520.16510.6840.9400.6971.267

劳动力数0.3680.2841.68710.1941.4450.8292.520

LNinc1.0210.3558.29010.0042.7771.3865.566

种收比总0.8590.7591.28110.2582.3600.53410.437

种植方式0.54930.908

种植方式(1)-17.67428,216.2410.00011.0000.0000.000■

种植方式(2)-17.45328,216.2410.00011.0000.0000.000

种植方式(3)-18.29628,216.2410.00010.9990.0000.000*

劳均耕地-0.0360.0128.94110.0030.9640.9420.988

机耕比例-0.0870.7680.01310.9100.9170.2034.131

有无农机-2.5090.45430.59810.0000.0810.0330.198

均耕动力0.0010.0007.48310.0061.0011.0001.001

Constant11.15228,216.2410.00011.00069,693.058

Spss没有给出logisticI用来的标准化I可来系数，关于logisticI可来，没有一般线性I口I来那

样的说明，因而运算标准化回来系数并不重要。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，判定一个自变量是否应该包含在模型中，能够使用Waid统

计量或sig值。Sig.值为Wald统计量对应的概率p值。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)阻碍显著，应包括在方程中。人口数、劳动

力数、种植收入占家庭总攻入的比例、种植方式、机耕比例几个变量对农机选择农机作业服

务行为阻碍不大。

Exp(B)对应每个自变量的优势比OR(oddsratio)值。优势比是反映两个二项分类变量

之间关岸的指标。Logistic回来模型中的优势比可写成下式：

P」=logit(p)

=ln(6)=%+:再++••♦+%"

实际中，logistic回来不是直截了当说明回来系数bk,而是说明优势比，即在其他自变量

固定不变的情形下，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。

关于显著的变量，例如家庭收入的对数(LNinc)的OR估量值=Exp(B)=2.77,表示在其他自变

量值固定的情形下，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)是回来模型的显著性检验。目的是检验全体自变量与因变量的线性关

系是否显著，是否能够用线性模型拟合。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来系数不同时为零，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(OmnibusTestsofModelCoefficients)

Chi-squaredfSig.

Step1Step69.300110.000

Block69.300110.000

Model69.300110.000

表18模型总体参数表

Step-2LoglikelihoodCox&SnellRSquareNagelkerkeRSquare

1224.3340.0830.270

上表中，伪决定系数R2(NagelkerkeRSquare)为0.27,在大样本的情形下，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，能够进一步用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

(HosmerandLemeshowTest)

StepChi-squaredfSig.

13.74880.879

Hosmer-Lemeshow拟合优度检验得到检验p值为0.879,大于0.05,说明由推测概率获

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，关于模型估量准确程度,spss也输出了模型956%的估量准确率。整体看来模型拟

合程度较好。

3模型估量结果讨论：

(I)关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阻碍程度由

大到小依次排列为：Ininc、劳均耕地、有无农机、均耕动力。

(2)Lninc为正面阻碍，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阻碍。农户中假如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。拥有农机的情形卜.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

果说明，单位机耕面积农机动力越多，农户越有可能获得相应服务。与前面的体会假设一致。

(3)不显著的变量中，考察其阻碍方向。人口数增加带来对农机作业服务雇佣概率的负向

阻碍，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。说明劳动力的增加会增加农户

雇佣农机服务的概率。这与前面体会推断不同。可能有如下几方面缘故。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；二是即使劳动力过剩，农户也会雇佣农机服务，目的是减轻劳动强度或抢农时

的需要，这在前面第二节的调查中分析中能够得到证实。种植收入占家庭总收入的比例B值