农户异质性对贫困地区特色农业经营收入的影响研究
——微观农户数据的检验

蒋　辉　 刘兆阳

(吉首大学，湖南　吉首 416000)



农户异质性对贫困地区特色农业经营收入的影响研究
——微观农户数据的检验

蒋辉 刘兆阳

(吉首大学，湖南吉首 416000)

贫困地区农户的农业收入水平具有显著个体差异性。通过对湖南西部5县239户椪柑种植户入户调查数据的分析，建立多元有序logistic模型，从农户异质性视角研究贫困地区特色农业经营收入的影响因素，研究表明，农户性别、年龄、家庭劳动力数量、椪柑种植面积和网络通讯是否畅通等因素能够显著影响椪柑经营收入，其它因素如农户非农业收入、受教育程度和是否加入合作社虽然对特色农业经营收入影响并不十分显著，但其参数估计值的变化却反映出贫困地区特色农业发展中某些趋势和问题。要从加大对特色农业的支持力度、积极引导农民专业合作社有序发展、大力培育新型职业农民和强化农业生产经营条件等方面着力，发展贫困地区特色农业。

农户异质性；贫困地区；特色农业；logistic模型

一、问题的提出

贫困地区区域发展与减贫一直是学界高度关注的焦点，也是历届政府着力解决的重点，它不仅关系到“两个一百年”奋斗目标的实现，更是中国减贫伟大事业取得全面胜利的关键。改革开放以来，我国实施的扶贫开发战略极大地改善了贫困地区贫穷、落后的状态，但仍未取得扶贫攻坚的根本性胜利。既往的研究对于贫困问题的关注多是从非农就业、公平机会、公共政策等角度进行探讨，但人们逐渐发现，随着时间的推移，依靠非农就业和非农产业来改善贫困状况存在明显的局限，因此近年来关注农业的减贫效应的研究日益增多，[1]这些研究认为，发展农业对于改善农户收入状况和减缓中国贫困现状具有重要作用，农业尤其是特色农业为贫困地区脱贫奠定了坚实的产业基础，它不仅能产生显著的“益贫困地区”效应，更能通过产业链条的延伸和附加值的提升产生明显的“益贫困户”效应。[2]研究表明，规模化的特色农业比其他任何产业所带来的减贫效应都要显著和持久，[3]以特色农业为主的经营性收入对增加家庭总收入产生了显著的积极作用，在某些地区这种贡献率甚至达到了50%以上。[4]因此，找到影响贫困地区特色农业经营收入的主要因素并据此构建一条有利于特色农业快速发展的有效路径对于促进贫困地区的农民增收和经济发展具有重要意义。

作为特色农业生产经营最基本的要素，劳动力、土地、技术和资本缺一不可，而农户则是将上述生产要素有机融合在一起并使其在生产经营过程中得以发挥作用的重要的微观主体。农户自身的禀赋情况决定了特色农业经营的效益，换言之，农户的个体差异是决定特色农业经营收入的重要因素。研究表明，贫困农户的劳动力产出效率要高于非贫困农户，因此适当的增加劳动投入量有助于减缓农户间的农业收入差距，同时发现农户的受教育程度、掌握的技术熟练程度、社会身份、参与的社会网络等因素对其获得的收入有显著的影响。[5]由此可见，作为农业生产的主体，农户在特色农业生产经营中扮演着至关重要的角色，他们不仅是参与生产经营过程的实际劳动者，也是做出要素配置决策的决策者。在既定区域内，影响农户特色农业经营收入的外在因素诸如国家政策、自然资源条件、基础设施、社会化服务水平等基本趋同的情况下，农户自身禀赋等内在因素则成为了影响农户特色农业经营收入的关键原因。本文即从农户异质性的角度，以湖南西部5个贫困县市的椪柑经营为例，通过建立多分类的logistic模型，试图用实证的方法来分析贫困地区的农户个体禀赋差异对特色农业经营收入的影响，从而为贫困地区农业产业化发展和扶贫攻坚提供政策依据。

二、文献综述

农户异质性指的是从事农业生产的农户之间在自身禀赋、资源拥有量、生产意愿和决策等方面存在的差异。一些经验性的文献探讨了影响农业经营收入的农户内在因素或称为农户的禀赋因素，[6]这些研究表明，农户在性别、年龄、受教育程度、对新技术的采纳程度、拥有土地的数量、家庭年总收入、是否参加农村合作社、拥有的社会资本等方面的差异性对于农业经营收入具有显著的影响。这种影响概括起来主要表现在两个方面。一是由于农户自身禀赋和掌握的资源差异所引起的农业经营收入差异。包括性别、年龄、受教育程度、拥有的耕地面积、社会资本、家庭年总收入、家庭劳动人口等等。对此，张永丽认为，农户掌握的生产要素差异对家庭农业收入具有较大影响，在市场经济中，资源的多寡决定了收入的高低，农民拥有的资源数量稀缺，用于特色农业的投入就少，农民的收入自然也就越低,土地、劳动人口和生产性固定资产投入代表的农业生产资料，是农户家庭经营的基础和载体，对于农户家庭经营收入有重要作用。[7]而更多的学者则是侧重探讨农户个体的先天和后天禀赋差异对农业经营收入的影响，研究涉及较多的个体因素主要是性别、年龄、社会资本、受教育程度等农户最基本的信息，由于各自的研究视角和前提假设的不同，对于性别、年龄与农业经营收入之间的关系，相关研究甚至得出了截然不同的结论。一些研究认为，随着农业基础设施建设的进一步完善和农户农业机械的应用，浇灌、采摘、搬运等传统环节对农业生产方面的性别要求已经不明显，而不同的观点认为，男性在中国农户家庭经营中依旧处于主导地位，以男性为户主的家庭，其家庭经营收入要高于以女性为户主的家庭。关于农户年龄对农业经营收入的影响，学者们也持不同意见。王芳、罗剑朝认为，随着现代科技的发展和信息媒介的增多，年轻农户获取信息和接受新知识的能力更强，自然更能提高农业生产和技术效率，而也有一些研究则认为随着农户年龄增大，积累的农业生产经验越丰富，对其生产和技术效率的提高会产生积极影响。[8]马九杰等人的研究表明，对于农户受教育程度、社会资本拥有量，国内外学者都普遍认为这些个体因素与农业经营收入呈显著正向关系，尤其对于贫困地区，提升农民的文化素质、社会网络的形成能显著减少农户贫困。[9]农户异质性影响农民家庭经营收入的第二个方面表现在农户农业生产经营决策和意愿上。农户在做出农业生产决策时，需要综合考虑多方面的因素，如家庭所有劳动力、资产、社会资本、市场条件等,不同农户因为自身条件与观念的不同，做出的生产决策自然也就不同，如扩大农产品经营规模、农村金融借贷、参与农村合作社、参与专业化培训等，往往因为上述决策或参与意愿的不同导致了农业经营收入的差距。农业的发展离不开金融支持，而农业信贷是农村金融的核心要素之一，是促进农民增收的重要因素，因此积极参与农村金融借贷有助于农业经营收入的增长。胡联和薛凤蕊等人认为，合作社通过农业生产和经营组织化，提高了农业劳动生产率，降低了农民的自然风险和市场风险，有利于农民增收。[10]许庆等人则认为农户对于专业化培训的意愿、新技术新品种的采纳程度、社会化服务和生产环节外包等的接受和参与程度对于农业经营收入产生了直接的影响。[11]

综观上述研究，可知相关文献对于农户异质性内涵理解并不全面，这就导致了学者们在研究中对于农户异质性的关注要么仅集中在农户自身禀赋和拥有的资源差异方面，要么只是聚焦在农户农业生产经营决策和意愿的差异上，没有系统全面的研究农户异质性对农业经营收入的影响，而针对贫困地区特色农业方面的类似研究更是鲜有见到。基于此，我们通过对湖南西部地区5个贫困县市239户椪柑种植户入户调研数据为依据，综合考虑农户异质性的内涵，选取土地投入(椪柑种植面积)、劳动力投入(家庭劳动人口)、资本投入(非农业收入)等农业生产传统三大资源要素，农户性别、年龄、文化程度三个农户自身禀赋要素，以及是否加入合作社和网络通讯是否畅通两个生产经营条件要素，系统分析农户主体异质性与农户农业经营收入的相关关系以及各因素的影响程度。

三、模型建立、数据来源和变量选择

(一)模型建立

本文采用的是logistic回归模型，该模型最初多用于流行病学中导致某疾病发生的影响因素研究。由于该模型的自变量可以是连续的，也可以是分类的，所以在其他研究领域中也常常通过建立二分类或多分类logistic模型用于影响因素的研究。Logistic模型使用的函数表达式为：P(y=j)=1/1+e-(α+βxi)，其中y代表的是因变量的等级，本文将其分为四个等级，j=1,2,3,4，依次为极低、低、一般、高；P(y=j)指的是当y处于第j个等级是发生的概率；xi为第i个影响因素，从而形成一个四分类的有序变量，分类水平大于2且存在等级关系，所以在建立累加模型时应同时拟合三个模型，即：

(1)

(2)

(3)

其中，P1，P2，P3分别为因变量取等级一、二、三时的概率，而等级四的概率用作对比的参照水平。

(二)数据来源及描述性统计

本研究所选取的调研地区为湖南西部湘西土家族苗族自治州下辖的保靖县、泸溪县、龙山县、永顺县和凤凰县等5个县，该地区是我国少数民族聚居多、贫困人口分布广、贫困程度深、贫困类型多的连片特困区之一，2011年中央在该地区所属的武陵山区率先批准实施了集中连片特困地区区域发展与扶贫攻坚战略。由于得天独厚的自然条件，加之近年来各级政府大力支持，该地区特色农业发展迅速，无论是规模、品牌、竞争力还是发展潜力都呈现出良好态势，其中尤以椪柑产业最具代表性。作为我国重要的柑橘主产区，上述5县的椪柑产量约占占全国份额的13%，2013年该地区椪柑面积91.14万亩，产量60多万吨。该地区的柑橘产业带动地方经济发展成为重要支柱产业，直接或间接带动脱贫致富的农民近百万。因此，选择上述5县椪柑产业的农户微观经营数据对贫困地区农户异质性与特色农业经营收入之间的关系进行实证研究具有较强的代表性。

研究所用数据来自对湖南西部的保靖县、泸溪县、龙山县、永顺县和凤凰县等5个县18个村落的椪柑种植户的入户调查，从2015年3月1日至3月15日，课题组共对292户农户进行了为期15天的调查，调查主要通过问卷的形式进行入户调查，发放问卷292份，回收有效问卷239份，有效率为84.59%。调查对象的基本特征：以男性为主，占总数的76.6%；年龄基本集中在36到60岁之间，主要是因为农村青壮年大多选择了外出务工；文化程度普遍较低，文化水平多为初中，初中以及初中以下的占了89.1%；以小规模家庭为主，家庭劳动人口在4人以下的占91.3%；家庭非农收入来源主要为务工，以种植椪柑为家庭主要收入来源的仅占3.34%；椪柑种植面积主要集中在3-10亩，椪柑经营收入集中在25000元以下。

(三)变量选择

本文选取农户经营收入作为因变量Y，纵观前人对农户收入影响因素的研究，对因变量(收入)的分级方法各不相同，没有一个统一的标准。在借鉴前人相关研究基础上，笔者对调查所得数据进行分析后发现，样本农户椪柑经营收入主要集中在1—4万之间，其中最小值为0，最大值为8万，以2万为一个级别单位将农户椪柑经营收入分为四个等级，即低、一般、高、极高，依次赋值1、2、3、4。自变量选取8个因素，分别为性别、年龄、受教育程度、家庭劳动力数量、椪柑种植面积、是否参加农民专业合作社、是否接通网络以及非农业收入水平。

表2　变量定义及基本特征

四、模型估计结果与讨论

(一)模型检验

本研究引入多分类有序logistic模型，运用SPSS19.0软件对调研数据进行回归分析得出各影响因素的参数估计值。该模型成立的前提条件是自变量的回归系数与分割点无关，因此对模型首先进行平行性检验，该检验的原假设为“位置参数在各响应类别中都是相同的”，即各回归方程互相平行。从表3中可以看出，平行线检验的P值为0.177>0.05，不能拒绝原假设，说明本文选用logistic模型是合适的，拟合度Nagelkerke R2系数值为0.390，拟合效果较好，且模型拟合信息中显著性P值为0.000<0.05，说明本文构建的模型具备统计学意义。

表3　模型检验和拟合信息表

联接函数：Logit

(二)结果分析

Spss19.0软件在进行有序多分类logistic回归分析时，都是默认将自变量和因变量的高等级作为参照水平，所以在回归结果(详见表4)中作为因变量参照水平的等级4未显示，而作为自变量参照水平的估计值则默认为0。估计值的正负表示的是各自变量以参照水平为起点由高等级向低等级变动时，因变量的变动方向，即如果估计值为正，则表示当自变量从参照水平由高等级向低等级变动时，因变量的等级将呈上升趋势，如果估计值为负，则因变量变动呈下降趋势，而估计值的数值则表示这种变化的幅度大小。由模型参数估计与检验情况可以看出，模型所选取的八个因素中有五个因素能够显著影响农户椪柑经营收入，分别是性别、年龄、家庭劳动力数量、椪柑种植面积和网络通讯是否畅通。而其它因素如农户非农业收入和受教育程度虽对其家庭收入影响并不十分显著，但其参数估计值的变化却反映出一些新的问题，具体情况如下：

1.农户的性别对农户椪柑种植经营收入的影响。从表4中可以看出，性别的估计值为0.789为正数，说明在其他条件不变的情况下，农户的性别从女性变为男性时，椪柑经营收入的等级会往高的方向增加，即当农户的性别由女性变为男性时，农户的经营收入是会增加的，增加的概率可以理解为原基础上增加78.9%。这一点很好理解，因为相较于女性，男性在从事重体力劳动时，具备先天性的生理优势，所以男性比女性更适合椪柑的种植与经营。

2.家庭劳动力数量对农户椪柑种植经营收入的影响。从表4可以看出，其显著性为0.000，影响显著，估计值为0.510，表示当家庭劳动人口每增加一个人，椪柑经营收入的等级会往高的方向增加一个或多个等级。说明劳动力的投入与农户椪柑经营收入呈正相关关系，家庭劳动人口作为农业生产要素之一，根据投资回报理论，生产要素的投入越大，农民获得的收入回报自然也就越高。

3.农户受教育程度对农户椪柑种植经营收入的影响。结果显示其估计值是负的，说明当农户的受教育程度向低等级转变时，即文化水平变低时，农户经营收入会向低等级方向变化，且随着文化水平的降低，这种变化愈加明显，尤其当农户的文化水平从初中降低到小学及以下时，估计值的减幅是最大的，说明农户文化水平对其经营收入负的影响主要体现在初中到小学及以下这一阶段。农民的文化水平关系到农民的眼界和生产观念，进而影响农民的生产决策。学者潘丹(2014)在研究农民培训与农民收入的关系时发现，调查样本数据显示只有28.52%的农户愿意参与培训教育，且在不愿参与专业培训教育的人群中大多为文化水平低的农民。这表明文化水平低的农民受到眼界和思想桎梏，观念相对保守，不愿尝试新的事物，从而错失提升自身经营能力的机会，最终影响增收。

4.农户年龄对农户椪柑种植经营收入的影响。结果显示，农民的经营收入是随年龄的降低而递增的。值得注意的是，当农民的年龄从第三等级(46-60岁)下降到第二等级(31-45岁)时估计值(3.181)最大，当年龄继续下降时，估计值不再增加反而减小，显著性P值(0.071)也大于0.05。说明当年龄下降到一定程度(30岁以下)时其对农民经营收入影响效果越来越弱，这在一定程度上表明，31-45岁是最适合椪柑生产经营的年龄，这一年龄阶段的农户无论在体力、观念、资金还是技术方面都处于最佳状态，因而最适宜从事特色农业经营。

5.家庭非农业收入对农户椪柑种植经营收入的影响。从表4中可以看出，非农业收入对椪柑经营收入的影响在所有的影响因素中最不显著，但可以通过观察其估计值的变化趋势大致判断出非农业收入对椪柑经营收入的影响呈现出一定阶段性特征。对于贫困地区而言，农户家庭农业生产投入的主要来源是家庭积蓄和借贷，而家庭积蓄的多少主要决定于非农业收入，因此在一定程度上可以将非农业收入作为农户特色农业资本投入的表征指标，即非农业收入越多，家庭积蓄就越多，因而可以用于特色农业生产经营的资本投入也越多。本研究结果表明，以非农业收入所表征的资本投入对特色农业经营收入的影响具有阶段性，其分界点在非农业收入为7万元时。当农户的非农业收入在7万元以下时，随着非农业收入由低收入组进入到高收入组，即所表征的农业资本投入也随之增加，此时非农业收入增加对椪柑生产经营收入提升是有促进作用的，而当农户的非农业收入在7万元以上时，非农业收入(农业资本投入)增加反而会抑制椪柑经营收入的增长。

表4　模型参数估计结果

联接函数：Logit.a. 因为该参数为冗余的，所以将其置为零

6.种植面积对农户椪柑种植经营收入的影响。从回归分析的结果来看，随着种植面积的增加，相应的经营收入也是增加的，且影响效果非常显著。土地是农业生产三大要素之一，在一定规模以内，土地的投入与产出是成正比的，但考虑到农民自身的经营能力以及投入产出比，土地的投入并不是越大越好，亦即种植面积应把握好“度”，超越了生产经营能力、技术水平、市场需求等现实条件的大规模经营并不会产生良好的经济效益。

7.农民专业合作社对农户椪柑种植经营收入的影响。从表4可以看出，农户是否参加合作社对其经营收入影响并不显著，且估计值是负的。这一结果虽然与国内外大多数研究相悖，但却真实反映了当地农民专业合作社的实际情况。我们在调查中发现，当地一些椪柑专业合作社运作不规范，缺乏有效的利益联结机制和风险防范机制，很多合作社组织结构虚化，多由种植大户牵头组成，合作社过于关注自身利益最大化，向入社农户提供技术服务、出售生产资料或收购鲜果时，经常出现价高质劣销售生产资料，压低鲜果收购价格的现象。作为推动现代农业快速发展的新型经营主体，农民专业合作社在一些农业发展基础好、经济相对发达的地区发挥了显著的引领作用，但同一事物在不同地区、不同阶段所起的作用及其表现形态并不相同。

8.网络通讯对农户椪柑经营收入的影响。从参数估计结果来看，网络通讯能够有效促进农民收入的增长(估计值1.097为正，P值0.001<0.05)。随着互联网时代的到来，人们获取信息的途径越来越多，速度越来越快，消费者需求的变动也愈加频繁，网络信息的畅通给农民提供了一个即时、快速、有效获取市场信息的平台，进而有效促进了农民特色农业经营收入的增长。

五、研究结论与建议

(一)研究结论

通过实证研究可以发现,贫困地区农户在土地投入、劳动力投入、资本投入、个体禀赋、决策意愿等方面表现出的异质性对特色农业经营收入的影响作用呈现出一定特征：(1)男性较于女性更适合从事特色农业经营，这点可以从生理角度解释其原因，相比女性，男性的体格更为健壮，在从事体力劳动时，生产效率往往要高于女性。(2)在生产投入要素方面，种植面积、家庭劳动力数量、受教育程度等要素与特色农业经营收入正相关。非农业收入对农户特色农业资本投入具有表征作用，非农业收入越高，农户可以用于特色农业经营的资本投入就越多。非农业收入对特色农业经营收入的影响具有阶段性，即资本投入对于特色农业经营收入的影响也呈现这种阶段性特征，非农业收入低于七万元时，其与特色农业经营收入正相关，当非农业收入超过七万元后，则其与特色农业经营收入负相关。这也从侧面表明，关于特色农业经营的资本投入存在一个最优规模的确定问题，资本投入并不是越多越好，只有达到最佳投入时才能实现特色农业经营收入的最大化。(3)若将家庭劳动力数量看成人力资本的潜在投入，那么就回归的结果而言，劳动力的投入效果显然是优于资本投入的，这也与高梦滔和姚洋对农户收入差距的研究结果相符合，他们的研究认为人力资本投入的影响程度高于物质资本的投入，且投资回报也要高于物质资本。[12](4)农户年龄与特色农业经营收入呈负相关关系。最适合从事特色农业经营的农户年龄应在30-60岁之间。随着年龄的增长，人的生物机能逐渐衰退，已经不再适应从事重体力劳动，且年龄较大的人群，思想通常守旧，观念落后，往往无法及时捕捉变化迅速的市场信息，对于新品种、新技术和新的经营管理理念的采纳程度也远低于年轻人，因此经营效率和效益自然大打折扣。(5)在农户决策意愿的两个变量中，参加合作社对农民收入没有如预期那样具有促进作用，反而表现出一定阻碍作用，这也从侧面说明了农民专业合作社在不同区域、不同成长阶段和不同时期的作用方式、规范程度和效率存在着差异性。网络通讯的畅通则能有效促进贫困地区农户特色农业经营收入的增长。

(二)政策建议

上述研究结论表明，贫困地区特色农业发展具有其特殊性，制定一系列有针对性的扶持政策对特色农业的发展具有显著促进作用，如此才能切实推动贫困地区农业现代化和农业发展方式的根本转变，形成区域内生发展能力，进而带动区域脱贫和农民增收。结合前述研究，本文提出如下政策建议：

1.切实加大对贫困地区农业尤其是特色农业发展的政策支持力度。首先应进一步强化财政支农力度，建立财政支农资金与地方经济增长挂钩的农财资金稳定增长机制，在给贫困地区拨付的转移支付资金中应进一步加大支农资金的比重，财政部、发改委、扶贫办等部委应试点特色农业发展专项扶持基金，主要用于完善特色农业基础设施建设，优良品种和新技术的繁育、试点、推广，特色农业产业化项目培育等方面，分类、有序、稳步的进行特色农业扶持改革试点，在体制机制方面加大创新力度；其次，加强贫困地区农村金融体系建设，解决农民在生产经营过程中资金短缺和融资难问题。进一步强化小额信贷资金、农村个人生产经营贷款在农业生产中的积极作用，条件成熟的地方可引导农村信用社或农村商业银行设立特色农业生产经营专项贷款，对于从事特色农业经营的农民提供低利息甚至零利息的贷款，财政部门再对相关金融机构进行适当补贴。再次，可以在贫困地区试点特色农业经营示范区，率先在小范围内实行相关扶持优惠政策，总结成功经验，取长补短，然后逐步推广，以点带面。

2.积极引导、扶持贫困地区农民专业合作社健康、规范、有序发展。政府相关部门应强化对合作社规范化管理的指导，严格按照《中华人民共和国农民专业合作社法》的相关规定实行自愿、自治和自主管理。理顺合作社的功能和各项机制，引导合作社合理区分对内服务和对外服务的区别，建立合理的盈利机制、利益共享机制和风险防范机制。合作社对内向社员提供技术、产品和服务时不以盈利为目的，内部成员联结中起决定作用的不是根据成员在合作社中的股本多少，而是以尽可能的为社员提供服务和产品为目的。积极拓展合作社对外销售、服务的功能，并将这作为合作社利润来源的主要渠道，实现的盈余，扣除公共提留外，剩余的按股分红和按交易量分红相结合的原则进行分配。农业银行、农发行、农村信用社、村镇银行应设立专门扶持合作社发展的贷款，用于合作社季节性收储、基础设施改造升级、农资赊销赊购、产业化培育、品牌塑造等用途。贫困地区地方政府应积极探索合作社抵押质押贷款、土地流转、财政支持、税收减免、金融扶持、科技创新、人才培育、产业引导方面的新举措。

3.大力培育大批新型职业农民。优质的劳动力投入有助于增加特色农业经营收入，对于贫困地区而言，特色农业持续快速发展更需要一批懂技术、会经营、善管理、敢创新的新型农民，这是贫困地区最重要的新型农业经营主体。一方面应继续普及义务教育和“两免一补”政策，加大对贫困地区基础教育的财政支持力度，在强化农村基础教育条件建设的同时更加注重教学质量和师资队伍建设，条件成熟的地方可以积极探索将义务教育由九年制延长至十二年制。另一方面应积极扶持培育职业农民，建立健全新型职业农民培育体系，设计合理的培训目标、内容、形式，针对20-50岁这一年龄段的农户进行市场营销、生产技术、经营理念、产品策划包装、法律法规等方面的专门培训，邀请相关专业人士进行讲座和田间示范操作，定期组织开展农业技术交流会，给农户提供一个经验交流、解决技术难题的平台，拓展农户的经营视角，剔除农户普遍存在的传统守旧意识，提高农民文化水平和专业技能，对培育期满且经考核合格的农民颁发“职业农民资格证”，获得该证的农民在未来从事特色农业经营活动时可以得到相应扶持。

4.切实加强特色农业生产经营条件建设。一方面应加大中央财政对贫困地区农业基础设施建设的支持力度，全面整合涉农资金，用活用好西部开发、集中连片特困地区区域发展等政策，集中力量完善道路、水电、农资销售、农机服务、农技推广等传统的农业基础设施建设。另一方面，要结合信息时代农业发展的新形势，积极探索云技术、物联网、“互联网+”、大数据、冷链物流、绿色供应链与特色农业生产经营深度融合的突破口。强化农村电视、网络和通讯基础条件，完善特色农业生产经营信息渠道建设，重点加大特色农产品市场、品牌培育、保鲜储运、农产品质量安全保障、品种改良等方面的基础设施和条件建设。

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[责任编辑：申凤敏]

国家自然科学基金项目“武陵山片区特色农业适度规模经营效率与实现路径研究”(71363015)、国家自然科学基金项目“竞合对新创农业企业成长性绩效的影响机制研究”(71503101)。

蒋辉，吉首大学发展规划与学科建设处副教授，硕士生导师，主要研究方向：“三农”问题；刘兆阳，吉首大学商学院硕士生。

F327.9

A

1002-6924(2016)08-161-168