惠农新政对粮食主产区农户农业投资行为的影响分析——基于湖北省670农户的调查

汪厚安，叶 慧

（1.华中农业大学 经济管理学院，武汉 430074；2中南民族大学 公共管理学院，武汉430073）

0 引言

党的十六大召开以来，我国实施城乡统筹发展的战略和“工业反哺农业、城市支持农村”的方针，出台了一系列支农惠农政策，如取消农业税、实施粮食直接收入补贴、实施农机具购置和更新补贴、进行农业综合开发等。惠农新政的受益对象重点在种植粮食作物的农民，实施区域重点在粮食主产区。其政策实施在于促使粮农扩大生产规模，提高主产区粮食产量，从而保障国家粮食安全。那么惠农新政能否刺激粮农农业投资需求，从而扩大生产以增加粮食产出呢？在对我国的实证分析中，惠农政策对农户私人投资影响的微观研究并不多见，但现有的研究还是肯定了公共政策对农户农业投资的积极影响。

现有的研究均表明政府的公共政策对我国农业微观经营主体——农户投资行为具有一定影响，且表现出一定的地区差异[1]。但是文献资料对当前惠农政策对农户投资行为的研究还不充分，尤其是粮食主产区的农户投资行为。为研究惠农新政对粮食主产区农户农业投资行为的影响情况，本文以我国13个粮食主产区之一的湖北省为例，选取保康县、谷城县、老河口市、南漳县、襄阳区、宜城市和枣阳市①谷城县、老河口市、南漳县、襄阳区、宜城市和枣阳市均为国家粮食局认定的粮食主产县，其中枣阳市是2008年全国粮食生产先进标兵县（市）。，采集2006年7县670户农户数据，构建Tobit模型对影响粮食主产区农户农业投资的因素进行实证分析，冀期寻找到能够提高粮食主产区农户农业投资水平，从而增加粮食产出以保障国家粮食安全的公共政策路径。

1 理论框架

1.1 惠农政策对农户农业投资行为影响的理论依据

农业投资包括公共投资和农户私人投资。在有关的经济理论文献中，农业公共投资一般被界定为由政府在农业领域进行投资形成资本的活动。党的十六大召开以来，我国实施积极的财政支农政策，相继出台了一系列惠农政策，加大了农业公共投资力度。从粮食主产区的政策实践来看，涉及农业公共投资的惠农新政包括两方面内容：一是从总量上保证财政支农投入的增量要继续高于上年，国家固定资产投资用于农村的增量要继续高于上年，土地出让收入用于农村建设的增量要继续高于上年。二是从结构上采取直接和间接的方法大力支持农业生产。一方面直接投资农业基础设施，加大农业综合开发力度，解决农民生产中的实际问题；另一方面对粮农进行多项补贴，如粮食直接收入补贴、良种补贴、农机具补贴等，从而刺激农民农业投资需求，政策间接投资农业生产。

农户私人投资可以定义为在各种社会经济信号的影响下，作为行为主体的农民所表现出的农业投资反映[1]。农业投资分为短期投资与长期投资，短期投资指用于简单再生产的种子、饲料、用电量及化肥、农药、农用地膜等日常生产支出。长期投资通常指农户购买生产性固定资产的现金支出。一般认为，农户农业投资是农户对农业的长期投资[1]-[2]。因此，本文的农户农业投资主要指农户对农业生产性固定资产的投资，其中农业生产性固定资产指农户家庭在农业生产经营过程中可长期使用、并且在使用过程中保持特有的实物形态的主要劳动资料。其中主要包括役畜、大中型铁木农具、农林牧渔机械、工业机械、运输机械、生产用房以及其他生产用固定资产②根据国家统计局农调队界定。

惠农政策对农户私人投资影响的研究，根据现有国外公共投资与私人投资关系的研究成果[5]，一般认为农户利用拥挤性公共资本进行生产，公共投资对农户私人投资的作用取决于公共投资的产出扩张效应、拥挤扩张效应和挤出效应三种效应的综合作用，不同的生产函数将产生不同的结果。在发展中国家，农业公共资本稀缺是普遍现象，公共资本的规模可能远未达到边际报酬迅速递减的水平，而且人均私人资本也处于较低水平，公共资本与私人资本具有互补关系，拥挤扩张效应相对较高。因为公共资本边际报酬递减效应不足以抵消公共资本的产出效应和拥挤扩张效应，公共投资将刺激农户私人资本扩张。从我国的实践来看（见表1），2004年以来我国主要惠农政策的中央财政支出持续增长，而农户农业生产性固定资产原值同时也在不断增加。惠农政策对刺激农户农业投资需求应该具有一定积极作用。

表1 主要惠农政策的中央财政支出与农户农业投资水平 单位：亿元、元/户

1.2 影响农户农业投资行为的因素假定

影响农户农业投资行为的因素涉及政策、市场和农户家庭等多方面情况，因此分析惠农政策对农户投资行为的影响，需要综合考虑其他方面因素的影响，根据文献和理论分析，这里选择如下因素进行分析。

1.2.1 惠农政策的因素假定

为进一步分析惠农政策对粮农农业投资行为的作用方向及影响程度，根据调查资料，这里选择粮食直接收入补贴、良种补贴、农机具购置和更新补贴、农田水利设施投资、开展农村劳动力转移培训③2002年以来农村劳动力转移培训被纳入惠农政策，目的是推动农村剩余劳动力转移，常被称为“阳光工程”。五种惠农政策进行分析。（1）合理假定粮食补贴政策对农户农业投资行为会产生影响，按实际种植面积进行补贴的粮食直接收入补贴和良种补贴会促使农户增加粮食种植面积，经营规模扩大就有可能增加对农业生产性固定资产的需求。（2）假定农机具补贴政策会提高农户购置和更新大型农机具的积极性，从而增加农户农业投资规模。（3）农田水利设施建设作为农业综合开发项目的重要内容，能够优化农田灌溉设施，提高灌溉效率，这里假定农田水利设施建设会促使农户扩大投资以便更有效地利用水利设施。（4）进行农村劳动力转移培训的“阳光工程”主要是加快农村剩余劳动力转移，如家政培训，假定该项培训会降低农户农业投资需求。对这些假定，将在后文进行实证检验。

1.2.2 农户家庭禀赋特征的因素假定

根据现有的研究文献，部分学者提出一些人口社会学特征因素，如受教育程度、性别和年龄，可能会对农户投资行为有一定影响[1]-[4],[6]。根据调查资料，这里选择家庭劳动力数量、年龄、性别、受教育程度，以及劳动力非农化程度来进行分析。（1）农户家庭劳动力数量是反映农业人力资源的量的因素。一般而言，劳动力数量越多，农户越有能力增加投资，扩大经营规模；（2）劳动力年龄和学历是反映农业人力资源的质的因素，中青年劳动力、高学历劳动力的农业投资欲望可能更大；（3）就业人口中非农劳动力的比例反映家庭劳动力配置状况，它受各产业比较效益影响。一般而言，该比例越高，反映农户从事非农产业的积极性越高，则农业投资就越少；（4）农业劳动力的性别结构也是影响农户农业投资的一个因素。理论上，男性劳动力比女性在农业投资决策上更有欲望，也更为果断。对这些因素的辨识，将在后文进行实证检验。

1.2.3 农户财富禀赋及信贷能力的因素假定

在影响农户投资行为的诸多因素中，毫无疑问，农户财富禀赋和信贷能力是最直接和主要的因素。（1）在粮食主产区，农户拥有的耕地面积是其农业经营规模的重要标志，耕地越多，农户进行农业生产性投资的动机可能越强；（2）农户上一年农业生产性固定资产原值也能反映农户农业经营规模，上一年投资越多，固定资产存量越高，农户本年度可能会减少投资，但也可能基于规模效应而追加投资，因此这一变量对农户农业投资的影响需要得到检验；（3）农户上一年银行存款反映农户农业投资能力大小，理论上，存款越多，农户农业投资能力越强；（4）农户当年重大的消费支出也会影响农户投资行为，如住房、教育和医疗支出，这些替代品支出越多，农户农业投资金额会越少；（5）农户的信贷行为和信贷渠道是农户农业投资资金的主要来源之一，农户信贷能力越强，渠道越多，其借贷资金越多，进行农业投资的可能性就会越大。对以上因素的辨识，将在后文进行实证检验。

2 实证模型及分析结果

2.1 模型选择

本文使用的资料来源于笔者2007年7月对湖北省7县市的抽样调查，包括保康县、谷城县、老河口市、南漳县、襄阳区、宜城市和枣阳市。每个县市调查10个村，共收集70个村780户农户资料，剔除信息不全的样本，有效样本量为670户，样本数据是个截面数据(Cross Section Data)。为了分析惠农政策对农户农业投资行为的影响，进一步明确其作用方向及影响程度，本文从微观角度建立农户农业投资行为的计量经济模型。由于每个农户的农业投资变量均有可能等于零，这样我们就面临着样本选择偏误的问题。也就是说，当我们研究农户农业投资行为时，如果所有农户均进行了投资，那么用最小二乘法OLS就能够直接估计回归方程。而当只有一部分农户投资的时候，普通的回归模型就不再适用，在这种截断数据的情况下，Tobit模型是有效的计量经济模型，模型定义如下：

(1)式中，Y*为原始被解释变量，Y表示农户农业生产性固定资产投资额，且 Y*=Xβ+ε，ε～N(0,σ2)，X 为各种影响农户农业投资的因素。由定义可知，当Y*＞0时，Y=Y*，当Y*≤0时，观察到的农户农业投资金额为0。由此可用最大似然法对参数β进行估计。Tobit待估模型具体形式如下，其中模型变量赋值及其描述性统计结果如表2所述。

根据表2，得到以下描述性统计分析结果：

从农业生产性固定资产投资来看，样本户农业生产性固定资产价值高于全国平均水平。2006年样本户进行农业生产性固定资产投资为326.44元，全国为272.75元⑤来源于《中国农业发展报告2007》。，反映粮食主产区农户农业生产性投资速度显著高于全国平均水平。

从农户家庭禀赋特征来看，一是样本户劳动力比重较大。据统计，农户家庭常住人口4人，就业人口约为3人，户均劳动力比重为75%；二是样本户就业人口以中青年为主，且文化程度较低。16～50岁中青年劳动力占常住人口比例有58.77%，高中以上劳动力比例仅为11.44%；三是非农产业是农户收入的主要来源之一，非农劳动力比例约为33.92%，而农业劳动力逐渐以女性为主，男性比例仅为40.23%。

表2 模型变量与统计描述

从农户财富禀赋及信贷能力来看，一是样本户经营耕地面积低于全国平均水平，户均仅为6.9亩，而全国达到8.67亩⑥来源于《中国统计年鉴2007》。，反映中部农耕制度仍然以小规模土地精耕细作为主；二是样本户上一年农业生产性固定资产原值显著低于全国水平，但略高于湖北省平均水平。样本户平均为3631.31元，全国为5452.21元，湖北省仅为3183.41元⑦；三是样本户上一年银行存款金额为11236.9元，人均约为是2809元，远低于同期全国城乡人均12293元的水平；四是样本户住房、教育和医疗支出占当年总支出的比例比较合理，均在4%～7%之间，和全国大致相当；五是已有相当数量的农户存在借贷行为，约占样本户的27%，但向银行或信用社信贷的比例很少，97.85%的贷款金额仍然依靠向亲戚朋友等的民间借贷方式。

从惠农政策实施来看，59%的样本户获得过粮食直接补贴（含良种补贴），3%的农户获得过良种补贴，0.6%的农户获得过购置和更新大型农机具补贴。49.32%的耕地得到了灌溉，19%的劳动力参加过“阳光工程”。

2.2 实证结果及经济分析

根据表3回归结果，模型拟合优度为53.57，通过似然比显著性检验，回归方程有效。回归系数的经济含义及其显著性检验结果如下所述：

（1）家庭禀赋变量中劳动力受教育程度对农户农业投资行为具有显著影响，当高中以上劳动力比例增加时，农户农业生产性固定资产投资金额会相应增加。而家庭劳动力数量、劳动力年龄结构、劳动力非农化程度及劳动力性别则均无影响，不符合假定，但符合刘荣茂，马林靖(2006)的研究结论[6]。

（2）家庭财产和信贷能力变量中耕地面积对农户农业投资行为具有显著正影响，上一年农业生产性固定资产原值和上一年家庭银行存款无显著影响。当耕地面积增加时，农户农业投资金额会相应增加，由此可见，农业经营规模对农业投资具有一定影响。此外，替代性商品消费对农户农业投资行为影响不大。住房、教育和医疗消费支出变动均对农户投资行为无显著影响。究其原因，可能是因为住房、教育和医疗品不是经常性消费支出，对于这些非一般性支出，农户会根据家庭具体情况采取储蓄等方式预先积累资金，然后在整个生命周期内平滑掉。最后，是否有信贷行为对农户农业投资行为影响不大，但信贷渠道对农户农业投资行为具有显著影响，这不符合刘荣茂，马林靖(2006)的研究结论[6]，但与刘承芳、张林秀和樊胜根(2002)的结论一致[1]。向银行或信用社信贷比例增加时，农户农业生产性固定资产投资金额会相应增加，而刘承芳等(2002)以向他人借入款占全年借贷款比例为信贷变量进行分析，发现向他人信贷比例越高，农户农业投资金额越大。这些结论都证明信贷渠道的增加、信贷能力的增强都有益于农户扩大农业生产投资。

表3 回归结果

（3）惠农政策对农户农业投资行为具有一定影响。(1)农业补贴政策中粮食直接收入补贴、农机具购置和更新补贴对农户农业投资行为具有一定积极影响。在控制其他变量条件下，将一个没有获得粮食直接补贴的农户换成一个获得粮食直补的农户，其农业生产性固定资产投资金额会增加，而将一个没有获得农机具补贴的农户换成一个获得补贴的农户，其农业投资金额也会增加。然而，是否获得良种补贴对农户投资行为影响不大。(2)农田水利设施建设对农户农业投资行为影响显著，当农田灌溉比例增加时，农户农业投资金额会相应增加。(3)农村劳动力转移培训对农户农业投资影响不显著，反映在剩余劳动力较多的粮食主产区，“阳光工程”的实施对农户农业投资行为影响不大。

（4）从各因素对农户农业投资行为影响程度的大小来看，高中以上劳动力比例、家庭经营耕地面积、向银行或信用社信贷比例、是否获得粮食直接补贴、是否获得农机具补贴和灌溉比例的影响非常显著。根据McDonald和Moffitt(1980)的研究[7]，Tobit模型的偏回归系数并非相应变量对农户农业投资量的边际影响，各解释变量的边际效应等于偏回归系数与农户农业投资概率的乘积。根据表3，各因素对农户农业生产性固定资产投资的边际效应为，高中以上劳动力增加1%，农户投资将增加14元；家庭经营耕地面积增加1亩，农户投资将增加31元；向银行或信用社信贷比例增加1%，农户投资将增加7元；比较没有获得粮食直接补贴的农户，获得补贴的农户，其农业投资将增加558元；比较没有获得农机具补贴的农户，获得补贴的农户，其农业投资将增加1120元；灌溉比例增加1%，农户投资将增加6元。由此可见农户禀赋特征、家庭财富和信贷能力、惠农政策的确是影响中部粮食主产区农户农业投资行为的重要因素。

3 结论与启示

结合现阶段粮食主产区惠农政策的实施情况，本文构建了农户农业投资行为实证模型，考察惠农新政对湖北省7县670个农户农业投资行为的影响。研究发现，惠农政策对农户农业投资行为具有一定积极影响。对粮农提供粮食直接收入补贴、进行农机具购置和更新补贴、增加农田水利设施建设投资都会增加农户私人投资。而良种补贴、农村劳动力转移培训对农户农业投资行为均无显著影响。此外，家庭禀赋特征变量中的劳动力受教育程度、家庭财产和信贷能力变量中的耕地面积以及向银行或信用社信贷比例，均对农户农业投资行为具有正影响。

通过上述分析，可以看出粮食主产区农户农业投资行为受到多重因素的影响，要充分利用有利因素、克服不利因素的影响，仅仅依靠农户的力量是不够的，需要国家的大力支持。特别在我国这样一个农业大国，国家要继续增加粮食直接收入补贴力度，提高农户农业生产积极性；加大农机具购置和更新补贴力度，加快农户农业生产现代化转变；加强农田水利设施建设，改善农户农业生产条件；加大农村教育投资力度，提高农户文化水平；建立健全农田保护与流转机制，引导农户投资行为走向规范化；加快农村金融体制改革，增强农户农业投资的信贷能力，等等。通过惠农新政的实施，为农户农业投资创建一个良好的制度环境。

[1]刘承芳,张林秀,樊胜根.农户农业生产性投资影响因素研究——对江苏省6个县市的实证分析[J].中国农村观察,2002,(4).

[2]杨美丽,周应恒,王图展.农村公共事业发展对农户农业生产性投资的影响——基于地区面板数据的实证分析[J].财贸研究,2007,(3).

[3]郭敏,屈艳芳.农户投资行为实证研究[J].经济研究，2002,(6).

[4]陈铭恩,温思美.我国农户农业投资行为的再研究[J].农业技术经济,2004,(2).

[5]张中华,谢升峰.西方公共投资效应理论综述[J].经济学动态,2002,(7).

[6]刘荣茂,马林靖.农户农业生产性投资行为的影响因素分析——以南京市5县区为例的实证研究[J].农业经济问题,2006,(12).

[7]McDonald.J.F,Moffitt.R.A.The Uses of Tobit Analysis[J].Review of Economics and Statistics,1980,(62).

④根据《中国统计年鉴2007》资料，全国2006年农村居民家庭生产性固定资产原值为户均5452.21元，2005年为5179.46元。