粮食主产区农民种粮意愿的影响因素分析——基于湖南475家农户的调查数据

陈思羽，曾福生，刘 辉，许 慧

(湖南农业大学 经济学院，湖南 长沙 410128)

一、问题的提出

粮食是人类赖以生存的最基本的生活资料，是经济发展、社会稳定和国家独立自主的基础。我国粮食生产近年来取得长足发展，主粮基本实现自给自足并略有盈余，但由于存在人均耕地面积少以及农业生产基础薄弱等难题，从长远看，要保证粮食充足供应依然任重道远，提高农民种粮积极性对于确保我国粮食仍然具有重大意义。

国内学者对农民种粮意愿的研究主要围绕以下几个方面展开：一是对城乡二元经济结构和农民种粮意愿关系的研究。施令同认为改善二元经济结构是农民增收的强大动力；[1]王新志认为二元结构导致城乡居民收入差扩大，大量农村居民涌向城市，严重削弱了农业的自身发展能力。二是对种粮机制和农民种粮意愿关系的研究。[2]夏显力从我国粮食生产所面临的资源性制约因素和能动性制约因素入手，提出应构建包含激励、效率、预警、服务、抗灾、监督等六大提升我国粮食综合生产能力的长效机制；[3]赵波认为构建与完善粮食主产区利益补偿机制是调动粮食主产区发展粮食生产的积极性，确保国家粮食安全的必要步骤和保障措施。[4]吴连翠认为粮食补贴政策对激励农户增加粮食播种面积具有显著的正效应，有利于提高农民种粮积极性, 促进粮食增产和农民增收。[5]三是对农民种粮意愿及其影响因素的实证研究。周清明利用湖南、辽宁、重庆、广西四省份的调查数据，运用Logit模型对农民种粮意愿及其影响因素进行了计量分析，得出粮食价格、种粮规模、产业化组织服务程度以及农民年龄与农民种粮意愿呈正向相关关系，农民教育程度、农资价格与农民种粮意愿呈反向相关关系；[6]朱红根以江西619个种粮大户为例，运用多元有序Logistic模型实证分析了影响农户稻作经营代际传递意愿的影响因素，得出户主文化程度越高、稻作经营年数越长、农业劳动人数越多及双季稻比重越高，农户稻作经营代际传递意愿越小，而种稻收益、家庭人口数、居地为山区、粮食补贴政策评价及订单销售方式对农户稻作经营代际传递意愿有积极影响。[7]

已有文献从城乡二元经济结构以及种粮机制和农民种粮意愿关系方面进行了大量研究，但较少针对农户的种粮决策行为，尤其是单独针对粮食主产区农户种粮决策行为的影响因素进行研究。基于此，笔者拟缩小研究区域，增加研究变量，以湖南省粮食主产区为例，主要从农民个人特征、农户家庭特征、粮食及生产资料价格等角度对农民种粮意愿的影响因素进行分析，以期为政府制定提高农民种粮积极性的政策提供参考。

二、研究假说

虽然在农村劳动力大量外流、农村经济基础和家庭结构发生了巨大变化的背景下，农民种粮积极性有所下滑，但大部分农村常驻居民仍然选择种粮来维持基本口粮需要，也就是说，大部分农民仍然具有种粮意愿。

农民个人特征包括性别、年龄、文化程度、身体健康水平、种粮年限等。就性别和年龄对种粮意愿的可能影响而言，农民年龄越大，受过去生活经历和传统“自给自足”观念的影响越深，从而种粮意愿越强，也可能由于缺乏技能和体力下降等原因而减弱种粮意愿，因此，农民年龄对其种粮意愿的影响可能是因人而异的，也就是说，它对农民种粮意愿的影响方向不确定。相对于女性，男性农民身为家庭的主要劳动力和生活支柱，更可能具有种粮意愿且意愿较强。就文化程度对种粮意愿的可能影响而言，农民的文化程度越高，见过的世面越大，越会不满足于种粮带来的微薄收入，而是更倾向于进城务工或从事其他非农劳动，因此种粮意愿越弱。就身体健康水平和种粮年限对农民种粮意愿的可能影响而言，农民身体健康水平越好、种粮年限越长，对种粮的依赖性更强，积累的种粮经验也更足，因而种粮意愿越强。综合以上分析，本文研究提出如下假说：

假说1：在农民的个人特征中，性别、身体健康水平和种粮年限对农民种粮意愿有正向影响，文化程度有负向影响，而年龄的影响方向不确定。具体而言，农民身体健康水平越高、种粮年限越长、文化程度越低的农民，种粮意愿越强；另外，男性农户种粮意愿较强。

农户家庭特征与农户种粮意愿存在密切联系。近年来，农村务工人员呈逐年递增的发展态势，“黑头发打工、白头发打粮”是目前农村分工的生动写照。外出打工的大多是文化程度较高、市场意识较强且年青力壮的男劳动力，留守的大多是年龄偏大、体质偏差、文化偏低老弱妇孺，无论是体力还是接受和应用新技术的能力都较低，严重影响了粮食生产。绝大多数农民由于“小农意识”的影响，都不愿意用手中有限的资金去购买价格较贵、质量更高的种苗，当然，这也是和当下良种补贴方式不合理、补贴金额不到位的现实情况息息相关的。本文选取“劳动力短缺程度”、“资金不足程度”、“种粮收益占家庭总收入比重”、“粮食补贴占种粮投入比重”作为农户家庭特征方面的变化量，并提出以下假说：

假说2：劳动力越充裕、资金越不足、种粮收益占家庭总收入比重越高、粮食补贴占种粮投入比重越大，农民种粮意愿越强。

粮食价格和生产资料价格是农民无法控制的重要外部因素，很大程度上决定了农民种粮的收益和成本。近年来虽然国家每年都在提高粮食最低收购价，但与农资价格的大幅上涨相比却明显给力太小。农资上涨已经成为周期性的规律，这不仅蚕食了种粮微薄的收益，还影响了农民种粮的积极性。基于上述分析，本文研究将粮食及生产资料价格化为“粮食价格”和“生产资料价格”两个变量，并提出以下假说：

假说3：粮食价格越高，农民种粮意愿越强；生产资料价格越高，农民种粮意愿越弱。

笔者另外选取了“卖粮情况”、“种粮目的”、“农业技术支持”和“水利设施完善程度”四个变量来完善农民种粮意愿影响情况。卖粮情况越好，说明生产的粮食可以顺利出售，农民的种粮意愿则越强。种粮的主要目的若为出售，则反映出农民的口粮问题已经解决，种粮是为了赚取更多的钱来提高生活水平，种粮意愿较强。农业技术支持力度越大、幅度越广，农民能够采用新技术提高生产效率，缩短劳动时间，因而种粮意愿越强。农田水利状况和农业生产关系密切，水利设施完善程度越好，对粮食生产的帮助也就越大，农民自然越愿意种粮。

假说4：卖粮情况越好、种粮的主要目的若为出售、农业技术支持力度越大、水利设施状况越好,农民种粮意愿越强。

三、数据来源与变量描述

(一)数据来源

研究数据来源于课题组2011年6月至8月在湖南省长沙县、岳阳县、邵阳县三个粮食主产区对当地农民开展的问卷调查。选择这三个县进行调查主要是基于其区域经济发展水平差异和地理位置差异的综合考虑：长沙县和岳阳县地处环洞庭湖平原地区，经济发展水平较高；而邵阳县地处丘陵山区，经济发展水平相对较低。这样就兼顾了具有不同特点的粮食主产区的状况，有利于全面研究农民种粮意愿的情况。

调查内容涉及四个方面：一是农民个人特征，包括性别、年龄、文化程度、身体健康水平、种粮年限；二是农户家庭特征，包括劳动力短缺程度、资金不足程度、种粮收益占家庭总收入比重和粮食补贴占种粮投入比重；三是粮食及生产资料价格，包括粮食价格和生产资料价格；四是其他情况，包括卖粮情况、种粮目的、农业技术支持和水利设施完善程度。

调查采取发放农户问卷、实地走访座谈和查询受调查地区的统计年鉴等多种方式相结合的形式，每个县随机选取4 个乡(镇)，再在每个乡(镇)随机选择2 个村，最后在每个村随机抽取20 户农户进行调查。调查共发放问卷480份，收回有效问卷475份，有效问卷回收率为98.96%。对于调查数据，课题组使用SPSS16.0 统计软件，运用频次分析法和回归统计模型进行分析。

(二)样本农户的基本特征

样本农户具有以下基本特征：在年龄构成方面，受访农民的年龄平均为54 岁，绝大多数样本的年龄在40 岁以上(占91.6%)，40 岁以下的青年人仅占8.4%；在性别构成方面，男女比例分别占到76.8%和23.2%；在种粮年限、文化程度和身体健康水平方面，67.4%的人约有20年以上的种粮经验，其文化程度以小学(36.8%)和初中水平(37.9%)为主，90%农民认为自己身体健康处于一般水平及以上；在劳动力和资金状况方面，户均成年劳动力人数为2.54 人，户均家庭人口数为6.45 人，分别有32.6%和41.1%的农民认为在家庭农业生产中存在着劳动力短缺和资金不足问题；在种粮收益占总收入的比重方面，多数农民认为种粮收益占家庭总收入比重不足50%；在粮食补贴占种粮投入比重方面，尽管粮食直补能提高种粮收益，但93.6%的受访农民认为粮食补贴额占种粮投入的比重不足20%。调查样本来自湖南省的三个粮食主产县，表现出粮食主产区农村劳动力老龄化和短缺、人均种粮面积小、农民种粮积极性不高的特征，具有一定的代表性。

表1 样本农户的基本特征

(三)计量模型、变量测量与描述性统计分析

根据前文的理论分析，本文将农民种粮意愿(即“是否有种粮意愿”)设置为因变量Y，取值1 表示农民有种粮意愿，取值0 表示农民没有种粮意愿；将可能影响其种粮意愿的4 类因素15 个变量设置为解释变量x1，x2，……,xn，其中，n 为解释变量的个数,n=15。设农民i 有种粮意愿的概率为pi,1-pi则表示农民i 没有种粮意愿的概率,它们均是由解释变量向量(x1,x2,……,xn)构成的非线性函数。本文根据变量的选取以及数据的统计，建立的函数形式为：Y=F(Xi)+u，

对(1)式取对数，得到Logistic 回归模型的线性表达式为：

(1)式和(2)式中，β0为常数项；βj(j=1,2,…,n)是解释变量的回归系数，反映解释变量影响农民种粮意愿的方向和程度。各变量的具体含义、描述性统计分析及预期方向见表2。

表2 模型解释变量选择及描述性统计分析

四、模型估计结果与分析

(一)模型回归结果

利用调查数据，本文运用SPSS16.0统计软件对农民种粮意愿的影响因素进行Logistic回归分析，回归结果如表2所示。在模型拟合度方面，模型卡方检验统计上显著，- 2 Log likelihood值为355.333，因此可以认为方程总体显著。Cox & Snell R2和Nagelkerke R2分别为0.186和0.289，对于截面数据来说是正常合理的。模型整体拟合效果良好，回归分析所得结果可以作为分析和判断各影响因素作用方向和大小的依据。

表3 农户种粮意愿影响因素的模型估计结果

(二)回归结果分析

1．农民的个人特征对农民种粮意愿的影响

农民的性别对农民种粮意愿有显著的影响。这一变量在模型中通过了10%统计水平的显著性检验且其系数为正，表明在其他条件不变的情况下，男性农民的种粮意愿更强。结果显示，其种粮意愿的发生比是女性农民的1.693倍。男性农民作为家庭的主要劳动力，承担着家庭的重担，而在农村，种粮是主要的农业生产活动。统计结果也证明了这一点，性别为“男性”的农民样本中，有种粮意愿的人占到了81.8%，而在性别为“女性”的农民样本中，这一比例仅为59.1%，比前者少了22.7个百分点。

农民的文化程度对农民种粮意愿有显著的负向影响。这一变量在模型中通过了1%统计水平的显著性检验且其系数为负，表明在其它条件不变的情况下，农民的文化程度越高，种粮意愿越弱，与预期一致。因为随着九年制义务教育的推行和城镇化水平的推进，越来越多的农民更倾向于进城务工或其他非纯体力劳动来提高生活质量。统计结果表明，在文化程度为“没有上学”的农民样本中，有种粮意愿的人占100%；而在文化程度为“小学”、“初中”“初中以上”的农民样本中，这一比例分别为79.4%、77.8%和75.0%，呈逐渐下降的趋势。

农民身体健康水平和种粮年限对农民种粮意愿均有显著的正向影响。这两个变量在模型中都通过了1%统计水平的显著性检验且其系数为正，表明在其它条件不变的情况下，农民身体健康水平越好、种粮年限越长，种粮意愿越强。农民种粮年限越长，经验也越足，同时可能缺乏从事其它工作的技能，自然种粮意愿越强；身体越健康，对种粮的积极性越高。

农民的年龄在模型中没有通过显著性检验，不是影响农民种粮意愿的显著因素。原因可能是课题组在设计调查问卷时没有对年龄进行分段；由于农业科技的进步，农业机械化程度不断提高，不同年龄段农民的劳动强度差别不大。

2．农户家庭特征对农民种粮意愿的影响

劳动力短缺程度对农民种粮意愿有显著的负向影响。这一变量在模型中通过了1%统计水平的显著性检验且其系数为负，表明在其他条件不变的情况下，劳动力越短缺，农民的种粮意愿越弱。因为现在农村的机械化程度还很不高，粮食生产需要一定的劳力资本。统计结果也显示，在不愿意种粮的农民样本中，认为劳动力短缺程度“经常存在”、“较少存在”和“不存在”的农民所占比例分别为49.5%、35.6%和9.9%。

种粮收益占家庭总收入比重对农民种粮意愿有显著的正向影响。这一变量在模型中通过了10%统计水平的显著性检验且其系数为正，表明在其他条件不变的情况下，种粮收益占家庭总收入比重越大，农民种粮意愿越强。种粮收益占家庭总收入比重高，说明种粮收益是家庭的重要生活来源，农民为了提高生活水平，种粮的意愿就越强。统计结果也显示，种粮收益占家庭总收入比重为50%以上的样本中，有84.8%的农民有种粮意愿；而这一比重为30%～50%、10%～30%和10%以下的样本中，有种粮意愿的农民依次只占76.2%、72.7%和61.5%。

资金不足程度和粮食补贴占种粮投入比重在模型中均没有通过显著性检验，不是影响农民种粮意愿影响的显著因素。资金不足程度没有通过显著性检验的原因可能是，农民由于小农意识的局限性，即使手头资金充足，也不会拿来购买粮食，基本的口粮需求使其具有种粮意愿。后者不显著的原因可能有两点，一是补贴力度过小，无法弥补生产资料上涨带来的粮食生产成本上升；二是补贴方式不当，农村的补贴政策出现了效率损失。

3．粮食及生产资料价格对农民种粮意愿的影响

粮食价格对农民种粮意愿有显著的正向影响。这一变量在模型中通过了10%统计水平的显著性检验且其系数为正，表明在其他条件不变的情况下，粮食价格越高越合理，农民种粮意愿越强。统计结果显示，在被调查的475家农户当中，有72.1%的农民认为粮价太低，只有27.9%的农民认为粮价基本合理；而在愿意种粮的农民样本中，认为“粮价太低”和“粮价基本合理”的农户所占比例分别为78.0%和80.5%。

生产资料价格对农民种粮意愿有显著的负向影响。这一变量在模型中通过了1%统计水平的显著性检验且其系数为负，表明在其他条件不变的情况下，生产资料价格越高，农民种粮意愿越弱。在被调查的475家农户当中，只有12.6%的农民认为生产资料价格基本合理，认为生产资料价格太高的农民比例占到了87.4%；同时，认为“生产资料价格基本合理”和“生产资料价格太高”的农户愿意种粮的比例分别为83.3%和78.1%。

4．其他变量对农民种粮意愿的影响

种粮目的和水利设施完善程度对农民种粮意愿均有显著的正向影响。这一变量在模型中都通过了10%统计水平的显著性检验且其系数为正，表明在其他条件不变的情况下，种粮目的若为出售，水利设施完善程度越好，农民种粮意愿越强。良好的水利设施基础有利于改善农民“靠天吃饭”的现象，提高农民抵御种粮自然风险能力，同时能极大提高粮食生产水平。

农业技术支持对农民种粮意愿有显著的正向影响。这一变量在模型中通过了10%统计水平的显著性检验且其系数为正，表明在其他条件不变的情况下，农业技术支持力度越大，农民种粮意愿越强。有了农业技术的支持，粮食生产率随之提高，农民种粮更加得心应手。统计结果也表明，认为“经常有农业技术支持”、“偶尔有农业技术支持”和“从来没有农业技术支持”的农户愿意种粮的比例分别为84.6%、82.9%和73.5%。

卖粮情况在模型中没有通过显著性检验，不是影响农民种粮意愿的显著因素。可能的解释是，在当今农村，由于土地流转的时滞性，粮食规模化生产不理想，农民种粮大多是为了获得基本生存需要的口粮，而非出售。

五、结论的政策含义

上述实证研究结果表明：农民的性别、文化程度、种粮年限、种粮收益占家庭总收入比重、粮食价格、种粮目的、农业技术支持、水利设施完善程度与农民种粮意愿正向显著相关；农民身体健康水平、劳动力短缺程度、生产资料价格与农民种粮意愿负向显著相关；农民的年龄、资金不足程度、粮食补贴占种粮投入比重、卖粮情况对农民种粮意愿没有显著影响。

基于以上研究结论，笔者认为政府在提升农民种粮意愿的过程中，应该注意以下几点：第一，应合理调控粮食价格，充分发挥和运用好粮食最低收购价格的稳定器作用，保障农民种粮收入；第二，建立农业生产资料储备制度，健全农业生产成本核算机制，控制粮食生产资料成本，确保农业生产资料价格平稳波动；第三，加强基础设施建设，尤其是小型农田水利建设，提升农业综合生产能力，使农民收入不断增加；第四，加大农业技术支持力度，进一步促进农民种粮积极性，进而提升农民种粮意愿。

[1]施令同．改善城乡二元经济结构是农民增收的强大动力[J]．江苏统计，2001(12)：30-32．

[2]王新志，樊祥成．加快县域经济发展推动城乡一体化进程——“全国县域发展与城乡一体化研讨会暨社科院农经研究网络大会”综述[J]．中国农村经济，2010(1)：92-96．

[3]夏显力，甘奇慧，党宁夏，等．我国粮食综合生产能力提升的制约因素及技术措施和保障机制[J]．农业现代化研究，2010(5)：513-518．

[4]赵 波．中国粮食主产区利益补偿机制的构建和完善[J]．中国人口·资源与环境，2011(1)：85-90．

[5]吴连翠，蔡红辉．粮食补贴政策对农户种植行为影响的实证分析[J]．技术经济，2010(6)：68-73．

[6]周清明．农民种粮意愿的影响因素分析[J]．农业技术经济，2009(5)：25-30．

[7]朱红根，翁贞林，陈昭玖，等．农户稻作经营代际传递意愿及其影响因素实证研究——基于江西619 个种粮大户调查数据[J]．中国农村经济，2010(2)：22-32．