农民耕地持有意愿研究

任艳

摘 要：结合对安徽省肥西、颍上和青阳3县307位农民的实地调研数据，运用多元Logistic模型对于农民耕地持有意愿进行实证分析，结果表明：农民年龄、文化程度、收入来源、耕地状况、认知状况以及地域特征对农民耕地持有意愿有显著影响。

关键词：农民；耕地持有意愿；多元Logistic模型

中图分类号 F323 文献标识码 A 文章编号 1007-7731（2013）07-01-04

“土地是农民的命根子”，但随着农民工的大规模外出，近年来一些地区农业和农村发展出现了抛荒和农地低效使用现象，即便取消农业税和惠农政策的陆续出台，也未能彻底杜绝这种局面。因此，笔者结合2009年8月对安徽省肥西、颍上、青阳3县307位农民所发的实地调查问卷进行分析，并对农民的耕地持有意愿进行研究。

1 文献回顾与研究假说的提出

1.1 相关文献回顾 耕地作为一种稀缺且不可替代的生产要素，即使在用途受到严格管制的情况下，仍可以给农民带来经济回报。对于农民而言，耕地并不仅是生产资料，更具有财产性质。农民除了可以从耕种土地获得农业收入外，也可以通过土地流转或者土地一级市场获得更高的经济回报。不过当人们从事农业生产时，其所获取的收入与土地、资本、劳动等要素有关，也与经营乃至持有成本有关。由于人们的劳动能力又与其性别、年龄、文化程度等存在一定的关联关系，考虑到劳动，尤其是农业劳动会给农民带来负效用[1-2]，因此农村居民是否愿意继续耕种，乃至持有耕地，其背后的因素和作用机理则是相当复杂的。由于农业生产具有经济活动的性质，基于理性小农分析视角，那么农民是否愿意持有耕地显然是基于成本收益分析基础上所做出的理性决策。

舒尔茨在《改造传统农业》中强调农民行为完全是理性的，并指出“一旦有了投资机会和有效的激励，农民将会点石成金”[3]。我国农民的农地流转行为也证明了这一点。张文秀等研究了成都平原农户土地流转行为，其结果表明农户追求效益或效用最大化，但追求经济效益最大化并不是其唯一目标[4]。纪明波、周云峰与陈印军基于安徽的研究结果表明，农户类型、经营规模、流转价格、土地细碎化等对于农地持有或流转具有显著影响[5]。陈超与任大廷运用前景理论研究了农民土地流转行为选择决策过程，其研究结果表明农民流转决策行为不仅受到经济利益最大化影响，也受到不确定性环境下心理因素的作用[6]。另有一些学者针对农民种粮行为进行研究，研究结果表明：农户个人特征及家庭特征对种粮行为选择产生影响，粮食生产收入预期是影响农户种粮与否的最重要因素，但不是唯一因素；农户种粮意愿不能在事实上确保农户选择或放弃种粮，农户种粮与否还受种粮目的、自身行为能力等影响[7-9]。

1.2 研究假说的提出 基于上述研究成果，本文认为农民是否愿意持有耕地受到个人特征、家庭经济特征、耕地特征的影响，并提出如下假说：

1.2.1 农民特征 农民的年龄、性别和文化程度不仅直接关系到农民劳动能力，也体现了农民的人力资本素质。考虑到持有和耕种土地对于农民劳动能力和人力资本素质的要求，结合农村青壮年大量外出务工的现实，本文认为农民年龄、性别、文化程度与农民耕地持有意愿存在相关关系。

1.2.2 农民家庭特征 农民家庭特征主要指农民家庭成员数量与家庭收入状况。一般来说，农民家庭成员数量越多，家庭获取收入的来源渠道也就相对越多。而种田尽管所能提供的收入相对有限，但仍不失为农民获得收入的有效途径。农业生产技术简单，进入门槛低，但收入相对也较低。因此本文认为农民家庭收入状况及来源渠道与其是否愿意持有耕地之间存在着一定的相关关系。

1.2.3 家庭承包耕地状况 承包耕地情况主要包括承包耕地的数量、类型及土地细碎化程度。耕地数量直接影响到农民农业收入的总量，而耕地类型则直接关系到农民采取什么样的技术经营农业，土地细碎化程度则影响到农民田间作业成本的高低。本文认为承包耕地状况也会对于农民耕地持有意愿产生影响。

1.2.4 地域状况 调研涉及的肥西、颍上、青阳3县分别位于安徽不同地区，但3县地域特点差别很大，并在一定程度上对农民种田行为产生影响。

2 模型选择、数据来源与变量说明

2.1 模型选择 本文将农民是否愿意放弃耕地作为因变量，对其进行研究就不适用一般线性回归模型来解决，只能运用离散选择模型进行研究。离散选择模型（Discrete Choice Model）是统计实证分析的常用方法之一，由于它不需要严格假设条件，克服了线性模型受到统计假设约束的限制，因此得到了广泛应用。线性概率模型（LPM）的随机扰动项存在着非正态、异方差等问题，人们多采用Logistic和Probit模型对于离散选择模型进行处理。不同的是Logistic使用逻辑生长函数估计，而Probit使用正态函数估计。由于Logistic模型可以采用Logit变换，且在数学上更容易处理，在现实中得到了广泛的应用，因此本文选取Logistic模型研究农民持有耕地的愿望。Logistic模型具体形式一般是：

其中P为因变量发生概率，[X1]、[X2]……[Xn]为自变量，[α0]为常数项，[α1]、[α2]……[αn]为各自变量系数，它表示其所对应的自变量每改变一个单位，所导致的比值比的自然对数改变。本文自变量涉及个人特征、家庭特征、家庭经济状况、耕地特征、对于现行农地制度认知行为以及地域分布6个方面20个变量。

为研究农民持有或放弃耕地有关意愿，本文采用无序多分类Logistic模型。该模型原理如下：设[Y]为因变量，[X1]、[X2]…[Xn]为自变量。在本文中以3类结果为例，设3类结果分别为[A]、[B]、[C]，3类可以任意指定1类作为参照组或者基准组。取[Y=1]表示为[A]类，[Y=2]表示为[B]类，[Y=0]表示为[C]类，设[C]类为参照组，则3类结果的Logistic回归模型可以表示为：

上述方程组中有[2×（p+1）]个参数，其中[p]为自变量的个数。第一个Logit函数表示[A]类与[C]类比的Logit，[β1i]表示：[A]类与[C]类比，[xi]改变一个单位时，比数比发生的对数值。第二个Logit函数表示[B]类与[C]类比的Logit，[β2i]表示：[B]类与[C]类比，[xi]改变一个单位时，比数比发生的对数值。由于存在着[P（y=0|x）+P（y=1|x）+P（y=2|x）=1]的数量关系，因此只要给出两个Logit函数，另一个就可以通过减法得到。

2.2 数据来源与变量说明 本文研究的数据均来自实地调研获得的第一手资料。调研和数据收集采取分组随机抽样方式进行，也即每县均选择了经济较好、一般和较差的3个乡镇，并在相关乡镇进行随机问卷调查，课题组在调查中对320位农民发放问卷320份，最终有效问卷为307份，问卷有效率为95.94%。本次调查中的受访者对于家庭经济状况有着较全面的了解，从而保证了问卷的准确性和有效性。

3 模型计算结果与假说检验

3.1 模型计算结果 本文采用Eiews6.0软件对方程[LogitP（1/0）]和[LogitP（2/0）]进行估计。在初步估计的基础上，在判断概率10%的水平上删除对因变量影响不显著的自变量，直至变量至少在其中一个模型中显著为止，化简结果如下：

根据上述计算结果，农民的年龄、文化程度、收入来源、耕地状况、认知状况以及地域特征对于农民的耕地持有意愿有着显著影响。上述结果也表明，耕地对于农民既具有生产资料的性质，也具有财产的性质。生产资料的性质表明，当农民只有通过投入劳动等其他生产要素才能获取农业收入时，在特定情况下农民将会觉得耕地对其无所谓。但耕地承包经营权同样具有财产权的性质，农民仍可以通过流转耕地承包经营权获得一定收入，因此即便在他们觉得持有耕地无所谓的情况下，他们仍不会轻易放弃其农地承包经营权利。这些也表明农民耕地持有意愿是极其复杂的。

3.2 变量关联性与多重共线性检验 由于变量之间可能存在一定的关联关系，我们对于表3涉及的变量进行回归检验，检验结果表明各变量之间不存在显著的相关关系。为避免多重共线性，我们对于表3涉及到的自变量进行方差膨胀因子（VIF）检验，检验结果表明：方程平均VIF值为1.2184，各变量的VIF的最高值为1.7536，远低于10，据此可以判定变量之间不存在显著的多重共线性。

4 相关假说检验结果

根据本文计算结果，对相关假说检验结果如下：

其一，农民的年龄、文化程度等特征与农民耕地持有意愿存在显著相关关系。根据本文计算结果，即便在大多数农民仍希望种地的前提下，农民的年龄与其放弃耕地的意愿仍然存在着显著的相关关系。与愿意继续持有耕地的农民相比，年龄每提高一个档次，则农民愿意放弃耕地的意愿便会增强59.01%。与那些觉得持有不持有耕地无所谓的农民而言，年龄每提高一个档次，则其愿意放弃耕地的意愿便会增强90.9%。

文化程度也与农民放弃耕地意愿之间的关系相对比较复杂。当农民具有较高的文化程度时，这也就意味着他们可以更好地把握各种机会，获得较高的非农收入，并在本文表现为文化程度与农民放弃耕地愿望之间的不显著的正相关关系。但文化程度较高也意味着他们对于耕地承包经营权的财产性质有着更为深刻而清醒的认识，这使得他们并不愿轻易放弃其对于耕地的承包经营权。与愿意继续持有耕地的农民相比，文化程度每提高一个档次，则农民愿意放弃耕地的意愿便会增强15%，与那些持有不持有耕地无所谓的农民相比，文化程度每提高一个档次，则其愿意放弃耕地的意愿便会削弱34.33%。

其二，主要收入来源为种植业与农民耕地持有意愿之间存在着显著的相关关系。根据本文计算结果，主要收入来源为种植业与农民放弃耕地意愿间存在着显著的相关关系，且这种相关关系为显著的负相关。与愿意继续持有耕地的农民相比，种植业为其主要收入的要比种植业不是主要收入的农民持无所谓的态度要强116.06%，这表明由于从事种植业获取收入有限，耕地作为农业生产资料的价值对于农民而言并不像想象的那么大。但我们也注意到，与那些持有不持有耕地无所谓的农民相比，主要收入来自于种植业的农民，其愿意放弃耕地的意愿仅相当于前者的15.53%，这一方面表明并不是农民喜欢种田，而是除了种田外，他们并没有其他就业渠道可供更好地选择。

其三，耕地数量、细碎化程度以及耕地类型与农民耕地持有意愿之间相关关系显著。与愿意继续持有耕地的农民相比，人均耕地数量提高一个档次，则农民愿意放弃耕地的意愿便会削弱50.64%。与那些持有不持有耕地无所谓的农民而言，人均耕地数量每提高一个档次，则其愿意放弃耕地的意愿便会削弱71.5%。与愿意继续持有耕地的农民相比，耕地每增加一块，则农民愿意放弃耕地的意愿便会增强22.53%。与那些持有不持有耕地无所谓的农民相比，地块数每增加一块，则其愿意放弃耕地的意愿便会增强44.14%。

令人感兴趣的是，水田、林地等土地类型也与农民放弃耕地意愿存在着显著正相关关系。根据上述计算结果，与愿意继续持有耕地的农民相比，耕地类型若为水田，则农民愿意放弃耕地的意愿便会削弱76.18%；与那些持有不持有耕地无所谓的农民相比，耕地类型若为水田，则其愿意放弃耕地的意愿便会削弱90.16%。同样根据计算结果，无论是与愿意继续持有耕地的农民相比，还是与那些觉得持有不持有耕地无所谓的农民相比，土地类型若为林地，则农民愿意放弃林地的意愿几乎为0。这在某种意义上也体现出了林权改革后，农民认为林地对于其具有极大的经济价值。

其四，人心涣散对于农民耕地持有意愿有显著影响。农村改革后，传统农村公共产品提供机制逐渐失灵并走向瓦解，农田水利等基础设施年久失修并给农业发展带来困难。根据本文计算结果，与参照组相比，那些认为农村人心涣散的农民种不种地无所谓的意愿会增强205.69%。但与参照组相比，认为农村人心涣散的农民其愿意放弃耕地的意愿却要削弱40.93%。与持有不持有无所谓的农民相比，认为人心涣散的农民其愿意放弃耕地的意愿却要削弱80.68%。这实际上却不难理解，农村经济市场化一方面导致了人心涣散的局面，但也使得耕地承包经营权作为财产权的价值得到了市场的承认，致使农民不愿放弃耕地。

其五，肥西、颍上等地域变量对于农民耕地持有意愿有显著影响。有必要指出的是，来自肥西的农民种不种地无所谓的意愿会削弱71.71%。但我们也注意到，与参照组相比，来自肥西的农民，其愿意放弃耕地的意愿却会增强165.57%。与种不种地无所谓的农民相比，来自肥西的农民，其愿意放弃耕地的意愿却会增强838.77%。这是因为肥西地处合肥郊区，作为合肥农副食品供给基地，该县农民尽管可从种田活动中获得较高经济回报，但随着合肥市近年社会经济的高速发展，该县农民可以就近获得大量收入可观的非农就业机会，与此对比农业经营性收入就显得微不足道了。

同样要说明的是，颍上农民也具有类似行为特征，但不如肥西明显。根据计算结果，与参照组相比，来自于颍上的农民，种不种地无所谓的意愿会削弱70.73%，其愿意放弃耕地的意愿会削弱66.51%。与种不种地无所谓的农民相比，来自于颍上的农民，其愿意放弃耕地的意愿会增强13.24%。这是因为颍上作为农业大县，尽管农业生产条件较好，并具有一定基础，该县煤炭资源的开发也为农业发展提供了市场支持，但由于农民农业收入有限，使得其从事农业生产的积极性受到了一定限制，而不得不依靠外出务工而获得非农收入。

5 结论及其政策含义

基于上述研究，本文可得出如下结论：在大量农民外出务工的背景下，农民的种田意愿受到了农民的年龄、文化程度、主要收入来源、耕地的数量、细碎化程度、耕地类型、乡村治理、地区特征的显著影响。相关农业和农村发展政策一定要注意因地制宜，区别对待，有的放矢，并注意到相关政策的前瞻性。

因此本文也就有了如下政策含义：首先，应未雨绸缪，切实克服人口老龄化对于农业发展的冲击。这一问题不解决，现代农业就无从谈起。当前应采取措施鼓励具有较高人力资本的年轻人到农村居住或创业，解决农业与农村发展后继乏人问题；其次，应进一步推进并完善农村土地流转，推动土地整治，完善乡村治理，实现土地规模经营，提高农业生产效率，降低农业经营成本，切实做到农地流转双方的互利共赢；最后，应注意地区特征对于农民种田意愿的影响。大中城市近郊地区，在着眼城市需要及高附加值农产品生产的同时，也应积极推进城市化进程。对于农业大县或山区县而言，应着眼于农民收入问题，通过转移支付等多种手段，促进农民收入增加，以保护其从事农业生产的积极性。

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（责编：陶学军）