留守农民种田行为研究*——基于安徽的实证分析

常 伟

(1.安徽大学经济学院，合肥 230601;2.安徽大学中国三农问题研究中心，合肥 230601)

在大量青壮年农民外出务工的背景下，农村出现了人口老龄化、女性化趋势，人力资本素质较低的现象更加突出，并对农业和农村发展带来消极影响。我们注意到农业生产大多是由留守农民完成的，但留守农民是否愿意种地?哪些因素影响了留守农民的种田行为?影响程度如何?至今鲜见有相关研究对这一问题做出相关回答。为此，结合课题组于2009年7～8月针对安徽肥西、颍上、青阳3县留守农民所做的实地调查问卷，对种田农民的特征及影响农民种田行为有关因素进行实证研究。

1 理论与研究假说

1.1 农民种田行为理论分析

恰亚诺夫以俄国小农为研究对象，指出资本主义计算利润方法不适用于小农家庭农场，因其生产目的主要是满足其家庭的消费需要，而非追求最大利润，小农的经济活动和经济组织均以此作为基本前提［1］。而舒尔茨认为农民的经济行为完全是理性的，他们作为“经济人”的决策行为与资本主义企业决策行为没有多少差别，传统农业的改造完全可以寄希望于农民为追求利润而创新的行为［2］。艾利斯认为农民不是具有理性最大化行为的经济人，而是“有条件的最大化”，也即他们的理性是有限的［3］。黄宗智注意到小农是利益追求者、维持生计的生产者，也是受剥削的耕作者。由于中国农民生产规模小，抗风险能力较弱，一般认为农民是风险规避者［4］。该文认为，农民，尤其是留守农民种田决策是农民基于自身状况、自身家庭状况、家庭承包耕地状况等基础上所做出的理性决策。

继续种田抑或流转农地，显然是一个经济决策。一些影响农民种田行为的因素也同样会影响到农民的种田行为。刘涛指出农民思想观念不适应市场经济要求，土地流转所面临的问题是农民不按市场经济规律办事的结果［5］。张文秀等人通过对成都平原的调查，分析了农户非农收入、当前农地功能、农地流转收益和农民受教育程度对农户土地流转行为的影响，并指出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［6］。纪明波、周云峰与陈印军结合安徽的研究结果表明，不同类型农户的土地流转意向差异很大，中小农户疑虑与担心、流转价格过低、土地细碎化、农业税收与补贴政策调整以及耕地流转中的一些不良做法制约和影响了农村耕地流转［7］。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的决策过程，并指出农民的农地流转决策行为不仅受到经济利益最大化的影响，而且由于农民面临的不确定性环境下心理因素的作用，继续持有保有土地实行兼业化在相当长一段时间内是农民最现实的选择［8］。韩剑萍与李兴江基于甘肃的实证研究表明:农业生产利益驱动性不强、社会保障体系落后以及农户思想认识问题会限制和制约农地流转［9］。另有一些学者针对农民种粮行为展开研究，相关研究成果表明:农户个人特征及家庭特征对农户的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［10-12］。

1.2 研究假说

基于上述逻辑展开，该文认为农民，尤其是留守农民种田行为受到自身年龄、性别、文化程度、家庭收入、家庭成员数量、承包耕地数量以及土地细碎化程度的影响。

1.2.1 农民特征

农民种田行为与其自身特征之间存在密切关系，其中最为重要的是年龄、性别和文化程度。考虑到种田对于农民年龄、性别、文化程度要求不高，以及大量农村青壮年外出务工的现实，该文认为农民年龄、性别、文化程度与农民种田行为之间存在着相关关系，其中农民年龄、文化程度与种田行为之间存在着强相关关系。

1.2.2 农民家庭特征

农民家庭特征主要指的是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，但在农村就业渠道相对狭窄的情况下，仍不失为一条获得收入的有效途径。因此，该文认为家庭成员数量与农民种田存在微弱的正相关关系。就收入而言，种田由于技术简单，进入门槛低，这导致了留守农民种田获得的收入也相对较低。对于那些有志于获得高收入的农民而言，种田并不足以能确保其能够获得相对较高的收入。因此，该文认为农民家庭收入与其是否从事种田之间存在着一定程度的负相关关系。

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以及土地细碎化程度，前者决定农民种田收入的总量，后者则与农民种田的相关成本有关。该文认为承包耕地的数量与农民是否种田存在正相关关系，土地细碎化程度则与农民是否种田存在负相关关系。

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 模型与数据来源

2.1 模型选择

该文将留守农民是否种田作为因变量，它是一个属性变量，表示种田或不种田。因此对其进行研究就不适应一般的线性回归模型来解决。而二元选择模型则可以较好地解决这一问题，Probit模型则是基于积累正态概率函数的二元选择模型。由于它不需要严格的假设条件，克服了线性模型受到统计假设约束的限制，因此具有较为广泛的应用。在有关经济决策研究中，很多决策均可以看作二选一的决策，可以采用Probit模型进行分析。在该研究中，采用此模型分析农民是否种地的各种影响因素，并分析种田农民的行为特征。

2.2 数据来源与变量说明

该文使用的研究数据均来自于课题组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，课题组在调查中针对309位农村居民发放问卷309份，最终有效问卷为303份，问卷有效率为98.26%。该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。

表1 变量解释说明

在这次调研中，303位留守农民中，仍然种田的有264人，所占比例为87.13%，另有39人已经不从事种田业，调研结果仍表明种田依然是留守农民最主要的生产方式。

2.2.1 农民特征

就年龄结构而言，46～55岁的为104人，所占比例为34.32%;56岁以上的为116人，所占比例为38.28%，二者合计为73%。而18～25岁为4人，26～35岁为14人，36～45岁为65人，三者合计所占比例为27%。调研结果显示，被调查的留守农民年龄以中老年为主，留守农民年龄结构呈现出明显的老龄化特点。从性别结构来看，留守农民性别分布为男性167人，女性为136人，所占比例分别为55.11%和44.89%，留守农民女性化趋势在该次调查中得不到支持。从文化程度来看，被调查农民总体上文化程度相对偏低，不识字或识字不多为119人，所占比例为39.27%;小学为83人，所占比例为27.40%，二者合计所占比例为66.67%;而初中为82人，高中或中专为15人，大专及以上为4人，三者合计所占比例仅为33.33%。这表明留守农民人力资本素质明显偏低。

2.2.2 农民家庭特征

就家庭成员数量来看，被调查农村居民家庭为3人或3人以下的合计为75人，所占比例为24.75%。而农村居民家庭成员在3人以上的合计为228人，所占比例为75.25%;4人的为77人，所占比例25.41%;5人的为151人，所占比例49.83%。这表明农村超过3人以上的大家庭依然占据相当大的比重。就家庭收入状况来看，被调查农村居民年户均收入5 000元以下的为52人，所占比例为17.16%;0.5万～1.0万元为86人，所占比例为28.38%;1万～2万元为101人，所占比例为33.33%;2万～3万元为50人，所占比例为16.50%;3万元以上的为14人，所占比例为4.62%。

2.2.3 家庭承包耕地状况

就家庭承包耕地状况而言，0.067hm2以下为6人，所占比例为1.98%;0.067～0.2hm2为59人，所占比例为19.47%;0.2 ～0.333hm2为102 人，所占比例为 33.66%;0.333 ～0.467hm2为 65 人，所占比例为21.45%;0.467hm2以上为71人，所占比例为23.43%。总体上来说，家庭承包耕地超过0.2hm2的合计为238人，所占比例为78.55%。就家庭所拥有的地块数而言，该次调查的303位农民家庭共拥有土地1 369块，平均为4.52块，其中最低的拥有1块，最高的拥有土地20块，不同家庭拥有的地块数量有很大的差别。

2.2.4 地域状况

就调研对象的区域分布而言，肥西县116人，所占比例为38.29%;颍上县100人，所占比例为33%;青阳县87人，所占比例为28.71%。

3 模型结果分析与假说检验

3.1 变量关联性与多重共线性检验

有关变量，如文化程度与户均收入、家庭成员数量与户均收入之间可能存在着关联关系，对此分别用家庭成员数量、文化程度对于收入进行回归，回归结果表明文化程度、家庭成员数量与户均收入之间呈显著正相关关系，但决定系数均很小。为避免多重共线性，对于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1.1202，各变量的VIF值均在1.3以下，据此判定变量之间不存在显著的多重共线性。

3.2 模型结果分析

该文运用Eviews5.0软件，对于303个截面数据进行Probit模型回归，并采取对数似然比来检验Probit模型的整体拟合效果，在给定0.05的显著性水平下，如果统计量对应的对数似然比检验的显著性P指标值小于0.05，则表明自变量作为一个整体对于因变量具有显著性影响。检验采用回归中的LR方法，先将所有变量都进入回归方程中，得到模型1。然后根据最大似然估计的统计量概率值，在判断概率0.05的水平上删除对因变量影响不显著的自变量，直至使得所有变量均显著为止，并得到模型2。模型1和模型2估计结果见表2。

表2 模型回归分析结果

根据这一结果，年龄、文化程度、家庭承包土地面积与农民种田有着显著影响。其中年龄与家庭承包土地面积对于农民种田行为有着显著的正向影响，而文化程度则与农民种田行为有着显著的负向影响。值得注意的是，当把肥西设为虚变量后，这一地区虚拟变量也对于农民种田行为有着显著正向影响。

3.3 对于相关假说的检验结果

根据表1和表2给出的结果，该文对相关假说给出的检验结果如下:

就农民特征而言，留守农民年龄与其种田行为呈强烈正相关关系，如果考虑到人口更迭和城市化因素，那么10年之后我国留守种田的农民不仅数量上出现下降趋势，老龄化趋势将会进一步加剧。而文化程度则与留守农民种田选择呈现出强烈的负相关关系，这在一定程度上表明，农村教育发展对于农村种植业发展贡献很小，甚至在一定程度上抑制了农村种植业的发展。就性别特征而言，性别变量与留守农民种田选择呈现出负相关关系，但并不显著。这些均表明，留守种田农民确已呈现出老龄化、女性化和文化程度低层次化特征，但老龄化和文化程度低层次化表现得更为明显。

就农民家庭成员数量而言，家庭成员数量与留守农民种田选择表现出负相关关系，但并不显著。这可能是因为家庭成员数量直接关系到家庭生活成本，成员较多的家庭生活压力也相对较大，迫切需要改善其收入状况。而在改善收入状况方面，种田的作用很有限。就农民家庭收入而言，留守农民家庭收入与种田选择表现为负相关系，但并不明显。这表明种田对于农民收入增长贡献为负，但导致农民增收入增长缓慢的原因并不是因为种植业不发达。

就承包耕地状况而言，统计结果显示承包耕地数量与留守农民种地选择表现出正相关关系，且具有统计学意义的显著性，但土地细碎化程度与留守农民种田选择的负相关关系在研究中得不到支持，这并不是因为家庭耕地地块越多农民越喜欢种田，而是因为这些留守农民除了种田之外，并没有其他就业渠道可做出更好选择。

就地域状况而言，当地区变量为肥西时，该变量对于农户行为具有正向显著影响，当地域变量为颍上时，地区影响为正，但不显著。这可能是因为肥西地处合肥郊区，作为合肥农副食品供给基地，肥西农民可以从种田活动中获得较高的经济回报。颍上尽管农业生产条件较好，但农民从农业获得收入有限，使得其从事农业生产的积极性受到限制，并在统计学上表现为不具有显著性。

4 结论与政策含义

基于上述研究，该文可以得出如下结论:在大量农民外出务工的背景下，种田仍是留守农民的主要生产方式，但留守农民种田行为受到了其自身特征、家庭特征、家庭承包土地特征以及区域特征影响。鼓励农民从事农业生产的相关政策措施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。

基于以上结论，该文也就有了以下政策含义:首先，在新农村建设和城乡一体化发展中，尤其要注意解决留守农民老龄化与文化程度较低问题。这一问题不解决，现代农业就无从谈起。在增加对农村投入力度的同时，更应出台政策鼓励文化素质较高的年轻人到农村居住或创业，解决农业和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，鼓励土地承包经营权向那些有强烈种田意愿，又善于种田的人们有序集中，使农地流转双方均能获得较好的经济回报;最后，在农业和农村发展中，应注意地理因素对农民种田行为的影响。在大中城市近郊地区，可以着眼点城市需要，支持农民发展高附加值的农产品生产，以获得较高回报;而对于农业大县或山区县而言，在改善农业生产条件的同时，更应把着眼点放在农民收入问题上，通过财政转移支付等多种手段，促进留守农民收入增加，以保护其从事农业生产的积极性。

［1］恰亚诺夫.农民经济组织.萧正洪译.北京.中央编译出版社，1996.218～219

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