陳思羽，曾福生，劉 輝，許 慧

(湖南農業(yè)大學 經濟學院，湖南 長沙 410128)

一、問題的提出

糧食是人類賴以生存的最基本的生活資料，是經濟發(fā)展、社會穩(wěn)定和國家獨立自主的基礎。我國糧食生產近年來取得長足發(fā)展，主糧基本實現(xiàn)自給自足并略有盈余，但由于存在人均耕地面積少以及農業(yè)生產基礎薄弱等難題，從長遠看，要保證糧食充足供應依然任重道遠，提高農民種糧積極性對于確保我國糧食仍然具有重大意義。

國內學者對農民種糧意愿的研究主要圍繞以下幾個方面展開：一是對城鄉(xiāng)二元經濟結構和農民種糧意愿關系的研究。施令同認為改善二元經濟結構是農民增收的強大動力；[1]王新志認為二元結構導致城鄉(xiāng)居民收入差擴大，大量農村居民涌向城市，嚴重削弱了農業(yè)的自身發(fā)展能力。二是對種糧機制和農民種糧意愿關系的研究。[2]夏顯力從我國糧食生產所面臨的資源性制約因素和能動性制約因素入手，提出應構建包含激勵、效率、預警、服務、抗災、監(jiān)督等六大提升我國糧食綜合生產能力的長效機制；[3]趙波認為構建與完善糧食主產區(qū)利益補償機制是調動糧食主產區(qū)發(fā)展糧食生產的積極性，確保國家糧食安全的必要步驟和保障措施。[4]吳連翠認為糧食補貼政策對激勵農戶增加糧食播種面積具有顯著的正效應，有利于提高農民種糧積極性, 促進糧食增產和農民增收。[5]三是對農民種糧意愿及其影響因素的實證研究。周清明利用湖南、遼寧、重慶、廣西四省份的調查數(shù)據(jù)，運用Logit模型對農民種糧意愿及其影響因素進行了計量分析，得出糧食價格、種糧規(guī)模、產業(yè)化組織服務程度以及農民年齡與農民種糧意愿呈正向相關關系，農民教育程度、農資價格與農民種糧意愿呈反向相關關系；[6]朱紅根以江西619個種糧大戶為例，運用多元有序Logistic模型實證分析了影響農戶稻作經營代際傳遞意愿的影響因素，得出戶主文化程度越高、稻作經營年數(shù)越長、農業(yè)勞動人數(shù)越多及雙季稻比重越高，農戶稻作經營代際傳遞意愿越小，而種稻收益、家庭人口數(shù)、居地為山區(qū)、糧食補貼政策評價及訂單銷售方式對農戶稻作經營代際傳遞意愿有積極影響。[7]

已有文獻從城鄉(xiāng)二元經濟結構以及種糧機制和農民種糧意愿關系方面進行了大量研究，但較少針對農戶的種糧決策行為，尤其是單獨針對糧食主產區(qū)農戶種糧決策行為的影響因素進行研究。基于此，筆者擬縮小研究區(qū)域，增加研究變量，以湖南省糧食主產區(qū)為例，主要從農民個人特征、農戶家庭特征、糧食及生產資料價格等角度對農民種糧意愿的影響因素進行分析，以期為政府制定提高農民種糧積極性的政策提供參考。

二、研究假說

雖然在農村勞動力大量外流、農村經濟基礎和家庭結構發(fā)生了巨大變化的背景下，農民種糧積極性有所下滑，但大部分農村常駐居民仍然選擇種糧來維持基本口糧需要，也就是說，大部分農民仍然具有種糧意愿。

農民個人特征包括性別、年齡、文化程度、身體健康水平、種糧年限等。就性別和年齡對種糧意愿的可能影響而言，農民年齡越大，受過去生活經歷和傳統(tǒng)“自給自足”觀念的影響越深，從而種糧意愿越強，也可能由于缺乏技能和體力下降等原因而減弱種糧意愿，因此，農民年齡對其種糧意愿的影響可能是因人而異的，也就是說，它對農民種糧意愿的影響方向不確定。相對于女性，男性農民身為家庭的主要勞動力和生活支柱，更可能具有種糧意愿且意愿較強。就文化程度對種糧意愿的可能影響而言，農民的文化程度越高，見過的世面越大，越會不滿足于種糧帶來的微薄收入，而是更傾向于進城務工或從事其他非農勞動，因此種糧意愿越弱。就身體健康水平和種糧年限對農民種糧意愿的可能影響而言，農民身體健康水平越好、種糧年限越長，對種糧的依賴性更強，積累的種糧經驗也更足，因而種糧意愿越強。綜合以上分析，本文研究提出如下假說：

假說1：在農民的個人特征中，性別、身體健康水平和種糧年限對農民種糧意愿有正向影響，文化程度有負向影響，而年齡的影響方向不確定。具體而言，農民身體健康水平越高、種糧年限越長、文化程度越低的農民，種糧意愿越強；另外，男性農戶種糧意愿較強。

農戶家庭特征與農戶種糧意愿存在密切聯(lián)系。近年來，農村務工人員呈逐年遞增的發(fā)展態(tài)勢，“黑頭發(fā)打工、白頭發(fā)打糧”是目前農村分工的生動寫照。外出打工的大多是文化程度較高、市場意識較強且年青力壯的男勞動力，留守的大多是年齡偏大、體質偏差、文化偏低老弱婦孺，無論是體力還是接受和應用新技術的能力都較低，嚴重影響了糧食生產。絕大多數(shù)農民由于“小農意識”的影響，都不愿意用手中有限的資金去購買價格較貴、質量更高的種苗，當然，這也是和當下良種補貼方式不合理、補貼金額不到位的現(xiàn)實情況息息相關的。本文選取“勞動力短缺程度”、“資金不足程度”、“種糧收益占家庭總收入比重”、“糧食補貼占種糧投入比重”作為農戶家庭特征方面的變化量，并提出以下假說：

假說2：勞動力越充裕、資金越不足、種糧收益占家庭總收入比重越高、糧食補貼占種糧投入比重越大，農民種糧意愿越強。

糧食價格和生產資料價格是農民無法控制的重要外部因素，很大程度上決定了農民種糧的收益和成本。近年來雖然國家每年都在提高糧食最低收購價，但與農資價格的大幅上漲相比卻明顯給力太小。農資上漲已經成為周期性的規(guī)律，這不僅蠶食了種糧微薄的收益，還影響了農民種糧的積極性?；谏鲜龇治觯疚难芯繉⒓Z食及生產資料價格化為“糧食價格”和“生產資料價格”兩個變量，并提出以下假說：

假說3：糧食價格越高，農民種糧意愿越強；生產資料價格越高，農民種糧意愿越弱。

筆者另外選取了“賣糧情況”、“種糧目的”、“農業(yè)技術支持”和“水利設施完善程度”四個變量來完善農民種糧意愿影響情況。賣糧情況越好，說明生產的糧食可以順利出售，農民的種糧意愿則越強。種糧的主要目的若為出售，則反映出農民的口糧問題已經解決，種糧是為了賺取更多的錢來提高生活水平，種糧意愿較強。農業(yè)技術支持力度越大、幅度越廣，農民能夠采用新技術提高生產效率，縮短勞動時間，因而種糧意愿越強。農田水利狀況和農業(yè)生產關系密切，水利設施完善程度越好，對糧食生產的幫助也就越大，農民自然越愿意種糧。

假說4：賣糧情況越好、種糧的主要目的若為出售、農業(yè)技術支持力度越大、水利設施狀況越好,農民種糧意愿越強。

三、數(shù)據(jù)來源與變量描述

(一)數(shù)據(jù)來源

研究數(shù)據(jù)來源于課題組2011年6月至8月在湖南省長沙縣、岳陽縣、邵陽縣三個糧食主產區(qū)對當?shù)剞r民開展的問卷調查。選擇這三個縣進行調查主要是基于其區(qū)域經濟發(fā)展水平差異和地理位置差異的綜合考慮：長沙縣和岳陽縣地處環(huán)洞庭湖平原地區(qū)，經濟發(fā)展水平較高；而邵陽縣地處丘陵山區(qū)，經濟發(fā)展水平相對較低。這樣就兼顧了具有不同特點的糧食主產區(qū)的狀況，有利于全面研究農民種糧意愿的情況。

調查內容涉及四個方面：一是農民個人特征，包括性別、年齡、文化程度、身體健康水平、種糧年限；二是農戶家庭特征，包括勞動力短缺程度、資金不足程度、種糧收益占家庭總收入比重和糧食補貼占種糧投入比重；三是糧食及生產資料價格，包括糧食價格和生產資料價格；四是其他情況，包括賣糧情況、種糧目的、農業(yè)技術支持和水利設施完善程度。

調查采取發(fā)放農戶問卷、實地走訪座談和查詢受調查地區(qū)的統(tǒng)計年鑒等多種方式相結合的形式，每個縣隨機選取4 個鄉(xiāng)(鎮(zhèn))，再在每個鄉(xiāng)(鎮(zhèn))隨機選擇2 個村，最后在每個村隨機抽取20 戶農戶進行調查。調查共發(fā)放問卷480份，收回有效問卷475份，有效問卷回收率為98.96%。對于調查數(shù)據(jù)，課題組使用SPSS16.0 統(tǒng)計軟件，運用頻次分析法和回歸統(tǒng)計模型進行分析。

(二)樣本農戶的基本特征

樣本農戶具有以下基本特征：在年齡構成方面，受訪農民的年齡平均為54 歲，絕大多數(shù)樣本的年齡在40 歲以上(占91.6%)，40 歲以下的青年人僅占8.4%；在性別構成方面，男女比例分別占到76.8%和23.2%；在種糧年限、文化程度和身體健康水平方面，67.4%的人約有20年以上的種糧經驗，其文化程度以小學(36.8%)和初中水平(37.9%)為主，90%農民認為自己身體健康處于一般水平及以上；在勞動力和資金狀況方面，戶均成年勞動力人數(shù)為2.54 人，戶均家庭人口數(shù)為6.45 人，分別有32.6%和41.1%的農民認為在家庭農業(yè)生產中存在著勞動力短缺和資金不足問題；在種糧收益占總收入的比重方面，多數(shù)農民認為種糧收益占家庭總收入比重不足50%；在糧食補貼占種糧投入比重方面，盡管糧食直補能提高種糧收益，但93.6%的受訪農民認為糧食補貼額占種糧投入的比重不足20%。調查樣本來自湖南省的三個糧食主產縣，表現(xiàn)出糧食主產區(qū)農村勞動力老齡化和短缺、人均種糧面積小、農民種糧積極性不高的特征，具有一定的代表性。

表1 樣本農戶的基本特征

(三)計量模型、變量測量與描述性統(tǒng)計分析

根據(jù)前文的理論分析，本文將農民種糧意愿(即“是否有種糧意愿”)設置為因變量Y，取值1 表示農民有種糧意愿，取值0 表示農民沒有種糧意愿；將可能影響其種糧意愿的4 類因素15 個變量設置為解釋變量x1，x2，……,xn，其中，n 為解釋變量的個數(shù),n=15。設農民i 有種糧意愿的概率為pi,1-pi則表示農民i 沒有種糧意愿的概率,它們均是由解釋變量向量(x1,x2,……,xn)構成的非線性函數(shù)。本文根據(jù)變量的選取以及數(shù)據(jù)的統(tǒng)計，建立的函數(shù)形式為：Y=F(Xi)+u，

對(1)式取對數(shù)，得到Logistic 回歸模型的線性表達式為：

(1)式和(2)式中，β0為常數(shù)項；βj(j=1,2,…,n)是解釋變量的回歸系數(shù)，反映解釋變量影響農民種糧意愿的方向和程度。各變量的具體含義、描述性統(tǒng)計分析及預期方向見表2。

表2 模型解釋變量選擇及描述性統(tǒng)計分析

四、模型估計結果與分析

(一)模型回歸結果

利用調查數(shù)據(jù)，本文運用SPSS16.0統(tǒng)計軟件對農民種糧意愿的影響因素進行Logistic回歸分析，回歸結果如表2所示。在模型擬合度方面，模型卡方檢驗統(tǒng)計上顯著，- 2 Log likelihood值為355.333，因此可以認為方程總體顯著。Cox & Snell R2和Nagelkerke R2分別為0.186和0.289，對于截面數(shù)據(jù)來說是正常合理的。模型整體擬合效果良好，回歸分析所得結果可以作為分析和判斷各影響因素作用方向和大小的依據(jù)。

表3 農戶種糧意愿影響因素的模型估計結果

(二)回歸結果分析

1．農民的個人特征對農民種糧意愿的影響

農民的性別對農民種糧意愿有顯著的影響。這一變量在模型中通過了10%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗且其系數(shù)為正，表明在其他條件不變的情況下，男性農民的種糧意愿更強。結果顯示，其種糧意愿的發(fā)生比是女性農民的1.693倍。男性農民作為家庭的主要勞動力，承擔著家庭的重擔，而在農村，種糧是主要的農業(yè)生產活動。統(tǒng)計結果也證明了這一點，性別為“男性”的農民樣本中，有種糧意愿的人占到了81.8%，而在性別為“女性”的農民樣本中，這一比例僅為59.1%，比前者少了22.7個百分點。

農民的文化程度對農民種糧意愿有顯著的負向影響。這一變量在模型中通過了1%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗且其系數(shù)為負，表明在其它條件不變的情況下，農民的文化程度越高，種糧意愿越弱，與預期一致。因為隨著九年制義務教育的推行和城鎮(zhèn)化水平的推進，越來越多的農民更傾向于進城務工或其他非純體力勞動來提高生活質量。統(tǒng)計結果表明，在文化程度為“沒有上學”的農民樣本中，有種糧意愿的人占100%；而在文化程度為“小學”、“初中”“初中以上”的農民樣本中，這一比例分別為79.4%、77.8%和75.0%，呈逐漸下降的趨勢。

農民身體健康水平和種糧年限對農民種糧意愿均有顯著的正向影響。這兩個變量在模型中都通過了1%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗且其系數(shù)為正，表明在其它條件不變的情況下，農民身體健康水平越好、種糧年限越長，種糧意愿越強。農民種糧年限越長，經驗也越足，同時可能缺乏從事其它工作的技能，自然種糧意愿越強；身體越健康，對種糧的積極性越高。

農民的年齡在模型中沒有通過顯著性檢驗，不是影響農民種糧意愿的顯著因素。原因可能是課題組在設計調查問卷時沒有對年齡進行分段；由于農業(yè)科技的進步，農業(yè)機械化程度不斷提高，不同年齡段農民的勞動強度差別不大。

2．農戶家庭特征對農民種糧意愿的影響

勞動力短缺程度對農民種糧意愿有顯著的負向影響。這一變量在模型中通過了1%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗且其系數(shù)為負，表明在其他條件不變的情況下，勞動力越短缺，農民的種糧意愿越弱。因為現(xiàn)在農村的機械化程度還很不高，糧食生產需要一定的勞力資本。統(tǒng)計結果也顯示，在不愿意種糧的農民樣本中，認為勞動力短缺程度“經常存在”、“較少存在”和“不存在”的農民所占比例分別為49.5%、35.6%和9.9%。

種糧收益占家庭總收入比重對農民種糧意愿有顯著的正向影響。這一變量在模型中通過了10%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗且其系數(shù)為正，表明在其他條件不變的情況下，種糧收益占家庭總收入比重越大，農民種糧意愿越強。種糧收益占家庭總收入比重高，說明種糧收益是家庭的重要生活來源，農民為了提高生活水平，種糧的意愿就越強。統(tǒng)計結果也顯示，種糧收益占家庭總收入比重為50%以上的樣本中，有84.8%的農民有種糧意愿；而這一比重為30%～50%、10%～30%和10%以下的樣本中，有種糧意愿的農民依次只占76.2%、72.7%和61.5%。

資金不足程度和糧食補貼占種糧投入比重在模型中均沒有通過顯著性檢驗，不是影響農民種糧意愿影響的顯著因素。資金不足程度沒有通過顯著性檢驗的原因可能是，農民由于小農意識的局限性，即使手頭資金充足，也不會拿來購買糧食，基本的口糧需求使其具有種糧意愿。后者不顯著的原因可能有兩點，一是補貼力度過小，無法彌補生產資料上漲帶來的糧食生產成本上升；二是補貼方式不當，農村的補貼政策出現(xiàn)了效率損失。

3．糧食及生產資料價格對農民種糧意愿的影響

糧食價格對農民種糧意愿有顯著的正向影響。這一變量在模型中通過了10%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗且其系數(shù)為正，表明在其他條件不變的情況下，糧食價格越高越合理，農民種糧意愿越強。統(tǒng)計結果顯示，在被調查的475家農戶當中，有72.1%的農民認為糧價太低，只有27.9%的農民認為糧價基本合理；而在愿意種糧的農民樣本中，認為“糧價太低”和“糧價基本合理”的農戶所占比例分別為78.0%和80.5%。

生產資料價格對農民種糧意愿有顯著的負向影響。這一變量在模型中通過了1%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗且其系數(shù)為負，表明在其他條件不變的情況下，生產資料價格越高，農民種糧意愿越弱。在被調查的475家農戶當中，只有12.6%的農民認為生產資料價格基本合理，認為生產資料價格太高的農民比例占到了87.4%；同時，認為“生產資料價格基本合理”和“生產資料價格太高”的農戶愿意種糧的比例分別為83.3%和78.1%。

4．其他變量對農民種糧意愿的影響

種糧目的和水利設施完善程度對農民種糧意愿均有顯著的正向影響。這一變量在模型中都通過了10%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗且其系數(shù)為正，表明在其他條件不變的情況下，種糧目的若為出售，水利設施完善程度越好，農民種糧意愿越強。良好的水利設施基礎有利于改善農民“靠天吃飯”的現(xiàn)象，提高農民抵御種糧自然風險能力，同時能極大提高糧食生產水平。

農業(yè)技術支持對農民種糧意愿有顯著的正向影響。這一變量在模型中通過了10%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗且其系數(shù)為正，表明在其他條件不變的情況下，農業(yè)技術支持力度越大，農民種糧意愿越強。有了農業(yè)技術的支持，糧食生產率隨之提高，農民種糧更加得心應手。統(tǒng)計結果也表明，認為“經常有農業(yè)技術支持”、“偶爾有農業(yè)技術支持”和“從來沒有農業(yè)技術支持”的農戶愿意種糧的比例分別為84.6%、82.9%和73.5%。

賣糧情況在模型中沒有通過顯著性檢驗，不是影響農民種糧意愿的顯著因素?？赡艿慕忉屖牵诋斀褶r村，由于土地流轉的時滯性，糧食規(guī)?；a不理想，農民種糧大多是為了獲得基本生存需要的口糧，而非出售。

五、結論的政策含義

上述實證研究結果表明：農民的性別、文化程度、種糧年限、種糧收益占家庭總收入比重、糧食價格、種糧目的、農業(yè)技術支持、水利設施完善程度與農民種糧意愿正向顯著相關；農民身體健康水平、勞動力短缺程度、生產資料價格與農民種糧意愿負向顯著相關；農民的年齡、資金不足程度、糧食補貼占種糧投入比重、賣糧情況對農民種糧意愿沒有顯著影響。

基于以上研究結論，筆者認為政府在提升農民種糧意愿的過程中，應該注意以下幾點：第一，應合理調控糧食價格，充分發(fā)揮和運用好糧食最低收購價格的穩(wěn)定器作用，保障農民種糧收入；第二，建立農業(yè)生產資料儲備制度，健全農業(yè)生產成本核算機制，控制糧食生產資料成本，確保農業(yè)生產資料價格平穩(wěn)波動；第三，加強基礎設施建設，尤其是小型農田水利建設，提升農業(yè)綜合生產能力，使農民收入不斷增加；第四，加大農業(yè)技術支持力度，進一步促進農民種糧積極性，進而提升農民種糧意愿。

[1]施令同．改善城鄉(xiāng)二元經濟結構是農民增收的強大動力[J]．江蘇統(tǒng)計，2001(12)：30-32．

[2]王新志，樊祥成．加快縣域經濟發(fā)展推動城鄉(xiāng)一體化進程——“全國縣域發(fā)展與城鄉(xiāng)一體化研討會暨社科院農經研究網(wǎng)絡大會”綜述[J]．中國農村經濟，2010(1)：92-96．

[3]夏顯力，甘奇慧，黨寧夏，等．我國糧食綜合生產能力提升的制約因素及技術措施和保障機制[J]．農業(yè)現(xiàn)代化研究，2010(5)：513-518．

[4]趙 波．中國糧食主產區(qū)利益補償機制的構建和完善[J]．中國人口·資源與環(huán)境，2011(1)：85-90．

[5]吳連翠，蔡紅輝．糧食補貼政策對農戶種植行為影響的實證分析[J]．技術經濟，2010(6)：68-73．

[6]周清明．農民種糧意愿的影響因素分析[J]．農業(yè)技術經濟，2009(5)：25-30．

[7]朱紅根，翁貞林，陳昭玖，等．農戶稻作經營代際傳遞意愿及其影響因素實證研究——基于江西619 個種糧大戶調查數(shù)據(jù)[J]．中國農村經濟，2010(2)：22-32．