农户意愿范文

农户意愿范文（精选10篇）

农户意愿 第1篇

吉林省是享誉国内的著名商品粮生产大省, 是“六五”期间我国第一批建设商品粮基地的省份, 是全国13个粮食主产省之一, 是国家粮食安全的战略基地[1]。粮食播种面积占吉林省耕地面积的85%以上, 常年粮食产量为1600万~3100万吨, 约占全国的4%~5%。目前, 吉林省已经进入工业化中期阶段, 虽然尚未发生比较严重的弃耕抛荒问题, 但是随着工业化和城市化进程加快以及农业结构调整, 农户非粮收入在家庭收入中比例正逐渐提高, 农户非粮化趋势已经非常明显, 粮食种植面积也有缩小, 采取掠夺性经营的隐性弃耕问题已经出现。对吉林省农户种粮意愿的影响因素进行系统研究, 从中发现一些规律, 不仅对进一步加强吉林省的建设具有十分有益的现实意义, 而且对整个粮食主产区的建设同样具有重要的指导意义。

二、理论框架与研究假说

农户种粮行为是在其最大化自身利益条件下, 根据自身条件以及自然、经济和社会环境条件进行的生产性投资选择活动。通过借鉴国内外相关研究成果, 针对农户种粮意愿的影响因素, 本文提出以下6个研究假设。

假设1:粮农户主的基本特征对其种粮意愿有影响。决策者的年龄越高, 其生产经营相对保守, 受传统种植习惯和经验约束, 从事粮食种植的可能性越大。受教育程度对种粮意愿的影响方向不确定。一方面, 受教育程度越高, 接受新事物、新信息的能力越强, 从事非粮产业的可能性和能力也越强;另一方面, 受教育程度越高, 接受种粮新技术的能力也越强, 因而更趋向于从事粮食生产。

假设2:粮农的生产经营规模对其种粮意愿有影响。种粮规模对种粮意愿具有正向影响。一般来讲, 粮食种植面积越大, 越会实现粮食种植的规模效应, 农户种粮意愿会越强。

假设3:粮食和农资价格对农户种粮意愿有影响。粮食收购价格越高或市场上的粮价对农民越有利, 农户越愿意多种植粮食。农业生产资料价格越高, 农户从事粮食生产的成本越高, 种粮意愿越低。

假设4:粮农收入状况及预期对其种粮意愿有影响。种粮收入占总收入的比重越高, 粮农的种粮意愿越强烈。对种粮收入的预期越高, 从事粮食生产的动机越强烈。

假设5:政策及风险对农户种粮意愿有影响。粮食补贴政策对粮农种粮意愿有正向影响, 补贴力度越大, 粮农越倾向于种植粮食。自然灾害对粮农种粮意愿有负向影响, 即自然灾害发生的频率越高, 强度越大, 粮农种粮意愿越弱。

假设6:粮农是否参加种粮方面的合作组织对其种粮意愿有影响。加入种粮方面的合作组织会使粮农获得更好的服务, 更容易提高农民的种粮积极性。

三、模型构建与数据来源

(一) 计量模型

本文采用Logistic理论模型, 假设y服从二项分布, 将粮农肯定的答案用“1”表示, 否定的答案用“0”表示, 设y=1的概率为p, 则y的概率具体形式为:

式 (1) 中, y表示粮农是否愿意种粮, 为被解释变量;p (y) 表示粮农愿意种粮的概率;xij是解释变量, 表示第j种影响因素;βj表示第j种影响因素的回归系数;m表示这一概率影响因素个数;β0表示回归截距;εi表示随机扰动项, i表示观察对象 (个体) 编号。

(二) 变量说明

本文在构建吉林省农户种粮意愿影响因素的计量经济模型时, 引入6类10个解释变量, 第1类是决策者基本特征, 包括户主的年龄和受教育程度;第2类是粮农生产经营特征, 主要指农户的种粮规模;第3类是粮食和农资价格, 包括粮食价格和农资价格;第4类是收入状况及预期, 包括种粮收入占总收入的比重和种粮收入预期;第5类是政策及风险, 包括粮食补贴政策和自然灾害;第6类是粮农种植环境特征, 主要指粮农是否参加粮食方面的合作组织。具体的变量名称及其含义见表1, 通过这些变量对粮农种粮的积极性进行解释。

(三) 数据来源及样本描述

本文所用数据由吉林农业大学经济管理学院于2012年7—10月期间在吉林省实地调查获得。被调查对象分布于吉林省长春、吉林、四平、辽源、白山、松原、白城7个市, 调查抽样的样本分布在种粮比较集中的县 (市) 。本次调查共发出调查问卷310份, 收回有效问卷280份, 问卷有效率为90.32%。

四、实证分析结果与讨论

本文运用SPSS16.0统计软件[2]对所调查的280份有效调查数据进行二元Logistic回归分析。在数据处理过程中, 采用向后筛选法, 即首先将所有的变量都引入回归方程, 进行回归系数的显著性检验得到回归模型一, 在检验不显著的变量中, 将Wald值最小的变量剔除, 再进行回归, 直到所有的变量显著为止。从模型拟合优度检验看, 最后一次回归中, 极大似然估计值为354.26, Nagelkerke R2的值为0.593, 预测准确率达到了75.9%, 方程经过Hosmer and Lemeshow的卡方检验, 在0.01的显著水平下通过显著性检验。可见最终模型的整体拟合效果良好, 回归结果具有可信性。为了便于比较各个自变量作用的大小, 对方程中的回归系数进行标准化处理, 得到标准化回归系数。

通过分析可知, 在影响粮农种粮意愿的6个显著性因素中, 作用由大到小依次为:种粮收入占总收入比重、对粮补增收作用的评价、粮食价格、农资价格、户主年龄、户主受教育程度。

种粮收入占总收入比重与粮农种粮意愿呈显著的正相关关系。即种粮收入占总收入比重越高, 其种粮的愿望越强烈;反之, 种粮收入占总收入比重越低, 其种粮的愿望越弱。这符合经济人理性假设。

粮农对粮补增收作用的评价对种粮意愿的影响也是比较显著的, 且呈现正相关, 说明粮补政策给农民带来的收益越多, 农民的种粮积极性越高。这在一定程度上解释了粮补政策实施以来, 农民种粮积极性大幅度提高的客观事实。

粮食价格与粮农种粮意愿正相关。粮食收购价格提高或市场上的粮价对农民有利, 农户种粮积极性就会提高, 用于粮食生产的投入就会相应增加;反之, 粮食市场价格低会削弱粮农种粮积极性。

农资价格对种粮意愿有显著的负向影响。即农资价格越高农民种粮意愿越低;农资价格越低农民种粮意愿越高。

户主年龄与其种粮意愿呈正相关。这说明户主年龄越大, 种粮意愿越强, 越会做出继续种粮的决策;年龄越小, 种粮意愿越弱, 越可能做出其他的经济行为选择。其可能的原因在于年龄大的农民已经形成了种粮惯性, 在思想上难以改变传统习惯, 不愿意再承担从事他业的风险。

户主受教育程度对种粮意愿有负向影响。这说明受教育程度越高的农民越不愿意种粮, 其原因之一是目前我国粮食生产技术含量普遍较低, 种粮对生产者的受教育程度要求不高。此外, 文化程度高的农民具有更高的劳动力收益预期, 从事非粮产业可以获得更高的劳动报酬, 比较利益的驱动也是一个重要原因。

种粮规模、种粮收入预期、自然灾害下粮食种植调整与是否参加粮食方面的合作组织4个因素在计量分析中表现得不够显著。目前可能的解释是, 就种粮规模和是否参加粮食方面的合作组织而言, 虽然吉林省人均占有耕地数量比较多, 但仍然是小规模家庭经营, 种粮专业大户由于土地流转机制的不健全等原因数量甚少, 从而造成种粮规模对种粮意愿影响的不显著。根据调查, 目前吉林省80%以上的农户愿意加入合作组织, 但真正参加合作组织的粮农不到4%, 主要原因是当地没有合作组织, 这使得合作组织对促进农民种粮积极性没有起到应有的作用。就种粮收入预期和自然灾害下粮食种植调整两个解释变量而言, 绝大多数粮农认为未来种粮收入不会发生太大变化, 即使发生自然灾害也不会调整粮食种植面积, 因而使得两者对种粮意愿的影响大为降低。

五、政策启示

第一, 加大粮农种粮的补贴力度, 直接增加粮农的种粮收入, 进而调动其粮食生产的积极性;第二, 进一步提高粮食最低收购价格, 粮食价格在粮农生产过程中能够起到指示器的作用, 只有价格合理, 有利可图才能充分调动粮农粮食生产的积极性;第三, 切实有效调控农资价格, 制定农资产品的限制价格, 有力抑制粮食生产成本的快速增长;第四, 培育专业种粮大户和家庭农场, 引导粮食生产的适度规模经营。

摘要：本文利用吉林省7个市280个农户的调查数据, 运用Logistic模型对吉林省农户种粮意愿的影响因素进行实证分析。研究结果表明, 吉林省农户种粮意愿受多种因素影响, 种粮收入占总收入比重、粮农对粮补增收作用的评价、粮食价格、户主年龄与粮农种粮意愿呈正相关关系, 农资价格、户主受教育程度与粮农种粮意愿呈负相关关系。在此基础上, 提出加大粮农种粮补贴力度、进一步提高粮食最低收购价格、切实有效调控农资价格、培育专业种粮大户、引导粮食生产的适度规模经营等提高吉林省农户种粮意愿的对策。

关键词：粮农,种粮意愿,影响因素,Logistic模型

参考文献

[1]郭庆海.吉林省商品粮基地建设的研究[M].长春:吉林大学出版社, 2000:21.

农户意愿 第2篇

2007年以来，中国猪肉市场价格一直表现出异常的波动。对此，有学者在深入分析后认为，猪肉价格的频繁异常波动的主要原因是由于生猪的供给量的减少，而供给量减少的主要原因是生猪市场自身周期性波动的结果[1，2]。因此为了调控生猪市场价格，必须增加生猪的供给量。然而由于盲目投入、无规划养殖、注重短期利益、土地资源紧张等多重因素的作用，规模化养猪仍然存在着诸多的问题。

为了提高国内的生猪供给量，1992年以来中国政府出台了一系列的生猪养殖支持政策。如2007年7月份以来，国务院印发了《关于促进生猪生产发展稳定市场供应的意见》和《关于进一步扶持生猪生产稳定市场供应的通知》，要求各地建立能繁母猪补贴制度，推进能繁母猪保险工作，扶持生猪标准化规模饲养。国家按每头50元的补贴标准，对饲养能繁母猪的养殖户（场）给予补贴，同时建立能繁母猪保险制度，保费由政府负担80%，养殖户（场）负担20%。2012年8月农业部办公厅和财政部办公厅又联合出台了《2012年能繁母猪饲养补贴实施指导意见》，对全国所有饲养能繁母猪的场（包括规模养殖场、养殖户、种猪场和散养户）每头能繁母猪补贴100元，补贴资金由国家承担（其中东部地区由地方财政负担；中西部地区由中央财政负担60%，地方财政负担40%）[3]。

这一系列的补贴政策无疑大大鼓舞了养殖户（场）业主饲养能繁母猪、促进生猪养殖的积极性，但是究竟对促进养殖农户扩大养殖规模起到了多大的作用，这一问题引发了学术界对政府补贴政策所产生效果的思考和研究。

文献综述

散养户与规模化养殖户相比，由于在疫病防控、猪肉质量保证、稳定投入等方面存在着很大的不足，即使散养户的数量大也对增加生猪的供应量帮助不大，因此为了增加生猪供给量必须提高规模化养猪户所占的比例[3]。对于如何扩大养殖规模，国内的研究仍以定性研究为主，如姜冰等[4]定性分析了中国发展规模化养猪场存在的问题并提出了相应的对策；张颖等[5]认为选择优良品种猪、坚持预防为主的防疫原则、提供营养全面的饲料等措施可以提高规模化养猪的经济效益；齐秀华等[6]分析后认为，提高管理水平、防疫、品种等可以显著提高规模化养猪的经济效益；李桦等[7]对养猪农户规模变动效益及其影响因素分析后认为，户主年龄、收入满意度、合作社和政府服务可以显著影响到规模变动效益。但是这些研究均没有涉及到政府实施的生猪补贴政策。

国内专家学者们对政府补贴的研究主要集中在种植业上，如王姣等[8]利用pmp模型对中国粮食直接补贴政策效果进行了研究，研究表明虽然粮食直接补贴政策对粮食产量的影响不大但是可以明显提高农户的种植业收入；吴连翠[9]通过对粮食主产区安徽省农户的调查研究发现，粮食补贴政策对农户增加粮食播种面积和物质资本投入具有显著的激励作用；万敏等[10]通过对湖北省5县市的调研发现，种植业惠农补贴政策能够起到保障粮食安全、促进农民增收的积极作用，但是相关措施不配套会在很大程度上削弱补贴政策的效应。

上述研究表明，政府补贴对种植业发展都起到了积极的促进作用，但是相关的政府补贴对生猪养殖业到底起到了怎样的作用，这些补贴能否达到政府所期望的效果，除了政府补贴外还有哪些因素可以影响到生猪的养殖规模，为了研究这些问题，本研究拟在现有研究的基础上通过运用实地调查的数据，同时结合养殖农户养猪的内外环境因素，以政府补贴对养猪农户规模变动意愿影响进行实证分析，从而为政府制定相关政策提供科学依据。

数据来源及样本分析

2.1 数据来源

本研究的研究数据来源于课题组于2012年7～8月份对四川省资阳市生猪养殖农户的调查。由于能繁母猪补贴是政府对生猪养殖补贴的重要组成部分，因此本研究选择能繁母猪补贴作为政府补贴的替代变量。之所以选择四川省资阳市作为调查地点，主要是因为四川省不仅是养猪大省而且是政府补贴（能繁母猪补贴）工作开展得较好的省份，同时，资阳市的养猪农户的数量较大，因此调查结果可以较好地反映政府补贴对养殖规模变动的影响。

本次调查采用了农户问卷调查和个人深度访谈相结合的调查方法。问卷内容包括养猪农户的家庭人口特征、养猪状况及疫病状况、借贷情况、收入状况、所获得的公共支持状况等问题。调查地点为四川省资阳市雁江区宝台镇和祥符镇的4个自然村。抽样方法为随机抽样法，发放问卷160份，收回有效问卷140份，问卷回收有效率为87.5%。在开展问卷调查的同时，调查人员还对养猪农户进行了个人访谈，以求更深入地了解农户的生计现状。

在调查中，调查人员发现，很多农户家中的养猪栏空置或被挪作他用。在与农户访谈时了解到，2007年以前资阳当地农村基本家家户户都养有生猪，但到了2011年调查时期很多散养农户已放弃了养猪。当被问及放弃的原因，大部分养殖农户都反映饲料成本太高，养猪的利润太低。而对于本研究所探究的政府给予的生猪补贴，大部分养猪农户反映都听说过，而当地的政府补贴主要是能繁母猪补贴，而非养肥猪补贴。因此本研究用是否购买能繁母猪获补贴作为政府补贴的替代变量，用是否愿意扩大养殖规模作为养殖规模变动意愿的替代变量。

2.2 样本的描述性分析

农户意愿 第3篇

[关键词]农药减量施用；Logistic模型；生态经济

[基金项目]国家自然科学基金“食用农产品生产者道德风险发生机理及防范机制研究——基于农户视角”（71263018）、江西省经济社会发展重大招标项目“新发展理念引领下江西现代农业产业体系建设研究”（16ZD06）、江西省社科规划经济社会发展智库项目“江西扎实推进农业供给侧结构性改革对策研究”（16ZK03）、江西省现代农业及其优势产业可持续发展的决策支持协调创新中心课题“农产品质量安全及可追溯体系研究”（XDNYA1507）与江西省研究生创新项目“蔬菜种植农户不合理农药施用行为防范机制研究”（YC2015-B060）的阶段性成果。

农地流转农户意愿及其影响因素分析 第4篇

通常意义下的农村土地流转 (简称农地流转) , 是指拥有土地承包经营权的农户将土地使用权转让给其他农户或经济组织[1]。农村土地流转是解决当前我国农村土地利用细碎化及撂荒、闲置的有效途径, 对于优化土地资源配置, 提高土地利用效率, 促进农业结构调整以及促进农民增收和农村经济发展具有重要作用[2]。农户作为农地经营的主体, 他们的流转意愿对于一个地区的农地流转以及机制和模式的选择有着根本性的影响, 进而影响该地区农地市场的发展和完善[3]。而农户农地流转意愿又受到诸多因素的影响, 因此分析各种因素对农户农地流转意愿的影响具有重大的现实意义。本文主要基于2009年12月对重庆市开县农户调查的数据, 通过构建农户农地流转意愿模型, 定量分析农户农地流转意愿的诸多因素, 为农地流转的定性研究提供量化的依据和支持, 为政府决策和相关政策的制定提供依据。我国对农村土地流转中农户行为的研究是在经济体制改革后开始的, 比较早的有卢迈和戴小京[4], 初期的研究以定性的理论分析为主, 研究较为单一。韩耀[5]为后续的研究提供了新的视角, 他从现代经济学人的行为基本理论假设出发, 认为中国农户行为具有理性和非理性并存、经济目标和非经济目标并存以及自给性和商品性生产并存等特征, 提出应从经济因素和非经济因素两方面研究农户经济行为。随着我国农村经济的发展和农地流转现象的越来越普遍, 更多的学者开始关注农地流转中的农户行为, 并以农户行为出发去研究农地流转。其中, 比较有代表性的是钟涨宝对湖北和浙江两地农地流转中农户行为的比较研究[6], 认为在既定的农地制度框架下, 农地流转中的农户行为不仅是一种经济行为, 而且是一种社会行为。对农户行为的诸多研究表明, 在农地流转过程中研究农户行为时, 不但要考虑农户追求经济效益, 而且也要考虑农户追求社会、文化、心理的效益, 不仅要分析农户的理性选择, 也要注重农户的感性选择, 只有这样才能对农户行为有完整的理解, 才能从农户角度发现我国农地流转市场化推进中存在的问题以及找到解决问题的对策。本研究通过问卷调查和统计分析, 探明农户农地流转的意愿和行为特征。在此基础上, 本文利用Logistic回归分析模型[7]分析农户的特征变量与农地流转意愿的相关关系, 从而得到影响农户农地流转意愿的主要因素以及各因素的贡献量, 并进一步针对性地提出刺激贡献量较大因素的建议。

1 调查与资料

重庆市开县四面环山, 属较典型的丘陵山区, 人多地少, 农地细碎化程度较高。伴随近几年经济的发展和工业化进程的加快, 开县成为典型的劳务输出大县, 农村劳动力不断从农业流出, 从而导致农地撂荒、闲置的现象日趋严重。因此, 通过农地流转提高农地利用的效率非常显著, 其对地方整体经济的贡献也不容忽视。为此, 本文选取开县作为调查区域, 于2009年12月深入开县农村进行调查研究。一般来说, 经济发展水平不同, 农户对农地流转的态度、认知度、接受度都会有所不同。因此, 本次调查主要采用随机抽样的方法, 首先按照经济发展水平的高、中、低3个层次分别选取了8个乡镇, 然后从每个乡镇中随机选取了至少3个村, 每个村内随机调查1～4个农户。调查采用问卷访问的方式, 由访问员在不事先通知、村干部不在场的情况下对农民进行面访。本次调查共回收有效问卷174份, 其中经济发展水平高的临江镇、赵家镇和厚坝镇68份, 发展水平一般的大德乡、大进镇和岳溪镇58份, 发展水平低的竹溪镇和金峰乡48份。

2 农户农地流转意愿分析

从问卷调查看, 只有20%的农户表示不愿意流转土地, 有80%的农户表示愿意流转土地, 其中又以愿意转出土地的农户居多, 占愿意流转土地总农户的64%, 如表1所示。可见, 现阶段多数农民对农地流转是感兴趣的, 但由于山区的农业效益非常低, 多数农民不愿从事农业生产而外出务工, 使得愿意转出的农户远多于愿意转入的农户, 农地流转的供给远大于需求。因此, 扩大农地流转的需求可以有效地推动农村土地流转。

调查发现, 在愿意转出的农户中, 有60%的农户是由于“缺乏劳动力”, 有40%的农户是由于“种地不赚钱”, 如表2所示。这表明, 农户愿意转出土地是由于农业的比较效益低, 多数农户家庭中青壮年都外出务工, 留下的都是老、弱、病、残, 从而导致缺乏劳动力耕种土地。可见, 经济效益低是农户转出土地的重要原因。

在愿意转入的农户中, 45%的农户转入土地是因为“能提高劳动生产率, 增加产量和收入”;47%的农户因为“可以得到政府扶持”;5%的农户因为“可以实现专业化, 降低生产成本”;只有1%的农户因为“可以稳定粮食生产, 稳定农业基础”, 如表3所示。这种差异说明, 农户转入土地主要考虑的是土地的比较收益, 这与政府在农地流转的动机上存在一定差异。但由于在西部山区发展农业, 农业生产水平相当低下, 因此, 政府的扶持对农民提高农业效益至关重要, 也就是说, 政府在农地流转中起着重要作用。

在不愿意流转的农户中, 32%的农户是因为“在家不种地也没有更好的事情干”, 这在一定程度上反映了现阶段农户家庭中“留守人员”的心态, 也可以从中得到一个重要启发, 即吸引农村剩余劳动力就近转移是进一步推进农地流转的重要途径。有20%的农户因为“流转了就无法获取基本口粮”, 20%的农户因为“有了土地才有安全感”, 两项合计达40%。这反映出现阶段, 山区农民对土地的依赖程度仍然很重。土地对农民来说, 保障功能远大于经济功能, 如表4所示。

3 农户农地流转的行为特征分析

3.1 以农户之间流转为主, 缺乏企业的带动

调查表明, 农户将自己的土地租给其他人种是农地流转主要途径之一, 免费给亲戚朋友种也占了较大比例, 两项合计占了流转总农户数的73%;而“租给企业搞规模化种植”的只占19%, “入股”仅占了1%, 如表5所示。这说明, 现阶段企业对农地流转的带动较小, 农地流转的市场化程度较低。

3.2 自发的农地流转占主导, 缺乏政府的服务和协调

调查表明, 70%的农户是完全自发地进行农地流转的, 只有30%的农户农地流转是由政府推动、协调实现的。通过农户自发来实现农地流转, 使农民总是在亲戚、朋友、邻居中寻找流转对象, 导致农地流转一般囿于本乡、本村。而且由于农民还要挨家挨户进行农地流转的协商, 因此搜寻成本和谈判成本都比较高, 不利于农地的流转和耕地集中连片进行专业化规模经营。

3.3 农地流转关系不稳定, 缺乏制度保障

调查样本农户中, 有50%的农户在农地流转中“转包一年, 以后再协商”, 20%的农户转包期限在2～5年, 一次转包5年以上的农户只占10%, 还有10%的农户农地流转根本没有谈及期限, 如表6所示。流转期限过短, 一旦出现非农就业机会、人口数量变动和转包费变动等原因, 原有的转包关系就难以继续下去, 不利于农地的流转和有效利用。

3.4 农地流转行为不规范, 缺乏合理的规范管理

调查表明, 36%的农户在农地流转中未签订合同, 而在签订了合同的农户中, 也只有14%的农户采用了较标准的土地流转合同形式, 大部分农户采用的其实都是流转双方之间的书面承诺, 形式不一, 缺乏规范性。

4 农户农地流转意愿影响因素分析

本文分析的因变量是农户农地流转意愿, 其取值有两个, 即愿意流转和不愿意流转, 是个两分变量。Logistic回归分析是适用于因变量为两分变量的回归分析, 是分析个体决策行为的理想模型。本文利用Logistic回归分析模型分析农户的特征变量与农地流转意愿的相关关系, 从而得到影响农户农地流转意愿的主要因素以及各因素的贡献量。

4.1 模型的构建

因变量是农户农地流转的意愿, 若农户愿意流转土地 (包括转入和转出土地) , 因变量取值为1;反之, 农户不愿意流转土地 (包括转入和转出土地) , 因变量取值为0。因此, 用SPSS中的Logistic模块可以建立模型, 即

其中, P是农户参与农地流转的概率;xi是影响农户参与农地流转的诸多因素;β0是常数项, 与xi无关, 表示当自变量全为0时, 农户愿意流转与不愿意流转概率之比的自然对数值;β1, β2, , βm, 是偏回归系数, 表示诸因素xi对P的贡献量。

4.2 变量的选择

在参考已有文献[8,9,10,11]和调查的基础上, 笔者认为, 农户是否愿意参与农地流转, 主要取决于5方面的因素, 具体又细分为13项指标作为自变量, 下文进行论述。

1) x1:

经济发展水平, 以临江镇、赵家镇和厚坝镇为3, 大德乡、大进镇和岳溪镇为2, 竹溪镇和金峰乡为1。

2) x2:

交通便捷度, 以农户家庭距等级公路的距离计算。

3) x5:

家庭最高文化程度, 文盲为0, 小学为1, 初中为2, 高中为3, 高中以上为4。

4) x6:

恩格尔系数=家庭食品消费支出/家庭总支出。

5) x8:

单位面积农业纯收入=总产出- (土地租金或土地价格+生产资料价格+农业劳动力价格+农业税费) 。

6) x9:

非农收入比重=非农业生产收入/家庭总收入。

7) x10:

粮食安全保障率, 是人均耕地占有量的线性转化形式, 国际公认的耕地安全警戒线是人均0.795亩, 所以粮食安全保障率= (人均耕地占有量-0.795) /0.795。

8) x11:

非农就业率=非农生产人口/家庭总人口。

9) x12:

农地流转主导因素, 以政府推动型流转为1, 市场自发型流转为0。

由于非农就业率与非农收入比重属于相同类型变量, 两者存在很大的共线性, 所以在模型中以实际拟合度较好的变量存在。 具体指标为:

影响因素: 指标变量 ( xi)

区域因素:经济发展水平 ( x1)

交通便捷度 ( x2)

家庭因素:家庭人口数 ( x3)

被访者年龄 ( x4)

家庭最高文化程度 (x5 )

恩格尔系数 ( x6)

农业劳动力人数 ( x7)

收益因素:单位面积农业纯收入 ( x8)

非农收入比重 ( x9)

保障因素:粮食安全保障率 ( x10)

非农就业率 (x11)

风险因素:农地流转主导因素 (x12 )

签订流转书面合同比率 ( x13)

4.3 模型的运行

在此, 本文选用了向后逐步剔除选择法 (Backward stepwise: Wald) , 对开县174个样本点数据作Wald概率统计法, 向后逐步选择自变量。结果如表7和表8所示。

模型整体检验表 (如表7所示) 提供了3种对模型进行检验的方法。Likehood是似然估计, 表达的是一种概率, 即在假设拟合模型为真实情况时能够观测到这一特定样本数据的概率。模型对数据的拟合度越好, 其似然比值越高, 其-2 Log likelihood值越小。Cox & Snell R Square是一种一般化的确定系数, 被用来估计因变量的方差比率。Nagelkerke R Square是Cox & Snell R Square的调整值, 这两个值越大, 说明模型的整体拟合性越好。综合以上分析, 选择模型1作为开县农户农地流转意愿模型。

因此, 重庆市开县农户农地流转意愿的Logistic回归方程为

4.4 模型分析

根据上面的模型, 影响农户农地流转意愿的指标可分为正向作用指标和负向作用指标两类, 按对农户农地流转意愿的贡献率由大到小排序为:非农就业率、恩格尔系数、单位面积农业纯收入、交通便捷度、签订流转书面合同比率、农地流转主导因素、家庭最高文化程度、粮食安全保障率、经济发展水平、家庭人口数、农业劳动力人数和被访者年龄。

1) 非农就业率是影响农户农地流转意愿贡献最大的正向刺激因子, 反映农民从农地中解放的程度, 提高非农就业率可以减少农民对农地的依赖。因此, 解决农业人口的非农就业问题对农村土地流转具有很大的促进作用。

2) 恩格尔系数实际上反映了农户家庭食品消费的商品化程度。恩格尔系数越高, 农户家庭的食品消费的商品化程度越高, 说明农户对土地的依赖性越小, 农户农地流转的意愿就越强。

3) 单位面积农业纯收入是反映农业效益的指标。农业效益是影响农地流转的重要因素, 直接决定了农民参与农地流转的积极性。

4) 交通便捷度是反映区位因素的指标, 对农户农地流转意愿有着显著影响, 其直接影响到农民农地收益的高低和信息获取的难易程度。交通越闭塞的地方, 农业的效益越差, 农民的思想越保守, 农地流转就更困难。

5) 签订流转书面合同比率和农地流转主导因素是体现农地流转风险的两项指标。前项指标在一定程度上反映了流转市场的规范程度。市场越规范, 农民农地流转的风险越小, 农民越愿意参与流转。后项指标则反映政府在农地流转过程中的参与程度。政府越能发挥好自己的管理和服务职能, 农民对政府的信任程度就越高, 农地流转在政府的推动下就更容易进行。

6) 家庭最高文化程度在一定程度上决定了农户经营农地的能力和对农地流转的认知与接受能力。农民对农地流转的认知度、接受度是影响农户农地流转的重要因素。因此, 提高农民的文化素质对农村土地流转具有重大意义。

7) 粮食安全保障率是人均耕地面积的转化形式, 此项指标太低, 易给农民心理造成恐慌, 从而拒绝土地流转。因此, 人均耕地面积只有在维系了必要的生活保障基础上, 农户才有参与流转的可能。

5 政策建议

根据上述分析, 农户参与土地流转的意愿是受到多种因素的影响和制约的, 为提高农户参与土地流转的积极性, 促进农村土地流转, 本文提出以下建议。

5.1 提高非农就业率, 给农民创造更多的就业机会

加快小城镇建设, 大力发展二、三产业, 吸引农村剩余劳动力转移;大力发展乡镇企业, 增大其吸纳农村剩余劳动力的空间;大力发展农村职业技能培训, 建立多元化的人才输出渠道, 帮助农民实现向非农产业的转移。

5.2 加强农民的思想教育工作

通过广播、电视、谈话等多种形式对农民进行宣传教育, 逐步改变部分农民自给自足的小农意识和保守的思想观念, 增强其商品经济意识和接受新兴事物的能力, 从而让更多的农民自愿参与到土地流转中来, 推动农村土地的流转。

5.3 提高农业比较效益

各级政府要在政策和财政上进一步加强对农业的扶持力度, 提高农地收益水平, 并通过引进农业保险或农业社保等多种形式, 促进形成农业经营风险保障机制, 提高农业抗击风险的能力, 从而调动农户扩大土地经营规模的积极性, 活跃农地流转市场。

5.4 加强农村基础设施的建设和完善

通过兴修道路、水利等基础设施, 改善农村尤其是偏远地区的区位条件, 改变农村闭塞的交通和信息状况, 为更多的农民走出农村和更多的人才走进农村提供基础条件。

5.5 完善政府职能, 促进农村土地的合理流转

充分发挥政府的监督管理和服务职能, 开展土地整理, 改善农业生产条件和生态环境, 为土地集中连片、专业化规模经营和优化土地利用结构创造条件;通过组织协调, 提供流转信息和场所, 扩大农地流转的范围, 协调供需双方关系, 促进农地流转顺利进行;通过规范管理, 促进农地流转的规范化, 减少农地流转纠纷;做好土地流转后经营状况监测, 确保耕地不流失和农民利益不受损失。

5.6 扩大农民受教育的途径, 提高农民文化素质

增加农民教育和培训的投入, 通过宣传队、培训班、讲座等多种形式, 提高农民的素质和文化水平, 从根本上帮助农民提高农业劳动生产率, 增加收入, 增强就业能力, 让更多的农民从土地上解放出来, 推动农村土地流转。

6 结论

现阶段大部分农民都有土地流转的意愿, 弄清农民的农地流转意愿和要求是推进农村土地流转的首要问题。本文通过对开县农户的调查, 建立农户农地流转影响因素模型, 定性和定量地分析了农户农地流转的意愿及其影响因素, 为政府决策和制定农地流转政策提供依据。

摘要：分析了影响农户农地流转的诸多因素, 为农地流转的定性研究提供量化的依据和支持。采用抽样调查、统计分析和Logistic回归分析方法。研究结果表明:农户农地流转意愿的影响因素按贡献率由大到小排序为:非农就业率、恩格尔系数、单位面积农业纯收入、交通便捷度、签订流转书面合同比率、农地流转主导因素、家庭最高文化程度、粮食安全保障率、经济发展水平、家庭人口数、农业劳动力人数和被访者年龄。研究结论是:农户参与土地流转的意愿是受到非农就业率等多种因素的影响和制约;建议给农民创造更多的就业机会, 提高农业比较效益, 加强农村基础设施的建设, 发挥政府的监督管理和服务职能, 加强部分农民的思想改造工作, 扩大农民受教育的途径和提高农民文化素质。

关键词：Logistic模型,农地流转,流转意愿

参考文献

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农户意愿 第5篇

关键词 企业 ；农户 ；生产决策权 ；影响因素

中图分类号 S-01 文献标识码 A Doi：10.12008/j.issn.1009-2196.2016.12.025

十八届三中全会提出加快构建新型农业经营体系，鼓励农业经营方式创新，支持土地承包经营权入股与流转等。各种经营方式均涉及到农户与企业的合作关联，这种合作关联是双方面向市场的选择。从各国农业产业化发展的实践来看，企业与农户双方的市场化合约安排呈现出多樣化特征。例如，Mighell和Jones[1]最早将农业合同划分为两种类型，即销售合同和生产合同；周立群与曹利群[2]则认为农业产业化经营存在商品契约和要素契约两种形式。Hueth等[3]认为不论采取何种交易合约，其本质区别都在于生产决策权的配置格局。笔者也以为，如何参与企业合作，农户会权衡生产决策权的转移问题。

Hu和Hendrikse[4]实证分析表明，企业直接控制生产决策权的程度主要受到自身的物质资产专用性、声誉资本、农产品质量要求和市场势力等因素的影响。Jia等[5]分析发现，合作社经营规模越大，农业生产决策权转移程度越高；合作社创办时间越久，农业生产决策权转移程度越低；农户牵头创办的合作社对农业生产决策权控制力度较低。蔡荣[6]实证分析表明，物质资产专用性强、成立时间久、农业企业或贩销大户领办的合作社对农业生产决策权的控制较强，货源质量要求对合作社控制农业生产决策权程度影响不显著。资产专用性越强或货源质量要求越高的龙头企业越倾向于选择生产契约，并且对农业经营决策权的控制程度也越高；龙头企业的成立时间、资产规模和主营业务所占比重对农业经营决策权配置具有显著影响，但对契约选择的影响不显著[7]。站在农户角度，蔡荣[8]调查发现，预期收益不明显和农户不愿放弃农业经营决策权，是制约农户选择“合作社+农户”模式的主要原因。蔡荣与韩洪云[9]分析认为，苹果种植面积、收入比重、质量、市场价格水平和果品市场距离等对农户是否参与合作社具有显著的积极影响，户主文化程度、市场价格波动等对农户是否参与合作社则具有显著的抑制作用。进一步研究表明，当农户所在合作社专用性资产投资多、聘请农技员、产品销售渠道为龙头企业或生鲜超市时，生产决策权转移程度就会相对较高；当户主文化程度高、加入合作社年限长、所在合作社提供的合约价格为“市场价+附加价”时，生产决策权转移程度也会相对较高[10]。

现有研究分别从企业和合作社一方，农户一方分析农业生产决策权的转移及其影响因素。2013年笔者在攀枝花市仁和区大龙潭乡调查时，发现大多数芒果种植户有意愿与企业开展合作，但多倾向于希望企业帮助解决销售问题，由自己主导生产。其中是否存在权利转移和相应的激励？比如生产决策权转移与收益，影响因素是什么？利用当时收集的调查数据，本文实证分析在参与企业合作模式下，农户转移生产决策权及其影响因素，以期获得有价值的结论和政策含义。

1 理论分析及预期

蔡荣认为，在市场交易情形下，农业生产决策权不发生任何转移；在科层制情形下，农业生产决策权从农户全部转移到企业；在合作社+农户模式下，农业生产决策权从农户部分转移到合作社[6]。农户与企业合作，就不得不服从产业化的整体利益，部分或全部转移生产决策权。转移生产决策权的意愿是一系列因素影响的结果。按计划行为理论观点，个体的行为意向由其行为态度、主观规范和认知行为控制3方面决定[11]。行为态度反映的是个人对执行某特定行为偏好程度的评价，个人以及社会文化等因素（例如年龄、文化和经验等）可以通过影响行为信念而间接影响行为态度，进而影响行为意向。主观规范指个人在决策是否执行某特定行为时感到的社会压力，它反映的是重要他人或团体对个人行为决策的影响；认知行为控制指个人认知到执行某特定行为的容易或困难程度，它反映的是个人对促进或阻碍执行行为因素的知觉[12]。因此，研究选取农户生产特征，行为态度和主观规范作为农户生产决策权转移的影响因素，认知行为控制本研究暂未考虑。

1.1 农户生产特征

（1）家庭年收入。芒果生产前期和投产过程中成本较高，种苗、化肥、农药、人工等费用都需要农户预支，自然灾害可能导致一年或多年内减收绝收，价格下降导致收入减少。比较而言，收入水平高的农户更有能力承担风险，研究预期家庭年收入高的农户更倾向于保留生产决策权。

（2）生产规模。能够经营大规模生产基地的农户往往具有较强的专业技术、生产管理、市场销售能力和经济实力，社会关系较多。预期生产规模越大，农户越不愿意转移生产决策权。

（3）是否兼业。专业从事芒果生产的农户生产经验更丰富，技术水平更高，对生产投入了更多心血，预期不兼业的农户更愿意保留生产决策权。

1.2 行为态度

（1）年龄。一般而言，年龄大的农户比年龄小的农户对风险的厌恶程度更高。农户与企业签订生产合同，风险转由企业承担，农户获得相应的风险溢价。预期年龄大的农户更愿意转移生产决策权。

（2）文化程度。与文化程度较低的农户相比，文化程度高的农户可能更容易做出正确的生产决策，更加偏好独立经营状态，从而更倾向于保留生产决策权。

（3）种植年限。种植年限意味着丰富的种植经验和销售业务关系，可推断种植年限长的农户倾向于保留生产决策权。

（4）合作经历。农户与企业合作的经历将会影响农户的选择，如果农户对之前与企业的合作比较满意，则可能持积极的态度，如果不满意，则主观上排斥合作。

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1.3 主观规范

政府对“企业+农户”合作的支持将会对农户转移生产决策权产生心理暗示。如果农户认为政府积极推动“企业+农户”，而其他人都参加的话，他也应该参加，即他们更愿意转移生产决策权。

2 模型和变量说明

2.1 模型

关于农户参与企业的合作，问卷考虑了5种模式：与企业确定产销合作、土地流转给企业、把土地作为股份入股、把果园作为股份入股、把果园租赁给企业。“与企业确定产销合作”模式与另外4种模式不同之处在于，该模式是农户自己控制生产决策或部分让渡生产决策权，农户主要需要企业帮助解决芒果销售问题，而其他模式主要由企业控制生产决策权，涉及到土地和果园生产要素和相关权利的转移。结合后4种模式主要由企业控制生产的共同特点，统一为“生产合同”模式。因此，农户有选择生产合同（轉移生产决策权，企业控制生产过程）和销售合同（保留生产决策权，企业不参与生产决策）两种结果。根据四川攀枝花芒果种植户问卷调查数据，借助二元选择模型，研究农户家庭收入、生产规模、是否兼业、年龄、文化程度、种植年限、合作经验以及对政府态度认知情况等因素对种植户转移生产决策权的影响。农户选择生产合同时被解释变量取值0，销售合同取值1，则农户采用该种合同的概率p取值介于0和1之间，由此构造二元logit模型如下：

2.2 变量说明

农户转移生产决策权，选取的变量为农户愿意与企业合作的模式，即生产合同表示农户转移生产决策权，销售合同表示农户保留生产决策权。模型中各个变量的名称、定义及预期影响方向具体见表1。

3 数据来源与样本描述

3.1 数据来源

数据源于2013年在四川省攀枝花市仁和区的芒果种植户调查。该地区是中国芒果优势产区之一，以优质晚熟为优势和特色。截止2012年底，全区芒果种植面积已发展到0.65万hm2，全区14个乡镇中13个乡镇种植芒果，芒果种植户近8 000户，主产区农民人均收入的70%来自芒果销售收入，并已形成德益、田远、锐华等一批农业产业龙头企业。随机选取大龙潭乡新街村、混撒村、迆资村，布德镇孟良村、新桥村、老村子村、中心村和布德村芒果种植户进行了问卷调查，发放问卷180份，收回有效问卷144份。问卷主要内容包括种植户个人信息、芒果生产情况、参与组织化情况和意愿等。

3.2 描述性统计

144位被调查的果农中有129位表示愿意与企业合作，占89.6%。其中，分别有2人位愿意把土地流转给企业或把土地作为股份入股，选择把果园租赁给企业和以果园作为股份入股的分别有12人和25人，分别占9.3%和19.4%。41人选择与企业进行生产合作，占31.8%，表明愿意转移生产决策权的果农不多。

129位愿意与企业合作的芒果种植户中，约一半的农户家庭年收入处在5万～10万元的水平，收入水平普遍较高；68.5%的果农种植面积在0.67～1.3 hm2，种植规模相对均衡；种植年限一般为10～15 a，个别果农超过了15 a，说明开始种植时间较为接近；60.0%的果农表示农闲时不会外出打工，说明大部分为专业种植户；果农年龄在30～50岁之间；61.1%的果农达到了初中文化水平，21.4%的果农达到高中水平，样本户受教育水平相对较高；59.2%的果农参与过与企业合作，具有合作经历；超过90%的果农认为政府会支持农户与企业进行生产合作。样本户的基本情况见表2。

4 模型估计及结果分析

4.1 估计结果

运用SPSS19.0软件进行Logit二元回归，具体结果见表3。从卡方统计值和对数似然值来看，模型整体拟合效果较好，达到了1%的显著性水平。各个变量的影响方向基本符合预期，其中，生产规模、种植年限、年龄、文化程度、合作经历、认知政府态度情况对农户选择生产决策权转移有显著影响，家庭年收入和兼业不显著。

4.2 结果分析

（1）农户家庭年收入对农户选择转移生产决策权影响不显著。预期认为，收入高的农户更愿意保留生产决策权。从数据统计来看也证实了这一点，家庭年收入8万元以下的36人中，25人选择了产销合作，8万～12万元的54人中，47人选择了产销合作，12万元以上的9人中，8人选择了产销合作，分别占比为69%、87%和89%。实证分析结果不显著的原因可能与芒果种植收入占家庭收入的比例有关。对于一些农户，虽然种植收入较高，但相对重要性程度低，因而存在转移生产决策权的激励。另一个可能的原因是，农资店和合作社对农户提供赊销服务，等到农户销售芒果后再统一结账，这种模式降低了先期投资对农户的影响。

（2）生产规模对农户选择是否转移生产决策权有显著影响且方向为负。具有较大生产规模的农户更愿意保留生产决策权。数据统计进一步证实了这一点：种植面积0.67 hm2以下的23人中，12人选择了产销合作，0.67～1.3 hm2的85人中，57人选择了产销合作，1.3 hm2以上的16人中，13人选择了产销合作，比例分别为52.2%、67.1%和81.2%。 （3）是否兼业对农户选择是否转移生产决策权影响不显著。关于是否兼业因素设置的问题为“农闲时是否打工”，有44人选择了是。芒果生产具有季节性，除采收需要大量人工外，土肥水管理、修剪、花期管理和保果等生产管理均可在家庭内部完成，对劳动力较多的家庭而言，可选择外出打工。但他们外出打工并不意味着这类农户对芒果生产不专注，或者家庭劳动力较多，种植规模在家庭劳动分工可控范围内，导致了是否兼业这一因素的不显著。

（4）年龄对农户选择是否转移生产决策权有显著影响且方向为负。由于与企业签订生产合同之后，生产风险就将全部转移到企业一方，这对于风险厌恶程度更高的大龄人群显然有吸引力。另外一个可能的因素是，因为年老之后无力继续从事芒果种植而愿意选择租赁、入股等模式。

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（5）文化程度对农户选择是否转移生产决策权有显著影响且方向为负，与研究预期相悖。通常情况下，文化程度越高的农户面临更多的非农产业发展机会选择，从事农业生产的积极性可能越低。有研究表明，与户主文化程度低的农户相比，户主文化程度高的农户，其成员进城务工的概率较高[13]。比较权衡外出打工的收益超过种植芒果的收益，他们可能就会选择放弃生产决策权。

（6）种植年限对农户选择是否转移生产决策权有显著影响且方向为正。种植年限长的农户更愿意保留生产决策权——仅与企业进行销售合作。在长期的芒果种植过程中，农户积累了丰富的生产经验，他们对自己的生产技术更为自信，也比较有能力解决大部分生产与销售问题。

（7）合作经历对农户选择是否转移生产决策权有显著影响并且方向为正。与企业合作过的农户更倾向于保留生产决策权，可能是由于这些农户对之前与企业的合作不满意，产生了不信任，因此不愿意再开展生产合作。

（8）政府认知态度情况对农户选择是否转移生产决策权有显著影响且方向为正。农户多对政府存在良好的期望，对政府支持的行为有更高的积极性，因为政府支持往往代表着财政支持、优惠政策等。当认为政府支持“企业+农户”的合作，对农户参与企业合作有正向推动作用。

5 结论与政策含义

结果表明，多数果农倾向保留生产决策权。他们关注相关权力和相应的收益自由等。生产规模、种植年限、年龄、文化程度、合作经历和政府认知态度情况对果农选择是否转移生产决策权有显著影响。生产规模大、种植年限长、有与企业生产合作经历的果农更愿意保留生产决策权，即仅与企业进行销售合作；年龄大、文化程度高、认为政府支持合作的果农更愿意转移生产决策权，即与企业进行生产合作。家庭年收入和是否兼业因素的影响不具有统计上的显著性。

果农不愿意转移生产决策权，原因是果农看好拥有自己的土地以及芒果产业带来的现实收益。芒果作为一个商品化、专业化和规模收益较高的热带水果产业，在攀枝花市具有晚熟优价的特点。因此，对那些偏好独立经营状态的农户而言，当前的政策和现实环境不足以激励他们转移生产决策权。芒果产业经营方式创新，目前重点还是发展大户，不断规范专业合作社，探索农业共营制等，护展专业化的适度规模经营。社会资本进入芒果产业，可以选择愿意与企业实行租赁或入股模式的农户进行合作，让其他农户看到实实在在的收益，自愿加入到新模式中来。政府则应充分考虑产业和农户特点，对农户与企业合作做出合理的引导、指导、协调和服务，形成政府、企业和农户三者之间良性互动的局面。另外，由于当初的调查设计并不是专门研究生产决策权的问题，数据的质量可能会影响到结果，包括一些因素的考虑，如农户家庭劳动力问题，有待深一步的研究。

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农户意愿 第6篇

关键词：农户意愿,农业微观组织,影响因素

一、引言

农业微观组织是指在从事农业的产前、产中、产后环节中涉及到的经营实体, 包括农产品运销与加工企业、农民专业合作社和农业专业大户。我国农业的发展进入新的历史时期, 社会资本投入增加, 社会化组织发展加快且形式多样, 农业产业化经营趋势明显。农业经营主体也在发生变化, 有的将农地经营权向种田大户集中, 有的建立了农民专业合作社, 还有的将土地流转到企业由企业经营。有专家认为, 土地流转到企业, 是用企业替代农户做农业经营主体, 目前看好象对农民有利, 但大资本进入农业, 其长远影响需要考虑。[1][2]也有专家认为, 当代小农是市场化的小农, 可以被改造为现代农业的微观主体。[3]国内的相关研究集中在农户、企业及合作社的不同联结类型和产生的依据以及农业经营主体方面;国外的相关研究以现代农业产业体系对农户的影响居多。但是对农户选择参与微观组织意愿如何, 很少有人关注。在土地经营权长久不变的制度设计下, 农户除了考虑利益外, 还有什么原因影响其参与农业微观组织的意愿?本文基于该问题, 通过调查, 应用多元选择模型对影响其意愿的因素进行计量经济分析, 目的是了解土地经营主体的意愿, 这将对于探析农业微观组织发展趋势, 寻求长期有利于“三农”的农业微观组织发展路径, 具有较大的现实意义, 也便于国家基于农户利益与意愿给以农业微观组织发展的政策引导。

二、调查数据与基本假设

1.数据来源

为了获取农户参与农业微观组织的数据资料, 课题组组织学生和青年教师于2011年寒假对河北、河南等省的农户与农业微观组织进行了访谈与问卷调查。调查的主要对象是农户和农业产业化经营组织, 通过抽样调查获得农户样本资料924户, 涉及17个省64个市156个县598个村, 其中:河北省农户为436户, 河南省农户为410户, 其他15个省的农户为48户。笔者选择其中的484户农户进行了分析 (见表1) 。其中:有56户没有参加任何组织;有54户农户与公司在产前签约, 占11.2%;有46户加入农民专业合作社, 占9.5%;将农产品销售给大户的有69户, 占16.3%;有107户将产品销售给外地客商, 占22.1%;有152户直接销售到市场, 所占比例较大, 为31.4%。

表2显示的是被调查农户加入农业微观组织的意愿, 在与公司合作、加入合作社、不参加任何组织三者中, 愿意加入合作社的农户占比最大, 河北省436户被调查农户中有130户愿意参加合作社, 占29.8%;愿意与公司签订合同的占26.6%;不愿意参加任何组织的占18.1%;而且有25.5%的农户不愿意从事种植业, 愿意将土地承包给公司。其他省的48户被调查农户中, 愿意参加合作社的比例最大, 占37.5%。由此可见, 农户有的愿意参加合作社, 有的愿意与公司合作, 有的愿意将土地流转, 有的不愿意参加任何组织。那么, 什么原因会影响农户参与农业微观组织的意愿, 笔者运用计量经济分析法, 通过SPSS软件进行了回归分析。

2.基本假设

根据微观经济理论, 假设影响农户行为与意愿的因素包括表征农户家庭特征的因素、表征资源条件与资金的因素、农户参与农业组织的特征因素。

(1) 农户家庭特征因素。

表征农户家庭特征因素的变量有户主年龄、文化程度、劳动力数量、纯消费人口。户主年龄与文化程度影响户主认知能力、接受新事物的难易。年龄越大、文化程度越低参与农业微观组织的可能性越小。而农户劳动力少则不能满足农业组织经营规模大对劳动时间投入的需求, 所以, 劳动力数量与参与农业经营组织的意愿呈正相关关系。纯消费人口多, 农户规避农业经营风险的愿望强烈, 因而愿意参与农业微观组织。

(2) 资源与资金条件因素。

表征资源与资金条件因素的变量包括家庭财产、耕地规模、农业收入、打工收入和支付补贴等。家庭财产越多, 具备投资条件, 越有可能从事获利高的产业, 有助于参与农业微观组织;耕地规模大, 具备栽培特色作物的基本条件, 易于选择农业组织进行合作;打工收入多, 农户更愿意将土地流转出去, 外出打工;而农业收入多, 农户愿意从事农业, 有规避农业风险的愿望, 有意愿参与农业微观组织;政府补贴高, 农户也愿意从事农业, 并愿意参与农业微观组织。

(3) 农户参与农业组织的特征因素。

农户参与农业组织的特征因素包括农户正在参与的公司、合作社, 农户将产品直接销售到市场, 农户将产品销售给外地客商以及农户将产品卖给专业大户。这些农户行为的结果会影响农户参与农业组织的意愿。依据农户利益最大化行为目标原则, 农户已经参与的组织能够给农户带来高于不参与组织时的利益, 农户就愿意参与该组织;农户已经参与的组织能够给农户带来的利益不大, 农户就不愿意参与该组织。

三、农户意愿影响因素计量模型

在上述定性描述与假设的基础上, 利用调查数据, 应用多元选择logit模型对农户参与农业微观组织意愿的影响因素进行量化分析如下。

1.变量选取

将农户参与农业微观组织意愿作为因变量 (被解释变量Y) , 分别赋值为:农户愿意加入合作社Y1=0;农户愿意与公司合作Y2=1;农户愿意将土地流转出去Y3=2;不愿意加入任何组织Y4=3。

注:“+”表示变量与农户意愿呈正相关关系;“-”表示呈负相关关系;“?”表示影响方向待检验而定。

解释变量为影响农户参与农业微观组织意愿的因素, 包括表征农户家庭特征的因素、表征资源条件与资金的因素、现已参与的组织, 农户所在的地区差异因素。表征农户家庭特征因素的变量通过检验显示户主年龄、文化程度、纯消费人口因素的影响作用不显著, 所以, 只选择了劳动力因素 (X1) 。表征资源条件与资金的因素通过检验只有打工收入与政府补贴影响作用显著, 本研究只选择了打工收入 (X2) 与政府补贴 (X3) 作为影响因素进行分析。表征农户已经参与农业组织的变量 (X4～X8) , 包括农户参与合作社 (X4) 、农户与公司合作 (X5) 、卖给客商 (X6) 、卖到市场 (X7) 、卖给大户 (X8) 。表征地区差异因素的变量以其他省份为对照, 设地区虚变量为河北省 (X9) 。9个变量含义与赋值见表3。

2.模型设定

无论农户愿意参与何组织都会获得某种效用, 所以, 构建一个意愿选择随机效用函数为:Uij=β'Xij+εij, 对于农户i, 愿意采用第j种合作方式的效用高于其他合作方式的效用。因变量为农户参与组织的意愿, 其概率函数表示为:

undefined, 简化后的多元选择logit模型为:log (pij/PiK) =β'x。

该式为第i个农户愿意采用第j种合作方式的回归方程, 笔者选择较适合模型回归分析的河北省与其他省份的农户样本484户, 即i=1, 2, , 484;j=1, 2, 3, 4。X是影响农户选择的自变量向量, 为484户农户与9个解释变量组成的矩阵;β'为各个解释变量的估计系数矩阵。通过计算4种合作方式意愿的机会比的对数与解释变量进行回归, 所得各回归系数显示各变量对合作方式选择意愿的影响。

四、农户参与组织意愿影响因素回归结果

应用SPSS统计软件多项逻辑回归分析方法, 对484户样本数据进行上述模型回归估计, 具体模拟结果信息见表4、表5。

表4显示模型未引入自变量时, 似然比值为1209.904, 引入自变量后为1123.091, 两者之差为86.813, 说明至少有一个自变量的系数不为0, 模型估计整体上具有统计显著性, 同时, 伪R2统计量的指标值Cox&Snell、Nagelkerke和McFadden值也能反映各种因素对农户参与组织意愿的影响作用。此外, 影响因素各自效应似然比检验结果 (因篇幅所限未列出) 也表明各种变量的解释力具有显著性。

表5显示以参与组织意愿方式Y4为参照, 通过估计结果的参数系数、参数相伴概率与Wald统计值显示各变量对三种参与意愿的作用。

1.农户参与合作社意愿 (Y1) 的变量影响

模拟结果显示:劳动力数量、打工收入、政府补贴、加入合作社行为、将产品卖到市场、农户与客商合作以及将产品卖给大户7个变量通过了统计检验, 对农户参与合作社的意愿影响显著;农户与公司合作变量和河北省地区变量未通过统计检验, 解释如下:

劳动力数量因素:劳动力数量变量系数符号为正, Wald统计值显著, 对选择Y1组织方式意愿的影响作用较大, 说明劳动力越多, 农户越愿意加入农民专业合作社, 与假设相符。

资金与收入因素:打工收入变量Wald值大, 符号为负, 充分说明外出打工收入越大, 农户越不愿意从事农业, 也就不愿意选择参与合作社, 与理论假设相符合。政府补贴因素估计结果显著, 影响方向为正, 这说明政府补贴农业, 会促使农户将精力投入到农产品生产与销售方面, 农户有规避农业生产与销售风险的愿望, 有利于农户选择加入合作社。

注:***表示1%的显著性水平, **表示5%的显著性水平, *表示10%的显著性水平。

农户参与组织的行为因素:除了农户与外地客商合作外, 其他产销方式变量估计系数符号均为负, 而且除了与公司合作因素不显著外, 其他方式影响农户参与合作社的作用均比较显著, 说明农户已经参与了合作社的, 不愿意参与合作社的原因可能是农户在参与合作社期间没有得到较为满意的利益, 所以, 对合作社没有信心。

农户将产品卖到市场上和卖给大户的, 不愿意参与合作社, 可能的原因是:农户采用这些销售方式更自由, 获利更直接, 所以, 不愿意有任何组织约束。

农户将产品卖给客商的行为因素对参与合作社意愿影响为正, 说明农户与客商合作有风险, 所以, 更愿意参加合作社。

地区差异因素:河北省地区虚变量未通过统计检验。但从系数的符号来看, 与其他省份农户比较, 河北省农户更愿意参与合作社。

2.农户与公司合作意愿 (Y2) 的变量影响

表5显示, 劳动力数量、打工收入、政府补贴、农户加入合作社行为、农户将产品卖到市场以及农户将产品卖给大户6个变量通过统计检验, 影响作用显著;农户与公司合作行为、农户与客商合作、河北省地区3个变量未通过统计检验。有关解释如下:

劳动力数量因素:劳动力数量变量系数符号为正, Wald统计值显著, 对选择Y2组织方式意愿的影响较大, 可能是因为劳动力越多, 农户生产规模越大, 越愿意与公司合作。

资金与收入因素:打工收入变量Wald值大, 符号为正, 估计结果显著, 可能的原因是打工收入越大, 农户投入农业生产的资金越多, 越需要规避销售风险, 从而愿意与公司合作。政府补贴因素估计结果显著, 影响方向为正, 充分说明政府补贴农户从事农业, 会促使农户将精力投入到农产品生产与销售环节, 农户越有规避农业生产与销售风险的愿望, 并愿意选择公司等组织进行产品生产与销售的合作。

农户参与组织的行为因素:农户参与组织行为除了与外地客商合作外, 其他参与方式变量估计系数符号均为负, 说明不管农户已经参与何种组织方式, 均不愿意与公司合作, 其原因与农户不愿意参加合作社的原因相同。

地区差异因素:河北省地区虚变量未通过统计检验。但从系数的符号来看, 与其他省份农户比较, 河北省农户更愿意与公司合作。

3.农户将土地流转意愿 (Y3) 的变量影响

表5显示, 劳动力数量、打工收入、政府补贴、农户与客商合作等4个变量未通过统计检验, 而农户加入合作社行为、农户将产品卖到市场以及农户将产品卖给大户、农户与公司合作行为、河北省地区5个变量则通过统计检验, 影响作用显著。可能的原因是农户是否愿意流转土地与家庭劳动力数量、家庭收入与财产没有直接关系, 而是否愿意流转和能否流转与农户的行为有关, 如农户已经加入农业组织的行为对农户流转土地意愿的影响较大, 而且符号为负, 说明农户已经与这些组织合作, 已确定了耕地的用途, 不会再有转出土地的愿望。

河北省地区虚变量通过统计检验, 影响作用显著, 且符号为正, 说明与其他省份的农户比较, 河北省的农户更愿意流转土地。

五、结论与建议

笔者的分析依附于所调查的样本, 并应用多元选择logit模型对农户意愿的影响因素进行了量化分析。理论与实证分析结论显示, 农户家庭特征因素中只有劳动力数量变量对农户参与农业微观组织意愿影响显著, 而且劳动力数量越多, 农户越愿意参加合作社, 愿意与公司合作。在农户所拥有的资源与资金因素中只有打工收入与政府补贴对农户参与组织的意愿影响显著, 打工收入高的农户不愿意参与合作社, 政府补贴高的农户愿意参与合作社和与公司合作。在农户已参与组织的行为因素中, 除了与客商合作的农户愿意参与农业微观组织外, 与其他组织合作的农户均不愿意加入农业组织, 一方面, 说明了目前已有的农业组织给农户带来的利益不明显;另一方面, 也说明这些组织的运行不规范, 带动作用不强。而与客商合作的农户愿意参与农业组织, 说明农户愿意参与可以规避产销风险的组织。

因此, 笔者建议:有关部门应针对当地农业组织发展状况, 一是规范农业组织, 引导其加强辐射带动作用;二是政府继续支持和鼓励发展农业组织。

参考文献

(1) 陈锡文.当前农业和农村经济形势与“三农”面临的挑战[J].农业经济研究, 2010, (06) .

(2) 孔祥智.“长久不变”和土地流转[J].农业经济研究, 2010, (05) .

农户意愿 第7篇

农业发展、农村进步和农民增收是我国全面建设小康社会进程中的重大问题,建立有效的农户金融支持体系是促进“三农”问题解决的重要环节。2013 年中央经济工作会议进一步强调了金融支持三农的重要性,提出要加大对“三农”的有效信贷投入,加强有利于为“三农”服务的金融组织体系建设,促进金融机构改革与发展。但是,由于农村金融体系改革滞后以及传统的城乡二元经济结构的长期存在,农户强烈的资金需求无法得到满足,不能从金融机构获得融资,据统计,当前能够从农村信用社获取资金的农户比例不到30%,超过70%的样本农户不能从银行或农村信用社获取贷款。农户融资困难的窘境说明,现有农村金融支持体系不能适应农业农村经济发展的需要。其根本原因在于:农村金融的改革并没有从资金需求者——农户的角度去考虑,而只是为改革而改革。农户是农村金融市场的主体,是资金需求者,也是最基本的生产主体和消费主体,农户参与金融活动意愿的高低将直接影响农村金融体系的有效运行,决定农村金融功能作用的有效发挥。因此,本文基于农户视角探究其获取金融支持意愿以及影响因素,以为优化现有农村金融结构,加快农村金融改革发展提供现实依据与政策借鉴。

20 世纪60 年代起,学者们就开始对影响农户获取金融支持意愿的因素进行研究,综合来看,中外学者对农户获取金融意愿的相关研究,主要围绕农户金融需求特征及其影响因素来展开的,一定程度上反映了农户借贷行为的特征以及农村金融市场运行的基本态势,并指出我国农村金融在发展过程中存在的问题。在研究方法上主要是通过实地调查,运用不同的实证方法对问题进行研究,得出农户信贷需求受到诸多因素影响的结论。这些都为本文的研究奠定了坚实的基础,不过在自变量选择中,已有研究普遍忽视了农户所在地的环境条件、农户的金融认知水平以及农户的社会身份特征对农户借贷意愿的影响。鉴于此,本文在综合众多学者的分析后,对影响农户获取金融支持意愿的因素进行分析,利用对湖南省农户的调查资料,着重从受访农户的基本特征、经营特征、财力特征及获取金融支持难易度的评价四方面进行变量选取,试图通过二元logit模型实证分析农户借贷意愿的影响因素,以期对农户的金融行为有一个更为全面的认识。

二、数据来源及描述性统计

湖南省是全国水稻生产大省,肩负维护国家粮食安全的重任。近年来,湖南省委省政府积极采取各种措施鼓励农业生产,出台了一系列“强农惠农”政策,奖励和扶持农户,有力地提高了农户的积极性,对稳定农业生产、提高农业生产效益发挥了积极的作用。因此,选择湖南省作为研究区域具有典型的代表性。

本研究所用数据来源于笔者2013 年3—8 月份在湖南省的实地调查问卷,主要目的是通过研究农户对获取金融支持的满意度及其影响因素,来考察在国家倡导金融支持农户背景下哪些因素影响了农户获取金融支持的意愿,以期通过这些因素的不断改善来提高农户发展农业生产的积极性,确保农户增收,保障国家粮食安全。此次调查范围主要覆盖长沙、湘阴、零陵、岳阳、常宁、兴文、江安、湘乡、冷水江、耒阳、南县、涟源、安化、澧县、桃江15 个市县,每个市县随机选取2 个乡镇,每个乡镇选取2 个行政村,再在每个行政村中随机选取5 个农户进行调查。此次实地调查共发放问卷300 份,收回265 份,其中有效问卷230 份,有效率为86.79%。

1、农户基本特征

调查对象主要以男性户主为主,占调查总数的78.32%;调查对象中,36—65 岁之间的占80.24%,平均年龄为45 岁;受教育程度小学及以下的占17.39%,初中占58.26%,高中及以上的仅24.35%;平均家庭规模为4 人,1—2 人规模的占5.65%,3—5人规模的占84.35%,6—10 人规模的占10%;每个家庭的平均劳动人口数为2.6 人,非劳动人口数为1.4 人,平均供养比为0.345。

2、农户经营特征

在230 个被调查农户中,农户土地经营面积最多的达到了36 亩,平均每户的经营面积为4.46 亩;其中农业收入比最高的为100%,平均农业收入比为34%。

3、家庭财力特征

现阶段我国农户的平均收入水平为8896 元,按此标准,本文划分收入低于8000 元为低收入农户,介于8000—20000 元为中等收入农户,高于20000 元为高收入农户。在230 个被调查农户中,低收入农户为20 户,占比为8.7%;中等收入农户为167户,占比72.6%;高收入农户为43 户,占比18.7%;农户平均总支出为1.58 万元,农户支出在1 万以下的为25 户,占比10.87%;介于1—2 万的为134 户,占比58.26%;4 万以上的为71 户,占比30.87%。

4、农户对获取金融支持难易度的评价

农户对获取金融支持难易度的评价中,有42.17%的认为很难,48.7%认为一般,8.26%认为比较容易,只有0.87%认为很容易,显示农户普遍认为获取金融支持比较困难。农户对获取金融支持难易影响的主要因素评价中,有77.83%的认为利率很高,16.52%认为利率合适,5.65%认为利率很低,显示利率高是制约农户获取金融支持的一个重要制约因素;关于民间借贷的评价,有49.13%认为民间借贷也不活跃,而50.87%的认为民间借贷活跃,显示在正规金融受阻的情况下,农户超过一半会寻求民间借贷等金融支持。

三、实证分析

1、模型的构建

笔者将农户获取金融支持意愿分为有明确获取金融支持意愿和没有明确获取金融支持意愿两种情况。当农户表示有明确的获取金融支持意愿时,因变量取“1”;农户表示没有获取金融支持意愿或是说不清有无意愿时,因变量取“0”。二元logit模型为:

(1)式表示农户对金融机构有获取金融支持意愿的概率。(2)式表示农户对金融机构有获取金融支持意愿的概率和没有获取金融支持意愿概率的比值的对数,是本研究的待估模型。其中(2)式中省略了估计不显著的常数项(后续检验验证);X为影响因素向量,β 是解释变量回归系数向量。

2、变量设定

据已有文献的研究成果,结合实地调查情况,本研究选取4类共11 个解释变量:农户基本特征(户主年龄、户主文化程度、家庭人口数、供养比)、农户经营特征(土地经营面积、农业收入比)、家庭财力特征(年收入、年支出)、农户对获取金融支持的评价(对获取金融支持的难易程度评价、对金融机构的利率评价、对民间借贷的活跃程度评价),选择农户对获取金融支持意愿的评价结果作为被解释变量。表1 提供了所选取变量的定义、统计性描述以及预期作用方向。

3、模型估计结果及分析

笔者采用二元logit模型,利用Eviews6.0对样本数据进行分析。经检验,自变量对因变量具有较高解释度,自变量不存在多重共线性,且模型整体拟合程度较好,结果如表2 所示。

(1)农户基本特征对获取金融支持意愿的影响。logit模型回归结果显示,户主的年龄和文化程度没有通过显著性检验,表明年龄和文化程度对农户获取金融支持意愿没有产生影响。家庭人口数近似于在10%的显著性水平上通过检验,并具有正向影响。这表明,农户的家庭人口数越多,每天的衣食住行费用支出也越多,在正常获取收入的情况下,获取金融支持改善生活的愿望也愿强烈;供养比对农户获取金融支持意愿在近似10%的水平下产生了显著的负向影响,与本文预期不一致。这表明,供养比越高,农户获取金融支持的意愿越低,可能的原因是供养比越高,意味着该家庭获取收入的能力越低,对未来负债能力的评估也低,未来还本付息的能力差,因而不愿也不敢承担债务。

(2)家庭经营特征对获取金融支持意愿的影响。logit模型回归结果显示,土地经营面积没有通过显著性水平检验,且系数为负,这与本文的预期不符,可能的原因是土地经营面积还比较小,规模经济效应还不明显,而且由于近年来农业生产经营成本越来越高,农业生产收入水平低且不稳定,农业生产主要还是简单再生产,农户农业生产的金融服务需求意愿不高。农业收入比也没有通过显著性水平检验,且系数符号位负,同样可用上述原因来解释。

(3)家庭财力特征对获取金融支持意愿的影响。logit模型回归结果显示,年收入在5%的水平下通过了显著性检验,并且系数为负,这与预期相同,显示年收入越高,农户获取金融支持的意愿越小。一般来说,年收入越高,其自有资金就能满足较大的农业生产规模的资金周转和投入以及各种日常支出,贷款意愿较弱。另外年支出对农户获取金融支出意愿有显著正向影响,这也与预期相同,年支出越大,表明农户为了努力经营或扩大农产业生产规模,各项生产性支出以及非生产性支出越大,因而想要通过获取金融支持来弥补农业生产资金缺口和资金正常运转的意愿增强。该类农户普遍希望金融机构能够提供生产发展资金,因此获得金融支持的意愿越强。

(4)logit模型回归结果显示,对获取金融支持评价的层面,其中,对民间借贷的活跃程度评价这一选项在5%的显著性水平上通过检验,且系数符号为正,这符合预期。在目前农村金融环境下,农户由于缺乏抵押品,获得正规金融机构金融支持的难度较大,因而获取民间借贷成为又一重要选择,结果表明,民间借贷越活跃,农户获取民间借贷的便利性增加,也会大大增加农户获取金融支持的意愿。而对获取金融支持的难易程度以及对利率的评价这两项则没有通过显著性水平检验,这表明,与信贷成本相比,农户更加注重信贷的可获得性,而不是信贷成本。

四、结论与政策建议

本文以湖南省为例,在从需求方面对农户的金融支持进行现状分析的基础上,对湖南省15 市县的230 户农户进行了实地访谈与问卷调查,获得了相关数据,接着利用二元logit模型对影响农户获取金融支持意愿的因素进行了实证分析,并据此提出相关政策建议,主要结论如下:家庭供养比、年收入、年支出、对民间借贷的活跃程度评价是影响农户获取金融支持意愿的重要因素,其中家庭供养比、年收入对获取金融支持意愿具有负向影响,而年支出在5%的显著性水平下对获取金融支持意愿具有促进作用,最后关于民间借贷的活跃程度对获取金融意愿的影响,结果显示,民间借贷越活跃,农户的获取金融支持意愿也越大。

农户意愿 第8篇

为突破“小农经营”、土地“细碎化”对现代农业发展的限制, 实现土地资源的优化配置和高效利用, 国家鼓励和引导农村土地承包经营权有序流转。当前, 中央强调农村土地制度改革在坚持集体所有的前提下, 促使承包权和经营权分离, 形成所有权、承包权、经营权三权分置, 经营权流转的格局。要尊重农民意愿, 坚持依法自愿有偿流转土地经营权。由于农户个体特征和资源禀赋的差异, 其土地流转意愿有所不同, 影响意愿的主导因素也各有不同。我国学者从农户思想理念、农户自身禀赋、流转收益、保障模式等多个方面对农户土地流转意愿影响因素进行了研究, 但侧重不同类型农户间土地流转意愿影响因素差异的研究较少。为了在尊重农户土地流转意愿和保障其合法权益的基础上积极进行土地流转工作, 本文根据不同农户在土地流转意愿上的差异将农户分为保守型农户、观望型农户和积极型农户, 同时分析了各类型农户在土地流转影响因素方面的差异, 进而有针对性地提出了促进土地流转的对策建议。

1 农户类型划分

根据农户对土地流转的态度及意愿, 将农户划分为保守型农户、观望型农户、积极型农户。保守型农户是指没有土地流转意愿, 既不愿意转出土地, 也不愿意转入土地的农户。观望型农户是指有一定的土地流转意愿, 但未付诸行动或实际行动与意愿之间有一定差距, 伺机而动的农户[1]。积极型农户是指土地流转意愿强烈, 并积极通过各方渠道推进土地流转的农户[2]。其中, 根据其土地流转意愿方向的差异, 我们可以将观望型农户和积极型农户进一步细分。观望型农户包括观望转入型和观望转出型两种。积极型农户则包括积极转入型农户和积极转出型农户两种。

2 不同类型农户土地流转意愿影响因素分析

不同类型的农户由于自身资源禀赋不同, 对土地的依赖程度必然会出现一定差异。这些对农户土地流转意愿产生直接的影响, 从而表现出不同的土地流转意愿[3]。

2.1 保守型农户

保守型农户文化程度较低。家庭成员结构不均衡, 劳动力比重较小, 生活负担较重。由于农户的文化水平不高, 且没有其他增收渠道, 主要收入来源为农业生产, 生计模式较为单一。因此, 土地是维持农户生活的重要保障, 农户对土地的依赖较强。这类农户只能通过进行农业种植来维持其基本生活, 因此他们的思想较为传统保守, 对土地依赖性较强, 满足于在自家的土地上精耕细作, 希望单纯通过增加时间和精力的方式追求农业收入的最大化。同时, 目前农村社会保障制度尚未完全建立, 在未来一定时期内土地仍然承载着社会保障功能。在一定程度上可以说土地是农户拥有的唯一稳定的资产, “守土为安”的观念意识导致农户觉得土地流转风险较大, 不敢也不愿意流转土地。因此, 保守型农户出于经济收入和规避风险的双重考虑, 必须保留土地。

2.2 观望型农户

2.2.1 观望转出型农户

观望转出型农户具有一定的文化基础, 能够在非农领域获得相对稳定的就业机会。家庭成员结构均衡, 劳动力农忙时务农, 农闲时外出务工。农户家庭在务农的同时也能够获得相对稳定的非农收入。农户在一定程度上从土地中解放出来, 土地依赖程度相对较低。这类农户主要追求非农收入最大化, 实现兼业化目标。进行农业种植的目的是自给自足生活所需基本农产品。对于他们而言, 土地可以分担一部分的生活成本。当土地流转收益能够弥补生活成本支出, 达到农户期望水平时, 他们就愿意转出土地增加非农收入。同时, 大量龙头企业与种植大户流转土地开展规模经营, 土地转入需求大幅增加, 转出土地的租金水平也逐年提高。农户直观上感觉到土地有升值潜力, 导致产生较强的惜地心理。另一方面, 与保守型农户一样, 在非农收入来源不稳定的条件下农户也不敢贸然全部放弃土地使用权, 只能通过观望来降低不确定性, 规避风险。因此, 观望转出型农户基于经济收入最大化、土地升值预期和降低不确定性三个方面的因素, 选择转出部分承包地或短期出租年限。

2.2.2 观望转入型农户

观望转入型农户缺乏非农职业技能。家庭人口规模大, 劳动力充足, 在经营自家承包地的基础上还可以种植其他土地。家庭收入绝大部分来源于农业种植, 仅在农闲时家庭成员就近务工获得少许非农收入。农户家庭生活土地依赖性很强, 愿意充分利用劳动力租种更多土地。这类农户进行农业种植的目的是满足自身生活需要, 追求农业收入的最大化。由于非农职业技能的缺乏, 他们不容易从其他途径获得收入来源, 只能通过充分利用丰富的劳动力扩大种植面积来增加家庭收入。当租种土地所获的收入高于农户期望水平时, 他们就愿意转入土地, 投入剩余劳动力以增加农业收入;当租种土地的成本提高或劳动力减少时, 又会放弃转入土地。同时, 农户并不具有种植技术, 依靠传统的农业种植方式收益率较低。在土地不断升值的预期心理刺激下, 农户将自身投入精力和预期收益进行对比。一旦土地租用费用增加或者超过农户预期的种植收益, 农户就会减少或者停止转入土地, 甚至转出土地。因此, 观望转入型农户在获得经济收入最大化的前提下, 在转入与转出土地之间不断寻找平衡点, 更倾向于选择短期租入自家宅基地附近土地。

2.3 积极型农户

2.3.1 积极转出型农户

积极转出型农户文化程度较高或者拥有一门谋生技能, 容易在非农领域实现稳定就业。家庭主要劳动力长期在城镇务工, 非农收入相对较高且稳定。农户家庭生活对土地的依赖程度最低。这类农户以追求非农收入最大化与自身职业兴趣为目标。他们已全职在非农产业领域实现就业, 能够获得稳定的非农收入。家庭承包地闲置或由家中老人粗放耕作, 农业种植只是作为生活来源的辅助。此时土地已不再承担生活和社会保障功能, 转出不会影响农户生活, 反而能获得一定的租金收入。因此, 积极转出型农户为实现土地效益, 只要有人愿意用一定的租金转入其土地, 就会将土地转出。为追求收入的最大化, 他们希望自己的每块土地都能得到最大程度地开发与利用, 并获得经济收益, 实现致富梦想。对积极型农户而言, 只要有一定的土地转入需求, 且转让费用达到其预期目标, 他们就会考虑转出土地。

2.3.2 积极转入型农户

与其他类型的农户相比, 积极转入型农户通常具有一定的科技文化素质, 同时其农业种植技能较高, 家庭劳动力比重高。土地在积极转入型农户手中能够得到有效利用, 实现资源的高效整合与优化配置。因此, 相比外出务工, 这类农户更倾向利用种植手艺开展新型高效农业。农业种植是农户家庭收入的重要来源, 农户对土地的依赖程度最高。这类农户具有丰富的种植技术与经验, 希望通过扩大种植面积发展规模经营, 实现家庭收入的最大化。同时, 由于政府大力扶持经济型作物种植, 农户预期农业种植的收益将会继续增加, 可以利用自己的职业技能创造更多收入。因此, 积极转入型农户以自身种植技能优势为基础, 评估判断转入土地扩大经营规模所能带来的总收益以及承担的成本、风险, 一旦预期的收益足够高而成本和风险足够低时, 就会转入土地进行规模经营[4]。

3 结论与建议

在土地流转过程中, 不同类型的农户由于自身特征与资源禀赋的差异而表现出不同土地流转意愿。其中, 保守型农户受自身条件和传统思想制约, 土地流转较难发生;观望型农户受土地价值预期和风险规避心理的影响, 谨慎进行土地流转;积极型农户由于自身职业技能优势, 在土地流转方面具有明确的目标和方向, 他们能够根据其实际需求制定相应的土地流转计划。因此, 在土地流转过程中, 我国在进行土地流转时应该根据不同类型农户的实际需求和特点制定相应的土地流转政策, 以推进土地流转工作的稳步进行。

3.1 保守型农户是土地流转的瓶颈

阻碍其进行土地流转的主要障碍是文化程度低、家庭非农收入少以及传统观念意识。对于保守型农户, 首先是尊重农民的合法权益和意愿选择, 不以行政命令强行推进土地流转, 损害农民利益。其次是积极开展农村职业技术培训, 提高农户职业技能素质, 增加农户非农就业机会与非农收入, 减少对土地的依赖性。三是建立健全农村社会保障制度, 逐步弱化土地的社会保障功能;积极推进户籍制度改革, 尝试开展将土地转出农户纳入城镇居民保障体系的试点。

3.2 观望型农户是土地流转的潜在参与者

制约其积极进行土地流转的重要因素是外部利益水平较低以及规避未来生活风险。对于观望型农户, 首先是实施一定的土地转出优惠补助政策, 直接刺激与鼓励农户转出土地。其次是加大职业技术培训, 增强农户职业技能素质, 拓宽就业门路, 稳定非农收入来源。三是大力发展区域二、三产业, 如劳动密集型的制造业和农产品加工业等, 就近提供更多的就业机会, 提高农户家庭非农收入水平。

3.3 积极型农户是土地流转的现实需求者与推动者

在进行土地流转时, 政府部门应该逐步建立土地流转信息交流平台, 实现资源共享, 及时为积极型农户提供最新最全的土地流转信息, 保证其信息畅通。同时, 对于积极型农户, 政府部门应加强土地流转中介服务, 及时收集和发布供求双方的土地流转信息, 实现信息流通。同时, 针对积极转入土地的种植大户应加大扶持政策:一是给予创建自主农业品牌或引进优质新型农产品的专业种植大户在项目试验阶段的优惠政策;二是政府用减税贴息与贷款担保的方式, 为种植大户提供资金需求上的支持;三是通过培训、讲座、帮扶等形式, 提高种植农户的生产经营技术与市场投资意识, 增强其应对农业生产风险的实力。

摘要：本文以土地流转背景下的农户为研究对象, 分析了不同类型农户在土地流转意愿上的差异, 并找出了其主要影响因素, 最后针对不同类型农户实现土地流转的不同动力与阻力, 提出了相应建议。

关键词：土地流转意愿,农户分类,影响因素,建议

参考文献

[1]周春芳.经济发达地区农户土地流转影响因素的实证研究[J].西北农林科技大学学报 (社会科学版) , 2012 (06) .

[2]钟菲.农户农地使用权流转意愿与行为研究[D].西南大学, 2010.

[3]徐美银.农民阶层分化、产权偏好差异与土地流转——基于江苏省泰州市387户农户的实证分析[J].社会科学, 2013 (1) :56-66.

农户意愿 第9篇

关键词：农户,节水行为,补偿意愿

水资源是人类社会赖以生存和发展的基础, 是生态环境的直接控制要素。进入21世纪后, 我国人口持续增长, 经济发展迅速, 全球对水资源的需求量大幅度增加, 以致水资源短缺问题成为各国最为突出的问题之一。国外的相关研究范围广泛[1], 而国内研究目前主要集中在技术角度、政府角度和经济角度[2], 在单项及组合农业节水技术方面取得了很多研究成果, 但对基层农户的节水行为和补偿意愿研究还不够[3]。一般认为在政府主导下, 农户节水行为处于一种相对被动的状态[4], 具有逐利性、自我积累性和责任性的特征[5], 主要受生产效率和经济效益的驱动, 但是又呈现出一些非经济性的规律, 受自主决策权、信息度和政府行为制约[6]。因此, 研究农户对技术的选择偏好和补偿意愿有利于减轻实践中节水技术施行的阻力, 制定具有针对性的区域农业节水的发展与应用策略。

黑龙江省是我国的“最大粮仓”, 但水资源相对匮乏, 且时空分布不均, 东部多、西部少、山区多、平原少;6~9月降水量占全年降水量的60%~80%, 旱灾频繁发生。另一方面节水农业发展较晚, 水平相对落后, 高效节水灌溉仅占旱田的10%, 具有很大的发展空间。因此, 选取在土地利用、产量水平及用水状况等方面具有一定代表性的通河县和依兰县作为调研对象, 研究黑龙江省基层农户的节水行为与补偿意愿, 旨在为建设“节水型”农业及制定相关政策提供参考。

1 调研区域与研究方法

1.1 调研区域状况

通河县位于松嫩平原灌溉区东部, 人口较少、资源丰富, 农业生产以“稻、牧、林、药”四大产业为主, 县内拥有耕地12万hm2, 其中水田8万hm2, 主要种植作物为水稻, 2010年粮食总产突破6.45亿kg, 其中水稻产量突破5.5亿kg。节水灌溉技术推广面积约2万hm2, 其中水田节水灌溉面积约1.3万hm2。依兰县位于三江平原灌溉区西部, 全县总耕地面积20万hm2, 主要种植玉米、大豆、水稻及小麦等作物。旱田节水灌溉面积约1.2万hm2。

1.2 调研对象

调研时间为2012年, 调查对象均非外来项目合作者与科技先进户, 以务农为主, 但80%以上的家庭中有出外打工的成员。共调查65户基层农民 (通河县28户、依兰县37户) , 其中种玉米的30户, 种水稻的25户, 种大豆的9户, 种向日葵的1户。通河县被调研农户人均耕地0.6hm2, 为水田;依兰县被调研农户人均耕地0.7hm2, 其中水田0.07hm2。

1.3 调研方法

结合文献资源调查, 采用问卷调查与半结构式访谈方法, 重点调查农户的农业灌溉现状、节水技术采用取向与补偿意愿。共发放问卷70份, 回收有效问卷65份。

2 调查结果与分析

2.1 农户的节水认识分析

2.1.1 节水意识落后, 节水观念淡薄

从调查结果可知, 49.23%的农户听说过或采用过节水农业或节水技术, 部分人表示只是听说过, 但从未使用过除地表软管输水之外的任何节水技术;12.31%的农户表示没有听说过节水农业;38.46%的农户表示不关心节水农业或技术的信息, 这说明当地大部分农户节水意识比较落后 (见图1) 。另外, 由于相关部门宣传力度不够, 同时受小农户经营规模限制, 大部分农户节水观念表现淡薄, 表示未考虑采用节水技术, 极少数农户表示知道一些信息, 但认为节水技术费用贵, 实施要求高, 没有必要采用。基本所有农户仅考虑干旱年减产问题, 但未把水资源短缺和调控作为主要思考方向, 普遍认为“大水大肥”就能得到高产。

2.1.2 农民节水认识影响因素分析

由调查结果可知, 农户节水认识水平主要取决于4个因素: (1) 农户受教育程度与对外交流机会。受教育程度相对较高, 或对外进行生产交流次数多的农户, 接触新技术的机会较多, 对节水技术的关心程度也相对较高。调研对象受教育程度普遍较低, 以接受初、高中和职业教育为主, 因而普遍表现出淡薄的节水意识; (2) 灌溉费用。灌溉费用作为投入项, 如果在总投入中所占比例较高, 那么出于经济效益考虑, 农民会自觉提高节水意识, 重视节水技术的采用, 反之亦然。研究区水费价格低廉, 在投入中所占比例仅为2.86%~8.33%, 因而农民极易忽视节水的作用, 难免造成水资源的浪费。调查中也证实, 部分需要缴纳提水费的农户, 对节水的关心度更高些; (3) 种植作物种类。所种的作物如果经济价值高, 耗水较多, 技术要求较高, 农户接触相关技术书籍和技术人员的机会增多, 对节水技术的关心度和接受程度也会提升。研究区作物年均灌水量排序为水稻>向日葵>大豆>玉米, 种植作物的差异导致农户间灌溉量差异较大, 灌溉量最大的农户比灌溉量最少的农户多用水26.79%。如果灌水费用提高, 种植水稻的农户对节水的关注度和对此表现出的积极性将普遍高于种植其它作物的农户; (4) 外界宣传力度。如果宣传力度大, 在耳濡目染的环境下, 农户会自觉提高节水意识, 主动采取节水措施, 但所调研区域为未接受外来项目合作者与科技先进户, 有关节水知识的获取途径不够丰富, 因而节水意识普遍不够强烈, 而接触过相关节水宣传的农户, 对节水技术的认知水平相对较高。

2.2 农户节水行为分析

2.2.1 农户节水技术采用现状

近年来, 黑龙江省陆续进行节水农业推广, 取得了显著的经济效益和社会效益。普遍使用的节水技术包括点灌、喷灌、微灌、管灌、坐水种、覆膜保蓄水技术、秋季深松蓄水保墒技术以及化学抗旱保水剂等, 涵盖工程技术、农艺技术和化学技术等。但受访农民没有参加过外来项目, 采用的节水技术较为简易普通。在调查中发现 (见表2) , 90.77%的农户采用覆膜保蓄水技术;81.54%的农户采用管灌, 也就是地表软管输水灌溉技术;38.46%的农户采用坐水种技术;23.08%的农户采用秋季深松蓄水保墒技术;另有1.54%的农户采用过点灌技术。从调研结果看, 工程节水技术在普通农户中利用率极低, 农艺节水技术则利用率高。

不同农户的节水技术采用率也与其栽种的作物有关。旱作种植的玉米和大豆等种植户节水技术采用率更高, 主要是农艺节水技术, 包括覆膜保蓄水技术、地表软管灌溉技术、坐水种技术和秋季深松蓄水保墒技术等。水田种植的主栽作物水稻节水技术采用率较低, 且也主要为农艺节水技术, 包括地表软管灌溉技术、覆膜保蓄水技术及秋季深松蓄水保墒技术等, 效果更好的工程节水技术仍有较大推广潜力。

从调研中可知, 目前应用最普遍、推广效果最好的节水技术为地表软管输水灌溉技术, 95%以上的农户表示采用该技术的原因是其便捷、省工、便宜。另外, 大约55%的农户表示如果技术简易、费用低、效果好, 则愿意采用节水技术;持观望态度的农户则占35%, 其余农户则明确表示不愿意采用任何其它节水技术。值得注意的是, 所有采用半结构式面谈的农户, 在听取了调查人员的询问与解释后, 全部表现出了不同程度的对节水技术的兴趣, 表示如果技术简便易行, 节本省工, 则愿意采用, 因此, 说明调研区的节水宣传有待加强。

2.2.2 农户节水技术的采用原因分析

调查结果表明, 采用当前节水技术进行种植的原因主要有4种: (1) 目前技术节本省工省力, 符合家庭实际, 占33.85%; (2) 新技术投入太高, 作为普通农户无法承担, 退居其次选择当前技术的占30.77%; (3) 不知道其它技术, 占20.00%; (4) 没想过用其它技术, 占15.38%。可见农户在主观上对节水技术认识不够, 在客观上也不存在促进节水技术应用的助力。而调研结果显示的农艺节水技术的推广利用率明显高于工程节水技术, 这是因为农艺技术投入极低, 简便易操作, 增产效果也很明显, 而工程技术所需投入较高, 农户无法承担, 这也说明节水农业的发展更需要政府的大力支持和投入。

2.2.3 调研区农户对节水技术和节水组织的需求分析

调查中农户表达的对节水技术的要求主要有两点:第一, 节本增效, 省工省力, 投入低, 但需带来明显的经济效益;第二, 高效实用, 操作简便, 必须符合当地的生产实际。最好简便易携, 操作不复杂, 灌溉面积大, 能解放劳动力。总体来说绝大部分农户采用节水技术是为解放劳动力, 减少灌溉费用。部分农户表示如果有人带头用, 效果好, 自己一定会采用。对于具体的节水技术类别, 不同种植作物农户表现出了明显的需求差异 (见表3) , 83.08%的农户重视抗旱增产良种等生物技术的采用;61.54%的农户认为农艺类节水技术更容易接受;12.31%的农户认为工程节水技术更能满足需要;没有农户认为有进行化学抗旱技术的必要。值得一提的是, 认为工程技术重要的农户绝大部分是水稻种植户, 他们认为灌溉费用较高, 也比较费工, 对喷灌、微灌等节水工程技术有一定需求。另外, 调查表明, 农户学习节水技术最直接的途径是向技术员、亲朋好友、科技示范户等学习, 表达出对有组织的技术培训的需求。

在调查中可知, 很多农户不同程度的表达了对农户节水组织的需求, 认为一些高新节水技术是由于无人组织才没有起到良好的推广作用, 并希望能建立自由参与、组织形式多样、职能丰富的农民组织, 以从中得到经营或节水的指导。从表4中可以看出, 50.77%的农户表示愿意参加自由农民组织;35.38%的农户表示不关心;仅13.85%的农户表示绝对不参加, 这种需求需要政府在适当时机进行正确引导。

2.3 调研区农户补偿意愿分析

调查结果表明, 在面对政府引导或补偿时, 81.54%的农户表示愿意接受, 并听从安排采用节水技术, 仅有18.46%的农户表示不愿意接受 (见表5) , 但不同种植户对补偿金额的要求有一定差异。95.38%的农户表示300元hm-2以内的补偿太少, 如果技术要求高, 不愿意接受;13.85%的农户表示, 300~750元hm-2的补助可以接受;44.62%的农户表示750~1 500元hm-2的补偿合理, 愿意参与相关节水培训, 采用各项新技术;18.46%的农户认为节水技术太麻烦, 补偿必须超过1 500元hm-2才考虑接受。

3 调研区节水农业发展建议

3.1 推广多项实用高效的节水技术

应依靠科技进步, 因地制宜, 推广节本增效、易管理的节水措施。可优先选择的节水技术有:第一, 引进或选育抗旱、耗水低、优质、高产的作物品种;第二, 加强灌溉管理, 降低灌溉定额, 尤其推行水稻浅灌等技术;第三, 建立节水农艺综合技术体系, 采取不同节水农艺措施, 形成农业水资源高效利用的技术体系, 推广坐水种、覆膜、深松蓄水及集雨农业等技术;第四, 加大投入, 推广节水灌溉技术和设施, 集约高效利用水资源, 改进灌溉方式, 发展喷灌和微灌等节水灌溉技术。

3.2 制定区域节水开发战略, 建设节水型农业

作为北方粮食主产区, 黑龙江省应格外重视节水农业, 以提高灌溉水利用率为核心, 加强灌区配套与节水改造, 根据水资源承载能力逐步调整优化农业种植结构。对于产粮大县, 应建设高标准基本农田, 加快实施水利设施的建设与改造, 推进抗旱应急水源工程建设, 推广高效节水灌溉措施, 扩大高产稳产、旱涝保收农田面积。

通河县和依兰县所在的松嫩平原灌溉区和三江平原区, 水热条件适中, 地下水可开采量较为丰富。通河县可适当发展井灌旱田作物、经济作物和牧草等, 在部分水稻面积饱和的区域, 应以巩固并提高单位面积产量为主。依兰县应控制耗水较多的井灌水稻种植面积, 在靠近河流的地区, 充分利用过境水量和地表水资源量发展水稻灌溉。

3.3 优化水资源配置, 形成科学合理的水价杠杆

推进农业水价综合改革, 形成科学合理的水价体系, 发挥水价杠杆调节作用, 是推行节水农业的关键。调研中发现, 调研区水资源管理水平低, 水权制度还远未建立完善, 水价的杠杆作用未得到实质性发挥。在访谈中大部分农户表示水价提高20%~30%仍能接受, 但如果提高50%以上, 会考虑减少灌溉定额。因此, 若能适当提高农业水资源费用, 将对发展节水农业有较大的推动作用, 但需要考虑对农民收入产生的影响, 出台合理的补偿措施[7]。

3.4 启动补偿机制, 推动节水农业快速发展

可以通过形式多样的补贴政策, 支持和激励农民采用节水技术, 提高用水效率, 减少水资源浪费。根据不同节水技术自身的应用特点和成效, 针对性推广应用高效节水技术, 并建立相应的补偿机制。对水稻及玉米等优势作物, 尤其是水稻等耗水量较大的作物, 可由政府设立专项, 负责解决大型水利设施的建设或材料的供给, 农户负担田间管带等一次性材料的费用, 并对优先采用综合节水技术的农户补偿部分费用。

3.5 加大宣传力度, 发挥政府部门的积极作用

节水农业的发展需要依靠政府积极作用的发挥, 农民节水意识的提高、农业灌溉设施的更新改造和维护发展等行为都离不开政府的统筹规划与调控。因此, 首先, 需要由政府与科研机构合作进行农民培训, 加强节水宣传;其次, 由政府组织, 集成企业等力量, 加大节水资金投入力度与节水设施建设力度;再次, 通过立法规章和行政命令等为节水农业搭建制度平台;最后, 适当引导农民建立节水组织。

参考文献

[1]韩青, 谭向勇.农户灌溉技术选择的影响因素分析[J].中国农村经济, 2004 (1) :63-69.

[2]翟文侠, 黄贤金.农户水土保持行为机理:研究进展与分析框架[J].水土保持研究, 2005, 12 (6) :108-112.

[3]阎文圣, 肖焰恒.中国农业技术应用的宏观取向与农户技术采用行为诱导[J].中国人口·资源与环境, 2002, 12 (3) :27-31.

[4]雷波.政府干预与市场行为对实现节水农业的作用[J].节水灌溉, 2004 (2) :36-38.

[5]巨荣良.农户农业投入的行为特征及对策[J].经济问题, 1995 (7) :17-18.

[6]林海.农民经济行为的特点及决策机制分析[J].理论导刊, 2003 (4) :28-30.

农户意愿 第10篇

关键词：土地流转合作社,参与意愿,Logit模型,影响因素

一、引言

在家庭经营基础上,农户土地以入股、出租、委托代耕等形式流转给农民合作社统一经营,或者以合作社为流转中介重新整合,把零星分散土地聚集在一起,优化配置土地资源,有效地提高了土地利用效率,并获得土地产出和土地流转双重收益。这既解决了农村劳动力转移与承包土地之间的矛盾,又优化了土地资源的综合配置,进一步提高农业生产经营的规模化发展,进而促进农村社会经济发展和农民收入增加。

近年来,许多学者对土地流转合作社进行了研究,其中以案例研究居多。苑鹏等(2011)以四川省彭州某土地流转合作社的实践为例进行了研究。李忠旭等(2010)以辽宁省北票市志忠甜瓜专业合作社为例对蔬菜专业合作社土地流转情况进行了研究,认为土地流转合作社是发展设施蔬菜产业的有效形式。季玉福(2012)认为土地流转合作社是近几年农村出现的一新生事物,是土地股份合作形式与农民专业合作经济组织相结合的产物。陈进等(2008) 对安徽省肥西县木兰村土地流转进行了研究,并指出农村土地流转合作社可以很好解决外出务工与种田的矛盾。林军等(2010)以山东省为例对土地流转合作社有关法律问题进行了研究。楼栋等(2013)对河北省三家土地流转合作社进行了调查研究,并对其发展、运行情况及功能进行分析。杨茂君(2009) 对蓬溪县天宫堂农村土地流转合作社进行了案例研究。马江波(2013)分析云南昭通苹果业发展状况,指出建立土地流转合作社是促进产业发展的必要措施。

本研究以辽宁省内具有土地流转性质的合作社作为调研对象,通过对农户加入的意愿以及影响因素进行研究,进一步了解辽宁省土地流转合作社发展的情况,对其规范化的建立和发展具有重要意义。

二、数据来源及样本特征描述

(一)数据来源

本研究的数据是本课题组于2013年11月以调查问卷的方式通过实地调研获取的,调研地点为辽南地区的台安县,辽西地区的北票县、朝阳县,辽中地区的辽中县,以及来自辽宁省各地的沈阳农业大学农民培训班学员 (重点倾向于辽北与辽东地区)。本次调研共发放问卷518份,收回有效问卷503份,有效率93.1%。被调查农户中已加入土地流转合作社(仅限于有土地流转的合作社)的农户253户,没有加入的250户。

(二)样本特征描述

本研究主要从农户个体与家庭特征、农户对土地流转合作社的认知程度、土地流转合作社外部政策扶持、农户土地流转情况等方面进行描述性分析。其中,农户个体与家庭特征见表1。

农户认知程度是指农民对土地流转合作社的规章制度、组织机构、运营模式、政策了解等的知晓程度。从对调研数据分析可知,超过12.8%农户对土地流转合作社根本不了解,有43.3%农户反映仅听过但不了解,很了解的农户仅占4.9%,这侧面反映出农户目前对土地流转合作社熟知度处于盲目的初级阶段,大部分对它都持观望态度。

外部特征主要是指政府相关政策。政府对合作社的支持主要是从宏观角度给予的政策扶持,如补贴和贷款、农业技术引进培训、生产资料市场以及农产品流通市场规范化发展等,为合作社发展提供良好的外部发展环境。从调查数据看,有53%的农户表示不了解,而相对了解(有点了解、比较了解、很了解)的仅占22%,25%的农户根本不知道。说明当地政府对于土地流转合作社政策支持程度低,大多数农户对政府扶持合作社的政策不了解或根本不知道。

在实地调研中503份问卷中,共有278户进行土地流转情况(见表2),该地区土地流转超过一半。在这些流转土地的被调查者中,超过60%的农户有加入土地流转合作社的意愿,表明农户土地流转规模增加的同时希望加入相关的合作组织,使土地连片经营,提高土地利用率,追求更高的效益。

三、研究假设

1.农户自身特征。

(1)农户个体特征:本文认为农户年龄、受教育程度的不同可能会影响他们的参与意愿。年龄越大,其劳动能力越弱,参与土地流转合作社的积极性就越大。受教育程度越高的农户对其了解程度和接受能力相对越高,其参与的积极性应高于受教育程度低的农户。

(2)农户是否担任干部:在被调查者中曾担任干部或家庭成员曾担任干部的农户,更倾向于加入土地流转合作社。一方面,担任干部者可能比普通群众文化素质高,接受和理解能力较强;另一方面,可以了解相关政策,觉悟相对普通群众高,组织性要强,多数人会成为合作社的重要成员。

2.农户家庭特征。

(1)农户收入:据相关研究,农户的收入构成中,非农收入占比较多。当劳动力非农化以后,其土地更愿意流转出去,但流转对象并不确定,而收入低的专业或兼业农户却更希望通过加入土地流转合作社来增加收入。因此,一般认为,收入水平越低,其加入合作社的意愿就越强烈。

(2)劳动力比重:指农民家庭从事农业生产的劳动力人数占家庭总劳动力人数的百分比。一般而言,从事农业生产劳动力的人数越少,兼业化程度越高,农户更希望能够加入合作社而寻求一定的帮助。

(3)土地经营面积:对于从事种植业的农户来说,土地经营面积决定了从事农业生产经营规模的大小。一般的,经营管理规模较大的农户要在资本、技术、销售等方面比规模经营小的农户承担的风险要大,使得土地经营面积越大的农户对加入土地流转合作社可能具有更积极的态度。

3.农户的认知程度。

这个因素包括对合作社的运营制度、组织机构和有关政策的了解程度等。从理论上讲,如果农户更多的了解合作社制度和相关政策,更理解合作社存在的不足之处,就越有可能参与土地流转合作社,即农户的认知程度与合作社的参与意愿正相关。

4.外部特征。

外部特征主要是指政府的支持。对于合作社的政府支持,主要体现在宏观角度给予支持和承诺,如农产品市场流通、生产资料市场、农业技术培训等方面,为农业合作社的发展创造良好的发展氛围。政府支持力度越大,合作社发展的运行成本就可能越小,农户的参与成本相应减少,其参与的积极性会相应提高。同时,政府的大力支持,更好的宣传,也有利于增加农户的合作意识。因此,政府支持和农民参与意愿是正相关的。

5.土地流转情况。

(1)土地流转价格:从微观角度考虑,农民与土地流转合作社通过流转收益分配获得现期收益。从本质上,可将这类收益看作地租。农户将土地以合理的价格流转给合作社获得物质性收益,对增加农户收入有促进作用。因此,土地流转价格对于农户加入土地流转合作社具有积极性。

(2)土地流转方式:现有的土地流转形式包括出租、转包、代耕、股份合作、转让、交换、抵押等,其中有些流转方式缺乏政策与法律的规范,使得土地流转具有一定风险性,其收益也有所不同。另外,农户各自的实际需求也使得他们选择不同的流转形式。因此,风险小、收益高、操作简单的流转方式更吸引农户参与。

(3)土地流转面积:农户自愿把零散、不容易发挥土地效益的承包土地集中起来,将承包土地经营权流转给土地流转合作社。其流转的土地可以从事农业生产和经营,优化土地,整合资源,全面提高土地利用效率和效益,流转的土地面积越大,获得的收益就越大,一定程度上吸引农户加入土地流转合作社。

四、实证分析

(一)模型建立

本研究结果有两种情况,即参加与不参加,这就要求建立的模型取值范围在[0,1]之间。由于被解释变量是离散的二值变量,因此选择二元Logit回归模型,对解释变量进行回归处理。二元Logit回归模型为:

其中,Pi表示受访者愿意加入土地流转合作社的概率,Xij为影响因素即自变量,βj表示自变量的回归系数,m表示自变量个数,α为截距,μ为随机扰动项。本文所建立Logit模型的具体形式如下:

其中,P表示农户选择加入土地流转合作社的概率,Xi表示影响农户参加土地流转合作社的各个影响因素,本文选取11个因素,即农户年龄(X1)、受教育程度(X2)、劳动力比重(X3)、是否担任干部(X4)、2012年家庭总收入(X5)、土地经营面积(X6)、土地流转面积(X7)、土地流转价格(X8)、对土地流转合作社了解(X9)、政府支持力度(X10)、土地流转方式是否影响加入意愿(X11)。

模型建立后,需要判断模型拟合的优劣。常用的检测方法有Hosmer和Lemeshow卡方统计量。

(二)变量选取

本研究对影响农户参与土地流转合作社意愿的因素做如下解释和预期,如表3所示。

(三)模型估计结果

对503份有效农户问卷运用SPSS17.0统计软件进行Logit模型拟合,结果见表4。

注:*、**、*** 分别表示显著水平为 10%、5%、1%。

在模型结果中,自变量的Wald值越大或者Sig值越小,该解释变量的显著性越强。模型卡方检验的Sig值为0.000,说明模型显著性较好;HosmerLemeshow检验的Sig值为0.198,大于0.05的显著水平,拟合优度较好。

对回归结果进行分析可得,有6个变量进入最终回归模型。说明农户受教育程度、对土地流转合作社认知程度、劳动力比重、土地流转面积、土地流转最低价格及土地流转方式对农户加入土地流转合作社的意愿有显著影响,而其他变量如农户的年龄、土地经营面积、是否担任干部、政府支持力度及家庭总收入因素由于没有通过的显著性检验而未进入最终模型。

(四)Logit 回归结果分析

1.农户受教育程度是在5%的水平上显著。

受教育程度在5%的水平上显著,且回归系数为0.385,这表明其对加入土地流转合作社意愿有正向影响。结果说明文化水平较高的农户,知识面比较广、理解能力比较好、接受新事物速度比较快,所以这类人群更倾向加入土地流转合作社。

2.农户认知程度在10%的水平上显著。

农户的认知程度回归系数为0.583,表明对参与意愿的影响是正向的。农户对合作社运转制度、组织机构和相关政策越了解,越能提高认识、加深理解,越希望加入其中,以便享受各项服务,可以获得更多的益处,这和预期是一致的。

3.劳动力比重在5%的水平上显著。

劳动力比重的回归系数为负,说明从事农业劳动力的比重越小,即外出打工的人数比重越多,越容易造成家庭承包地长期撂荒或土地低效益等问题,所以这类家庭的人群更希望加入土地流转合作社,既可以管理土地又能获得稳定的农地产出。

4.土地流转面积在1%的水平上显著。

土地流转面积的回归系数为0.789,且影响方向为正,说明农户对于土地流转面积扩大、流转规模化、土地连片生产的需求强烈,其参与土地流转合作社的意愿增加,同预期分析的内容是一致的。

5.土地流转方式在1%的水平上显著。

土地流转方式的回归系数为正向的,表明其与加入土地流转合作社的意愿有显著的正向影响。说明农户认为土地流转方式的选择对入社意愿影响比较大,流转方式越合理,越易于被农户接受,这个结果与预期结果是一致的。

6. 土地流转价格和入社意愿有很明显的关联性,统计检验在1%的水平上显著。

这表明农户比较看重土地流转的价格,流转的价格越高,农户获得的土地租金收益越多,其参与热情越高涨积极,这与预期结果一致。

另外,土地经营面积未通过统计检验,说明经营规模对农户是否加入土地流转合作社影响不大。在经营方式的选择上,农户家庭经营、家庭农场、大户、工商企业等各种经营主体并存,农户将有更大的选择空间。从外部环境角度分析,政府支持力度理论上是显著的,因为合作社多为农户之间自愿联合的组织,离不开政府的扶持。但这里没有通过检验,也说明政府的扶持力度有待提高。

五、对策建议

(一)增强宣传,提升农民的认知水平

本研究实证分析结果表明,农户对土地流转合作社的认知程度是影响其是否入社的重要因素。一方面,要对农户加强引导,利用各种手段进行宣传,强化认识程度;另一方面,需要政府加大支持力度积极宣传对合作社的扶持政策,吸引更多的农户参与合作社,增加收入。

(二)加大农村教育投入,为合作社提供人才

本研究认为,文化水平的高低对农户参与的意向有着重要的影响,所以农户素质关系到合作社的发展。政府要加大农村教育投入,采取灵活多样方式开展培训活动,提升农户文化素质。同时,帮助合作社建立内部教育,引导社员不断学习合作社章程,熟悉合作社的运营制度,提升社员的认同感和积极性,从而提升他们的满意度,进而吸引更多的非社员加入。

(三)建立农村土地流转市场,搭建平台

本研究结果说明,土地流转面积对农户参与其中有积极的作用,流转价格与流转方式也直接影响着农户的参与意愿。随着农村经济的快速增长,土地流转规模化逐步加大,建立农村土地流转市场的条件已日益成熟,因此建立农村土地流转市场,规范交易场所,保证流转过程的安全性、程序的规范化,保障农民、合作社等多方的权益。

(四)提升服务质量,引导规范化建设