基于Probit模型的农地托管意愿影响因素研究

2018-09-04涂金杰

新疆农垦经济 2018年8期

涂金杰

（安徽大学经济学院，安徽合肥 230601）

一、引言

“农地托管”最早在2014年中共中央办公厅、国务院办公厅印发的61号文件中提出并推广。同年1月19日，中共中央、国务院印发了《关于全面深化农村改革加快推进农业现代化的若干意见》，确定2014年以及今后一个时期，要深化农村农地制度改革，要解决好“地怎么种”为导向加快构建新型农业经营体系。“农地托管”，顾名思义就是委托别人代为经营和管理农地，是指不愿意耕种或无能力耕种的农民将自营耕地的部分或全部事项委托给专业合作社或者托管公司代为经营和管理的一种社会化服务形式。农地托管作为一项创新型的农地经营模式，是在坚持家庭联产承包责任制不变、农民农地使用权不变、农民经营主体地位不变、农民投入主体不变、农民受益主体不变的前提下，由受托方以专业合作社、企业等形式接受农民委托，对其农田实行统一管理的一种农业社会化服务形式或经营托管形式［1］。

对于农地托管，学者们主要从制度理论与实践两个视角对其进行了探讨。如王竞佼等［2］从农村农地托管制度的产生背景、制度现状、主要特点、制度实施条件等角度出发对农村农地托管制度进行了深入挖掘，认为农地使用两极分化以及农地流转组织化程度低是农地托管制度产生的主要因素，而农地使用两极分化主要是由于农业的弱质性（一方面导致农业劳动力过剩而向其他产业转移，导致部分农地没有人耕种；另一方面因为自有耕地比较少，导致部分想在农村农地上形成规模经营的农户无法实现一定规模的经营，两种因素共同作用，形成了在农地使用上出现两极分化的现象）；他们还认为农地托管的本质可以分为两种，以制度性质分析的属于委托经营，以产权托管和经营托管分析的属于经营托管。另外，杨洁等［3］基于SWOT模型分析认为，农地托管的资金投入与农地规模成正比关系，所以农地托管的规模经营面积有一个适度标准，而对适度标准的把握目前尚在探索期，还未有较为成熟的结论。除此之外，有学者从农户增收视角分析认为，农民兼业化程度的提高，使得农民对农地的态度越为灵活，农民兼业化程度以及非农就业可得性为农地托管的发展能起到促进作用［4］。李丹［5］基于江西省水稻种植的经验数据，从风险偏好与经营收益两方面对农户农地托管行为做了研究，得出的结论是：在农地托管模式下，农户在保留经营收益权的同时承担了一定风险，风险偏好程度越高的农户越有可能选择农地托管模式。常伟［6］结合安徽省农地托管实践，分析认为农地托管符合农村现代化发展趋势以及农民对现实生活的需求，对粮食增产、农民增收和农地规模经营具有促进作用。张霄鹏等［7］认为宝丰县金牛种植专业合作社实施的农地托管带来了积极效果，这一新型社会化服务模式的实施拉伸了产业链条、增加了产业附加值。李金超［8］以河南濮阳市供销合作社为研究对象，分析认为农地托管积极推动了供销合作社的改革，有利于实现供销合作社的多元化发展。

现有文献大多是基于特定的农地托管服务组织，并在此基础上对农地托管中的现象、参与行为以及成效等问题进行理论分析的，而基于农户微观视角对农民参与农地托管的意愿的影响因素进行实证分析的文章较少。本文拟运用课题组在2017年8月份参与的农地托管实地调查的数据，来实证探究农地托管意愿的影响因素，并针对相关结论提出政策建议，促进农地尽早实现规模化、集约化经营。

二、数据来源与样本特征

（一）数据来源

本文数据来源于安徽大学农村改革与经济社会发展研究院于2017年8月份在安徽省蒙城县、涡阳县和山东省莘县、昌乐县农村实地调查获得的第一手资料。安徽省和山东省是我国粮食生产大省，近几年在农地托管方面做得较好，可以作为示范区。因此，选择这两个省具有良好的代表性。调研和数据采集采取随机抽样方法，此次调研共收回问卷585份，剔除无效问卷获得有效问卷530份，问卷有效率为90.60%。

（二）变量选取

1.因变量。本文因变量为农地托管意愿，是一个二元离散型虚拟变量。因变量取值为“1”表示“农民愿意参与农地托管”，取值为“0”表示“农民不愿意参与农地托管”。

2.自变量。影响农民做出农地托管选择的因素，除了以往学者所总结的外，还可能与农民个人特征、家庭特征以及托管服务获取渠道有关（个人特征如性别、年龄、文化程度、政治地位，家庭特征如年收入和人均耕地面积，托管服务获取渠道如托管距离）。具体分析如下：农民兼业化程度以及非农就业可得性为农地托管的发展起到了促进作用［4］，而性别为男性、文化程度高又能促进农户兼业［9］。所以，性别与文化程度这些个人特征对农地托管意愿有可能具有间接的促进作用；年轻的农民由于身体较为健壮，一般都会外出务工希望获取高收益而倾向于参与农地托管，年长者却恰恰相反，而且年长的人对农地也有情感，更倾向于自营农地；当农民为党员，可能会带头实行农地托管，起到先锋模范作用；农民收入越高尤其是非农收入越高，使得农民更倾向于选择从事非农行业，从而更愿意托管农地；人均耕地面积比较大的情况下，需要付出更多的时间与精力对其进行田间管理，再加上较高的农业生产成本，农民还不如将农地托管；如果托管服务方距离农户耕地太远，托管服务不太方便的话，农民选择农地托管的可能性就大大降低。有学者认为家庭人口对农地托管意愿也可能具有约束作用［10］。本文将家庭人口纳入家庭特征中。根据上文思路，自变量选择农户个人特征、家庭特征以及托管服务获取渠道。其中，农户个人特征包括性别、年龄、文化程度和政治地位等变量，家庭特征包括年收入、人均耕地面积和家庭人口等变量，托管服务获取渠道包括托管距离变量。各变量具体含义及其赋值见表1。

表1 变量含义及赋值

（三）样本数据特征

本次课题组在安徽省和山东省四个县域实地调查收回的530份有效样本数据中自变量的特征如表2。由表2的样本数据特征可以看出，本次实地调查的受访人之中大部分都是男性，有421人，占总人数的79.43%，远远高于女性的比例20.57%。从文化程度来看，大部分受访人受教育程度为初中，有249人，占总样本的46.98%；大专以上的文凭很少，只有47人，占总人数的8.87%；小学和高中的人数比较接近，均占五分之一左右。受访人中党员占33.21%。大部分农民（259人）人均耕地为1～2亩，占到总人数的48.87%；其次是2亩以上的农地，一亩地以下的农民最少，不到五分之一的比例。另外，从托管距离中可以看出，大部分农民的托管方都在本村范围内，超过一半；其次就是“本乡镇其他村”，其比例占三分之一左右。

表2 样本数据特征

三、模型选择与实证分析

（一）模型选择

本文实证分析农民的农地托管意愿，因变量农地托管意愿是一个离散型的二元虚拟变量，其中，当因变量为“1”则意味农民愿意参与农地托管，为“0”则意味农民不愿意参与农地托管。而Probit模型是应用较为广泛的广义线性模型，最简单的Probit模型就是因变量是一个“0，1”变量的模型，故本文采用Probit模型来实证研究农地托管意愿。Probit模型的基本形式为：

（二）实证分析

运用stata13.0对所选取的变量进行Probit回归，由于有些变量的数量级比较大而有可能导致估计结果产生误差，为了避免这种情况的发生，本文先把数值很大的变量（如年收入）对数化后再进行回归，实证结果如表3所示。

表3 回归结果

由表3的回归结果可以看出，性别、年收入、人均耕地、家庭人口、托管距离等变量均显著影响农地托管意愿。各变量对农地托管意愿的具体影响如下：

1.性别。该变量对农民选择农地托管具有显著性影响，P值为0.018，通过了5%的显著性水平检验。性别变量符号为正，即男性更有可能选择农地托管。这是因为，男性作为家庭顶梁柱承担着更大的经济负担，为了获得更高的收入往往会选择外出从事非农行业工作，无暇顾及农村土地的生产经营状况，更愿意将土地托管给专业合作社或者土地托管公司。系数值为0.332，说明该变量改变一个单位，农民愿意参与农地托管与不愿意参与农地托管的概率比的对数变化值为0.332个单位。

2.年收入。该变量通过了5%的显著性检验（P值为0.021），且正向作用于农民的农地托管意愿。通过本次调研获取的样本发现，除农地经营规模较大的种粮大户外，农民家庭年收入的绝大部分来自于非农渠道。农民收入越高，尤其是非农收入越高时，越不会关注低收益的农业生产，而更倾向于从事非农行业工作，更愿意将农地生产经营的某些环节托管出去。

3.人均耕地。该变量正向影响农民的农地托管意愿，并且通过了5%的显著性检验（P值为0.033）。耕地作为一种生产要素，农户对其具有承包权和经营权。但随着家庭人均耕地面积的增加，农民从事农业生产需要投入的农机具成本、农资成本以及生产销售成本也会增加，此时将土地生产经营过程中的耕种、田间灌溉、收割等环节以外包的形式交给土地托管公司能够有效降低农业生产的投入成本。土地虽然被托管出去，但是它不同于土地流转，托管后的收益权仍归农民所有。即使人均耕地面积很大，相对于农民自己耕种土地投入更高的成本而言，农民作为理性人，在收益相同的情况下会选择成本最小化的土地托管方案，也愿意托管土地。

4.家庭人口。家庭人口数负向显著作用于农民的农地托管意愿，即随着家庭人口数量的增多，农民不愿意参与农地托管的可能性越大。一般情况下，农户家庭人口数量越多家庭经济负担就越重，为了养家糊口、支付起日常生活中的必要费用，家庭劳动力人口便会外出从事非农业以获得较高收入。但在外出务工期间，农民的非农收入获得具有不确定性，著名行为经济学家Kahneman和Tversky提出的前景理论认为大多数人在面临获得时是风险规避的，在非农收入不能确定性地满足家庭人口较多的家庭必要的生活开支时，农户倾向于保有土地而不选择托管。另一方面，家庭人口数量多往往是老人小孩较多，为了承担如此重的经济压力，农户家庭内部的中青年人会选择外出非农就业，留下老人照顾小孩，老人年迈体弱已无力顾及土地的生产经营，而外出务工的家庭成员往往都是春节才回乡，也无暇顾及农地琐事，他们更愿意将土地流转出去而不愿意托管，因为流转土地的同时还能获得一份收益。

5.托管距离。托管距离在1%的显著性水平下负向影响农民的农地托管意愿，即土地托管方距离农户耕地越远，农民选择托管的可能性越低。这是因为，当托管服务组织距离农民的耕地越远时，为了获得托管方提供的各项服务，农民需要支付更多的托管服务费用，费用的增加挫伤了农民参与农地托管的积极性，从而不愿意做出托管的决策。

（三）稳健性检验

所谓稳健性检验，是指通过改变一些参数来验证实证结果是否与之前结果相一致的一种检验方法，主要是为了考察评价方法和指标解释力度的强壮性。通常而言，如果在改变某些参数的设定后，变量的符号和显著性也发生了改变，那么就说明回归结果不具有稳健性，此时需要寻找问题之所在。常用的检验方法有区分样本、增加解释变量、增加回归方法等等，本文选择第一种方法进行验证。因本次调研地区在安徽省和山东省两省进行，故引入区域虚拟变量area，该值定义如下：

为了便于分析比较引入区域虚拟变量后模型回归结果的变化情况，把前文未加入area变量的模型记为模型Ⅰ，加入area变量后的模型记为模型Ⅱ，实证结果见表4。

表4 稳健性检验回归结果

表4回归结果显示，在引入区域虚拟变量area后，影响农民的农地托管意愿的变量仍然是性别、家庭年收入、人均耕地面积、家庭人口数和托管距离。仔细对比发现，人均耕地面积和托管距离的显著性水平有所减弱，家庭人口对应的显著性水平有所增强，但是变量回归结果仍为显著的，且各变量符号仍与前文回归结果一致。值得注意的是，引入的区域虚拟变量对农地托管意愿没有显著性影响，这可能是因为农地托管是近几年才被提出并推广的，大多数地方也才初见成效，短期内区域差异并不会对这种意愿形成影响。

综上所述，在区分样本后，各变量的符号与显著性不变，回归结果仍与前文相一致，稳健性检验有效。