基于SEM模型的农地规模经营意愿影响因素研究*——以江汉平原潜江市为例

聂 艳，向 萌，马泽玥，宋尚峰

(华中师范大学湖北经济与社会发展研究院/城市与环境科学学院，湖北武汉 430079)

0 引言

农地流转被认为是解决耕地撂荒及细碎化问题的一个有效措施，而农地规模经营则是提高农业技术效率的一个重要手段[1-4]。国外学者对农业规模经营的研究起步较早，最开始集中在生产要素的优化配置上，在农地适度规模经营模式选择上也有较多探索，随着农业经济学和农业生产函数的兴起，许多学者开始研究“适宜度”和农业经营规模和生产技术效率的耦合关系，研究证明了农地规模经营与农业技术效率存在正相关关系[5-7]。近几年来我国农地流转市场迅猛发展。数据显示， 1996年全国耕地流转仅有2.6%，到2010年流转比例增加到14.7%； 截止2016年底，耕地流转面积占到35.0%。作为农业大省和产粮大省的湖北， 2016年底耕地流转面积达108.87万hm2，其中适度规模经营面积超过60万hm2，新型农业经营主体超过16.4万个。但农地规模经营的影响因素错综复杂，许多学者通过普通农户角度研究发现农户经营行为受文化素质、地理位置、政策支持、农产品类型和价格、市场环境等众多因素影响[8-10]； 从农业经营主体切入分析的黄延廷发现，家庭农场经营情况受农地产权、农地流转情况、科技水平、文化程度等方面影响[11]； 有研究对比分析传统农业大省(湖北、安徽、黑龙江、山东)与经济发达地区(浙江、福建)的农地规模经营情况，发现制约因素主要包括农业基础条件、经济水平、科学技术、社会化服务组织健全程度以及政策是否完善等，发展程度不同的地区具有不同水平的农地规模经营条件[7-13]； 然而在集约化农区，农地规模经营影响因素范式提炼进而直接指导制定农地规模经营策略方面还有待深入研究。基于此，文章结合现有研究成果和田野调查数据，借助SEM建立农地规模经营意愿影响因素模型来分析农地规模经营的主要制约因素及贡献率，为新时代下农地规模经营健康发展和乡村振兴战略实施提供决策参考。

1 研究区概况

潜江市，湖北省省管县级市，地处江汉平原的腹地，汉江贯穿其北部。潜江以平原为主，地形起伏很小，海拔介于26～31m之间； 境内河网密布，土壤肥沃，耕地产量高。现辖7个办事处、10个镇、6个管理区(农场)、1个省级经济开发区(图1)，土地总面积1 993.14hm2，截止2018年底耕地面积1 223.76hm2，占比达61.40%。

潜江市围绕虾/稻主导产业，积极引导土地承包经营权有序流转，截止2017年12月底，农户家庭承包土地面积4.66万hm2，承包农户达13.49万户，土地流转率达50.3%，其中龙头企业、合作社等新型农业经营主体流转土地1.24万hm2，农户互换土地经营0.64万hm2，远超全国平均水平； 但从实际调查来看，存在农户的经营规模较小且农地分割情况比较明显等问题。

图1 研究区位置示意图

2 数据来源、变量选择和模型设定

2.1 数据来源

2017年5—7月课题组前往潜江市开展田野调查，调查对象包括政府部门、普通农户、各类农业经营主体(家庭农场/专业大户、农业专业合作社、龙头企业)、专业研究者，从多个视角诊断农地规模经营意愿的影响因素； 调查区域为潜江市竹根滩镇、熊口镇、后湖管理区的彭州村、沙子街村、庆丰村等16个自然村和关庙分场、前湖分场、流塘分场、天新分场4个农场。采用随机选取及典型调查相结合的方式，以问卷调查为主，访谈为辅的形式来开展样本数据采集。该次调查问卷内容涉及农户家庭基本信息、农地流转情况、农业生产条件、农业贷款和保险、消费性资产、农户乡土情结等情况； 共发放问卷190份，回收有效问卷176份，有效率为92.63%。

2.2 结构方程模型

结构方程模型(SEM)最早由瑞典科学家提出，它是一种融合了因子分析和路径分析两种统计技术的多元线性回归模型的拓展模型，它可以对模型中的潜在变量、观测变量等的交互关系进行检验和定量分析[14， 15]。SEM包括结构模型和测量模型两个基本模型。

测量模型通常表示为：

x=Λxξ+δ

(1)

y=Λyη+ε

(2)

式(1)、(2)中，ξ表示外生潜变量，η表示内生潜变量，x、y分别表示ξ、η的影响观测变量，Λx、Λy分别表示潜在变量与其观测变量的因子荷载系数矩阵，δ、ε为残差矩阵。

结构模型由一组线性结构方程式构成，不仅显示潜在变量之间的因果关系，也能解释说明因果效应以及未能解释的变化，结构模型通常表示为：

η=Βη+Γξ+ζ

(3)

式(3)中，ξ表示外生潜变量矩阵，η为内生潜变量矩阵，B、Γ分别表示内生和外生潜变量间的路径系数矩阵，ζ为测量误差。

2.3 变量选择与量表设计

一般情况下，有规模经营意愿的农户首先要进行农地流转，农户参与农地流转市场和规模经营意愿可能同时决定，理论上存在内生性问题。该文借助SEM探讨规模经营意愿影响因素时，将是否愿意流转农地和是否愿意扩大农地规模经营作为两种可选结果，共同影响农地规模经营意愿，因此没有对农地流转参与行为进行Probit模型回归检验并引入租入农地概率等土地流转概率变量。制度变迁理论指出，认知决定个体行为并影响个体间的协调关系； 农户作为认知主体，对农地规模经营意愿产生直接影响，同时生产经营条件、社会经济、人文政策等外部环境都会对农户认知产生影响。因此该文提出如下假说，农地生产经营、农业资源禀赋、农地流转束缚、农业环境特征、农户行为认知是显著影响农户的农地规模经营意愿认知，即5个潜在变量； 新技术新用具运用等19个指标直接影响农地生产经营等5个方面，是否愿意流转农地和是否愿意扩大农地规模经营作为2种可选结果，共同组成21个观测变量； 以此假说为基础构建集约化农区农地规模经营意愿影响因素的结构方程模型(表1)。结合前人研究成果和实验区问卷预调查的结果[8-13]，设计了农地规模经营流转意愿的21个题目，借鉴李克特5点量表，根据实验区的具体数据，确定各观测变量的指标取值(表1)。

表1 农地规模经营流转意愿的潜在变量中观察变量及其赋值情况

潜在变量观察变量赋值情况农地生产经营变量ξ1X1新技术新用具运用太少=1; 较少=2; 适中=3; 较多=4; 多=5X2技术培训太少=1; 较少=2; 适中=3; 较多=4; 多=5X3生产经营组织程度纯农型=1; 农为主型=2; 非农为主型=3; 非农型=4X4投入回报率非常小=1; 小=2; 一般=3; 大=4; 非常大=5X5产品销售渠道自售=1; 收购商销售=2; 集体统一销售=3; 农业合作组织销售=4; 网络销售=5农业资源禀赋变量ξ2X6距城镇距离很远=1; 远=2; 一般=3; 近=4; 很近=5X7交通通达度很不便利=1; 不便利=2; 一般=3; 方便=4; 很方便=5X8农村公路级别乡村小路=1; 乡镇小路=2; 县道=3; 省道=4; 国道=5农地流转约束变量ξ3X9生产经营面积太小=1; 较小=2; 适中=3; 较大=4; 大=5X10地块数量太多=1; 较多=2; 适中=3; 较少=4; 少=5X11流转租金非常低=1; 低=2; 一般=3; 高=4; 非常高=5农业环境特征变量ξ4X12贷款难易度非常不容易=1; 不容易=2; 一般=3; 容易=4; 非常容易=5X13农业基础设施非常差=1; 差=2; 适中=3; 好=4; 非常好=5X14医疗保险保障非常差=1; 差=2; 适中=3; 好=4; 非常好=5X15农业生产环境非常差=1; 差=2; 适中=3; 好=4; 非常好=5农户行为认知变量ξ5X16农地规模经营满意度非常不满意=1; 不满意=2; 一般=3; 满意=4; 很满意=5X17农地经营风险认知非常小=1; 小=2; 一般=3; 大=4; 非常大=5X18农业土地政策了解没有听说=1; 听过不了解=2; 听过=3,了解=4; 非常了解=5X19社会地位认知非常低=1; 低=2; 一般=3; 高=4; 非常高=5Y1农户是否愿意农地规模经营不愿意=0; 愿意=1Y2是否有农地流转的意愿不愿意=0; 愿意=1

2.4 模型设定

该文目的在于分析哪些是影响农地规模经营意愿的关键因素，由于不同调查区域对象存在规模户和不是规模户两种二分类变量，变量取值为0和1，因此选择Tobit回归模型，模型具体设定为：

PS*=α0+αPMPM+αRERE+αCRCR+αECEC+αBCBC+ε

(4)

(5)

式(4)、(5)中，PS*为观测不到的变量，PS为被解释变量，PM、RE、CR、EC和BC分别代表农地生产经营、农业资源禀赋、农地流转束缚、农业环境特征、农户行为认知5个解释变量，α0为常数项，αPM、αRE、αCR、αEC和αBC为各变量对应的估计系数，ε为残差项。

3 结果分析与讨论

3.1 样本检验

3.1.1 样本信度检验

信度(可靠性)检验主要考察各变量内容的信度以及稳定性。借助SPSS，对回收有效问卷的21个观测变量进行Cronbach′s apalpha(α)检验，结果显示Cronbach′s apalpha(α)和基于标准化项的Cronbach′s apalpha(α)分别为0.907和0.916，均大于0.9，属于信度非常高的状态； 5个潜在变量中农业环境特征的Cronbach′s apalpha(α)最低，为0.849(大于0.7)，属于信度高的级别； 表明样本数据信度高，可进行结构方程模型分析。

3.1.2 样本效度检验

主要检验假设的具体观测变量是否具有效度。首先对样本数据进行KMO测度和Bartlett检测，以检测数据是否适用因子分析方法，结果表明总体KMO值为0.881， 5个潜在变量中农地流转约束KMO值最低，为0.736，均大于0.7，表明变量之间的相关性能被其他变量解释； Bartlett球形度检测的F值均为0.000，拒绝零假设，表明数据来自正态分布总体； 检验结果表明样本数据适合进行因子分析。为进一步明确潜在变量和观测变量之间的假设关系，通过对样本数据的因子进行主成分提取，前5个因子累计方差贡献率达到75.124%，且特征值均大于1； 对5个主成份进行因子荷载分析得到旋转后的因子荷载阵，结果显示每个因子所包含的指标问题都落在问卷中的5个维度的自变量中，表明农地规模经营影响因素关联量表的因子结构合理。

3.1.3 样本稳健性检验

出于对检验结果稳健性的考虑，采用STATA对样本数据进行Tobit模型估计，得到各变量的回归系数和稳健标准误。结果显示判定系数(P seudo R2)为0.280，似然比检验的卡方值(LR chi2)为40.92，显著性检验值为0.01，说明模型整体稳健。在影响农地规模经营意愿的因素中，新技术运用、交通通达度、生产经营面积和投入回报率在1%水平上显著，其他指标均在5%水平显著； 同时地块数量、流转租金变量的系数为负，表明农地地块数量越多、土地租金越高，不利于农地规模经营，与理论预期一致，其他指标的系数为正，表明它们能够助推农地流转和规模经营，促进规模经营稳健发展，这些结论与经验相符。

3.2 SEM模型识别与拟合

搭建测量模型和结构模型后，需要对SEM模型进行识别，常用t法则来判断模型整体识别性，SEM可识别的必要条件是：t≤(m+n)(m+n+1)/2，其中，m+n为总观测变量，t为自由估计参数个数。文中农地规模经营意愿影响因素的结构方程模型中，共有5个潜在变量， 19个外生观测变量和2个内生观测变量， 56个估计参数，即56≤(19+2)(19+2+1)/2=231，标准自由度df=175，故该结构模型是过度识别，可被接受。

采用最大似然估计法对结构方程模型进行参数估计。借助AMOS17.0，将样本数据带入模型计算得到的结果见表2。从各拟合指标的具体结果来看，均满足阈值条件，表明该文构建的结构模型适配良好，具有较强的解释能力，整体上可被接受。

表2 SEM拟合评价结果

指标类型绝对拟合指标增值拟合指标简约拟合指标χ2/dfGFIRMRRMSEANFICFIIFIPGFIPNFI评价标准<3>0.9<0.08<0.08>0.9>0.9>0.9>0.5>0.5拟合结果1.3780.8910.0460.0420.9080.9730.9730.6750.811拟合评价符合良好良好 说明:χ2/df为卡方自由度比;GFI为拟合优度指数;RMR为残差均方根;RMSEA为近似误差均方根;AGIF为调整拟合优度指数;NFI为规范拟合指数;CFI为比较拟合指数;IFI为递增拟合指数;PGFI为简效良性拟合指数;PNFI为简效规范拟合指数

3.3 SEM模型验证

SEM的标准化路径系数是对结构方程模型中的假设路径进行验证，再结合标准误差值(S.E.)、临界比值(C.R.)、假设检验值(P)来判断SEM模型的假设是否达到统计意义上的显著性，以此来判断是否支持提出的假设(表3)。

表3 结构方程模型的路径系数与假说检验

编号变量路径估计值S.E.C.R.标准化路径系数P值验证结果H1农地规模经营意愿—农业生产经营0.1670.0374.5270.3310.01支持H2农地规模经营意愿—农业资源禀赋0.1230.0343.5830.2380.01支持H3农地规模经营意愿—农地流转约束0.1040.0313.3290.2180.01支持H4农地规模经营意愿—农业环境特征0.0900.0293.0940.1770.002支持H5农地规模经营意愿—农户行为认知0.1150.0293.9480.2400.01支持

结果显示研究假设H1、H2、H3、H5的P值均在0.01水平下显著，研究假设H4的P值为0.02，在0.05水平下显著， 5个假设问题的标准化系数都处于显著水平，这与农地规模经营意愿影响因素的结构方程模型构建时提出的假设具有一致性，模型符合本适配标准，研究假设均得到支持。

3.4 农地规模经营意愿拟合结果分析

(1)从假说实证整体来看，农地生产经营等5个变量共同构成了集约化农区农地规模经营意愿的影响因素体系，除农业环境特征通过5%的显著性检验外，其他均通过1%的显著性检验， 5个潜在变量均对农地规模经营意愿产生显著影响； 标准化路径系数也表明5个潜在变量显示出正向作用(图2)，其中农业生产经营的系数为0.331，起到关键性作用，特别是新技术新用具运用、技术培训和投入回报率等的影响较大； 而农业环境特征的系数为0.177，影响程度较低，农地经营主体对该变量的要求不是特别明显。而涉及农地流转、农业资源禀赋、农户行为认知3个方面的因素对经营者来说主要起到间接的作用。

图2 集约化农区农地规模经营意愿结构方程模型及标准化路径系数

(2)从农业生产经营变量来看，新技术新用具运用的系数达到0.93，而且也是19个观测变量中因子载荷最大的指标，表明现阶段建立规模化、集约化的现代农业生产体系，主要还是依靠智能化、机械化的农业生产工具和农业种植技术； 同时通过技术培训改变农户传统的生产经营理念，问卷调查显示93.75%的农户参与过各类技术培训； 依托多元化的销售渠道也提高农户开展农地规模经营的动力和意愿，问卷调查显示目前销售渠道中，联系外地收购商到村里进行直接收购的方式占到样本总量的43.75%，而部分年龄较小、善于接受新事物、勇于尝鲜的农户(13.07%)则采用网络渠道来进行农产品交易，由于要缴纳部分佣金和手续费，农户选择农业合作组织统一销售的方式还不太多； 通过合作社等新型的农业生产组织，提高农业生产的向心力、凝聚力，但生产经济组织程度的系数为0.71，是19个观测变量中因子载荷最小的指标，表明该指标对农业生产经营影响程度和农地规模经营意愿的影响较弱，也间接地反映出目前生产经营者组织程度偏低，农户参与度有待提高。

(3)从农业资源禀赋变量来看，距城镇距离、交通通达度和农村公路级别的系数均超过0.8，影响程度较大，尤其是对农产品的商品化率和流动性。说明农地资源的地理空间异质性影响农地资源规模化经营潜力，特别是交通条件相对较好，临近县/乡道或者购买种子、农药等农业生产资料的距离较近时，农户生产实践中获取生产资料、产品运输的成本较低。因此今后应加强规模经营与地理空间异质、适度规模与经营类型差异等的结合，为农业生产空间优化和布局奠定基础，破解当前农地适度经营规模的困境。

(4)从农地流转约束变量来看，农地作为农业生产过程中最为基础的生产要素，它的有效流转是实现农业规模经营的重要前提条件。农地流转约束主要表示农户家庭中各种农地资源禀赋对农户土地流转意向的约束和限制，问卷调查结果反馈来看，表示愿意流转农用地的样本占总量的58.40%； 而不愿意流转农用地的农户也占到41.60%，原因呈现多样化。生产经营面积和地块数量作为农地规模经营的基础性条件，路径系数分别为0.89、0.87，说明可利用土地面积和地块破碎化直接影响农地经营规模； 而农地流转租金的系数为0.75，说明该变量与其他指标相对影响不是很强烈，农业经营者并不是很在意土地流转价格，说明农民并不会因为家庭收入来源多样化而产生放弃农地或对农地进行流转的意愿； 当然也间接地说明农民对土地的拥有受诸如乡土情结、农地社会保障等其他因素的影响。

(5)从农业环境特征变量来看，该变量对农地规模经营的影响程度较小。其中贷款难易度为农业生产经营提供外在活力，系数为0.79； 土壤、水体、大气、能量和物质等农业生产环境，它的好坏影响着农业生产中的农产品总量，对农地规模经营意愿的影响也较大，系数为0.81； 医疗保险保障影响农户农地流转的安全感，对农地规模经营意愿有一定的影响； 由于当前农村道路、排灌等各种农业基础设施相对完善，作为农地规模经营的内部条件，农业基础设施的影响程度较弱，路径系数仅有0.72。

(6)行为认知主要代表农地规模经营活动中农户信仰、生产惯例、政策等对农地流转意愿的影响，因此农户对农地规模经营的意愿，既受农业经营者自身的理性和条件约束，也受限于社会化支撑体系是否健全的影响。问卷调查结果显示，愿意流转者中，“自身有农业生产专长”的占比39.13%，“受政府相关部门的引导”的农户占比14.56%； 不愿意流转的主要原因主要包括“前期投入大，资金匮乏”(32.26%)、“种地不划算”(24.73%)、“年老没有体力”(21.51%)等。从观测变量来看，农业土地政策了解、农地经营风险认知是对农地流转中农户获得安全感大小的测度，其系数分别为0.82和0.83，说明流转政策在村镇干部执行环节的安全感对农民流转意愿产生显著影响，农民的风险规避心理是目前影响农地适度规模经营的重要制约因素，村镇干部是否“取信于民”对农民的土地流转认知具有极其重要影响； 社会地位认知的路径系数达到0.86，在一定程度上影响农民的农地流转认知，主要表明农民对土地的依赖除了精神层面外，还有土地的社会保障功能。

4 主要结论与政策建议

4.1 结论

(1)样本检验结果表明本次调查数据适合进行相关分析。

(2)SEM模型拟合结果表明假设的5个潜在变量路径系数分别为0.331、0.238、0.218、0.238、0.240，均对农地规模经营意愿影响因素表现出显著的正向影响，同时系统剖析了新技术新用具运用、社会地位认知等19个观测变量对集约化农区农地规模经营的贡献。

(3)湖北省新型经营主体还处于快速发展阶段，该文研究结果还不能充分的代表江汉平原，后期有必要进一步增加调研地点和调研对象的覆盖，以及数理统计方法的应用。

4.2 建议

(1)建立健全农地流转政策体系，释放规模经营活力。农地流转涉及利益群体多，是一个动态多变的过程，潜江市政府既要避免强制农民进行土地流转的“越位”行为，又不能对农地违规流转放任自流，疏于规范服务的“缺位”行为。加强典型培育和宣传推广，发挥鲜活案例的引领示范作用，引导农户从传统的“守土”观念中解放出来，减少农地规模经营阻力。

(2)培育新型经营主体创新经营模式，提高规模效益。从潜江市的田野调查实证来看，在传统农地流转方式(转让、转包、出租等)的基础上，要紧跟时代步伐，创新流转方式。可以围绕潜江市虾稻、苗圃、大豆、果蔬、潜半夏等特色优势产业，以项目为载体，鼓励农业经营主体整合土地，集中规模种植各类作物，打造特色农业品牌，树立高新农业典型，培育生态品牌产品。

(3)加快农业科技成果应用，提高农地流转技术保障。在“互联网+”大背景下，巧打“电商牌”，助推潜江农业转型升级； 通过“中国虾谷”、“潜网电商”等电商平台的线上线下融合发展，提高潜江市农产品竞争力； 加快建立潜江市农业大数据平台，构建多元化产品销售渠道，推动农业与其他产业资源整合，推动农地规模经营与精准扶贫、乡村振兴等多元素跨界融合，如高石碑镇发展杭白菊、老新镇发展艾草等特色农业，助力精准脱贫。

(4)建立健全新型农业社会服务体系，提高服务能力。调查问卷显示农村教育问题比较突出，农村基础设施不够完善，农村医疗卫生和社会保障水平较差，个别地区还存在贫困农户(大病致贫、大病反贫)现象，部分区域存在农业生产环境污染和农业生态失衡情况。因此加强对农户非农职业技能培训，健全多层次、全方位的农村社会保障(养老保险、医疗保险、失业保险、最低生活保障、子女教育等)体系，弱化农户对土地的社会保障功能依赖，推进农地流转中介服务机构建立等有必要加快推进，带动潜江市农地流转市场活力。