【摘 要】农民种粮意愿对确保国家粮食安全非常重要。本文利用湖南、辽宁、重庆、广西四省（市、区）381个农户的调查数据，运用Logit模型对农民种粮意愿及其影响因素进行计量分析。研究表明，粮食价格、种粮规模、产业化组织服务程度以及农民年龄的个体特征变量与农民种粮意愿呈正相关关系；农民受教育程度、农资价格与农民种粮意愿呈负相关关系。
【关键词】农户；种粮意愿；影响因素；Logit模型
自2006年以来,国际粮食贸易市场价格接连暴涨，近期已有不少发展中国家因为粮食缺乏导致社会动荡。联合国秘书长潘基文甚至呼吁，各国政府都要正视新的世界性粮食危机。中国是世界上最大的发展中国家，政府高度重视粮食安全，2004年以来，中央针对粮食生产不断下滑、供求关系偏紧的情况，陆续出台了“三减免”、“四补贴”等一系列扶持农业生产的政策措施，即减免农业税、取消除烟叶以外的农业特产税、全部免征牧业税,对农民实行种粮补贴、良种补贴、农业生产资料综合补贴和农机具购置补贴，并加强了对粮食主产区的政策扶持。实践证明，这些政策和措施对稳定粮食生产、保证粮食安全起到了明显的作用，使我国粮食产量获得了恢复性增长，2008年已达到5.285亿吨。但随着惠农政策边际效应的递减及我国宏观经济形势的变化，近年来我国粮食生产情况还是不容乐观，究其原因,主要是没有建立起主产区和种粮农民积极性的稳定增长机制（张红宇，2005），农民种粮积极性不高已成为制约我国粮食生产安全问题的瓶颈（于建嵘，2008）。2009年中央一号文件提出全年农业农村工作的基本任务，把促进粮食稳定发展,放在“稳粮、增收、强基础、重民生”的首位。当前，确保国家粮食安全仍然是中国经济社会发展中的突出矛盾和艰巨任务，为此,有必要建立有效的激励机制调动种粮农民的积极性，让农民愿意种粮（张晓山，2008）。本文在国际粮食安全危机背景下，从“稳粮、增收、强基础、重民生”的新视角，展开农民种粮意愿调查及实证研究，旨在促进农户种粮积极性进一步提高，确保国家粮食安全。
一、研究基础与分析假设
农户种粮的行为是农户在利益驱动下，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。
我国实施粮食直补政策以来，国内外不少学者就这项政策对于农民种粮意愿的影响进行了广泛研究。有学者从粮食直补政策对农户种粮意愿、农民收入和生产投入的影响视角，对农民种粮意愿进行了实证研究(马彦丽，杨云，2004)。也有学者从农用生产资料价格、粮食成本和种粮比较效益等方面考察农民种粮意愿，研究发现，农用生产资料价格、粮食成本和种粮比较效益会影响农民种粮意愿(定军，2008)。徐谷明则认为粮价再涨农民也不愿种粮（徐谷明，2007）。刘小春、翁贞林、朱红根等对江西省312户种粮农户进行问卷调查，展开了农民种粮经营影响因素研究，结果显示农户对农业补贴扶持政策的认知特征及农业补贴扶持政策对农民种粮意愿有着很大的影响。马文杰，冯中朝（2007）认为粮食直接补贴政策对提高农民收入及农民种粮积极性等方面并没达到预期效果，通过对中外粮食补贴政策对比研究发现，我国粮食直接补贴运作方式仍需改善。另据江西省粮食生产情况专题调查组调查发现，江西省作为一个传统的农业大省，近年来粮食产量稳步提高，粮食库存较为充裕。然而,随着农资价格不断上涨，种粮的比较收益不断下降，很多农民选择弃农外出务工，部分地区出现了土地撂荒或粮食复种指数下降的现象，给粮食总产量稳定增长增加了难度，同时也导致当地粮价上涨（调查组，2008）。戴魁根、任泽民、谢慧（2007）通过对1020户农民水稻生产现状的问卷调查发现，农民种粮积极性并非难解之题，破解之法主要是价格、规模、科技“三管齐下”。董若愚（2005）认为，产业化经营对农民种粮积极性的提高更有重要意义。
我国存在大量农村剩余劳动力早已成为不争的事实，据农业部估计，长期在城镇务工的农民工目前至少在2.5亿左右（蔡昉，2007）。耕地规模偏小，农民的劳动力边际效益与其他投入要素一样，呈现出递减的趋势。从农民的人力资本形成过程来看，农民对农业生产技术的积累与年龄是呈正相关的。但是，农民的农业技术学习并不需要花费太高的学习成本，而只需要在从小成长过程中，从其他年长的农民（例如父母或兄弟）那里边劳动边学习就可以了。在这种情况下，影响农民从业行为选择的决定因素，不是因为职业技能学习成本高而需要有高收入回报，而恰恰是因为农业生产技能学习成本低，所以，农民极容易放弃农业生产而选择进城务工，哪怕在城市中找到收入并不高的就业岗位。有研究表明：受教育程度的高低、性别、年龄、户主从事农业的经验与农户是否种粮高度相关。受城市就业岗位高收入的吸引和岗位技能学习的需要，具有高文化程度、身体健康的年轻人，往往成为农村向城镇转移的“流动大军”的主力（陶建平，2009）。为了照顾农村大量的“留守儿童”，女性农民更愿意固守农田，种粮与家庭养殖成为她们的主要职业（叶敬忠、王伊欢，2004）。长期形成的农业生产经验，拥有较大的耕地规模，往往使得农村种粮能手或专业户即使在粮食价格预期不佳的情况下，仍然坚持粮食生产（张建杰，2008；张海阳、宋洪远，2005）。此外，农户的人口特征、户主的能力特征也会影响农户种粮意愿（王秀东、王永春，2008；马彦丽、杨云，2004）。
借鉴以上研究，可以认为，在一个有限开放的粮食市场经济中，由于国家实行粮食种植补贴政策，从理论上讲，农户具有种粮的理性决策动机。在这种背景下，现实的粮食直补政策是否能够激励农户种粮，主要取决于作为商品的粮食生产的比较效益和农民的劳动力边际收益水平。具体来说，农民收入和生产投入能力，农用生产资料价格、粮食成本和种粮比较效益，农户对农业补贴政策的认知程度，农户受教育程度的高低、性别、年龄、户主从事农业的经验，农户的人口特征、能力特征等，都对农户种粮意愿具有一定影响。
二、数据与计量模型
（一）变量及其定义
在已有研究文献的基础上，根据前面有关农户种粮意愿的分析假设，我们将影响农户种粮意愿的因素分为四大类，即个人特征变量、家庭特征变量、价格变量、种粮环境特征变量。各类因素设置若干变量，变量定义如表1。
（二）数据
本文所使用的数据来自2007年本课题组在湖南、辽宁、重庆、广西四省（市、区）进行农户调查获取的问卷资料。农户入户调查由湖南农业大学经济管理学院农业经济管理专业家住农村的本科生和研究生进行。本次调查抽样的样本分布在湖南、辽宁、重庆、广西四省（市、区）种粮比较集中的县（市）。总的来看，在被调查的农户户主中，男性较多（82.15%），年龄普遍在中年及以上（73.79%），受教育水平普遍在初中及以下（86.30%），人口在4～6人的家庭较多（78.22%），种粮规模在6亩以上的较多（37.94%），其次就是规模在3亩以下的较多（24.39）。本次调查共发出381份问卷，收回问卷346份，剔除漏答关键信息的问卷，实际获得有效问卷339份，有效问卷比例为88.97%。本文所使用数据的描述统计见表1：
表1农户种粮意愿影响因素变量定义及描述统计
变量名称
变量定义
均值（标准差）
被解释变量
种粮意愿（Y）
愿意=1，不愿意=0
0.33（0.47）
解释变量
1.个人特征变量
性别(
男=1，女=0
0.82（0.38）
年龄(
35岁及以下＝0，36～45岁＝1，46～55岁＝2，56岁及以上＝3
1.56（1.09）
受教育程度(
文盲＝0，小学＝1，初中＝2，高中及以上＝3
1.28（0.76）
2.家庭特征变量
种粮规模(
种粮规模用2007年种粮面积数表示
4.62（1.65）
是否愿意打工(
愿意=0，不愿意=1
0.56（0.50）
3.价格变量
粮食价格(
粮食价格太低=0，粮食价格合适=1。
0.34（0.47）
农资价格(
农资价格太高=0，农资价格合适=1。
0.26（0.44）
4.种粮环境特征变量
对粮食直补政策的认知程度变量(
不知道=0，不完全知道=1，知道=2
0.92（0.74）
种粮方面的产业化组织(
是否参加养猪方面的产业化组织，没有参加＝0，参加＝1
0.28（0.49）
（三）计量模型
为了检验上述种粮农户种粮意愿及其影响因
素的假说，根据前面的变量分类，将农户的种粮意愿影响因素设定为以下函数形式：
Y=F（Xi）+μ……………………（1）
（1）式中，Y为农户的种粮意愿。由于种粮意愿只能用“愿意”、“不愿意”表示，属于二分类变量，不符合线性回归方程的适用条件，而逻辑回归模型适用于因变量为分类变量的分析方法，因此我们将因变量作Logit转换：
Ｑ＝ln■=b0+b1x1+…+bixi+…bkxk
式中：Q的取值是－∞→＋∞，符合线性回归的适用条件。p表示愿意种粮也就是Y=1的概率，1-p则表示不愿意种粮也就是Y=0的概率，i表示影响种粮意愿的变量个数。本文中，将农民种粮意愿的影响因素分解成9个自变量（变量定义见表1）；b0表示回归截距；k表示影响这一概率的因素个数，bi表示第i个因素的回归系数。
三、模型估计结果及其讨论
（一）回归估计结果
运用SPSS14.0统计软件，依次点选Statistics-Regression-Logistic命令，进入Logistic回归对话框，选入变量，采用向后筛选法处理数据。首先，将所有变量引入回归方程，进行回归系数的显著性检验得到模型一，然后，将Wald值最小的变量剔除，再进行回归，直到所有的变量都显著为止。这样，一共有7个计量估计结果。从各种模型的运行结果看，模型判别精度较高（预测准确率达到72.6%），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367.533，Nagelkerke RS的值为0.387，从这两个值看，最终模型的整体拟合效果良好，回归结果具有相当的可信性。不同模型的估计结果和结论也相似。常数项没通过检验，本文将其去掉。由于篇幅关系，这里只列出农户种粮意愿的模型估计结果中的两种（见表2）。
表2农户种粮意愿的Logit模型估计结果
解释变量模型一
模型二
回归系数
沃尔德值
回归系数
沃尔德值
发生比率
标准化
（B）
（Wald）
（B）
（Wald）
Exp（B）
回归系数
1.个人特征变量
性别(
0.909
2.632
—
—
—
—
年龄(
0.835**
4.923
0.753**
5.037
2.121
0.058
受教育程度(
-0.313
2.592
-0.301*
3.187
0.823
-4.518
2.家庭特征变量
种粮规模(
2.194*
4.686
2.343**
4.989
3.876
0.998
是否愿意打工(
-1.994
5.460
-2.041***
5.367
3.017
-0.743
3.价格变量
粮食价格(
1.194**
4.786
2.013**
4.779
3.066
1.001
农资价格(
-0.994
5.960
-1.041***
6.167
0.517
-0.843
4.种粮环境特征变量
对粮食直补政策的认知程度变量(
0.094
0.051
是否参加种粮方面产业化组织(
0.835**
4.921
0.751**
5.037
2.121
0.057
预测准确率
对数似然值
卡方检验值
Nagelkerke R2
71.3%
365.324
76.126
0.396
72.6%
367.533
74.982
0.387
注：*、**、***表示估计的系数不等于零的显著性水平分别为10%、5%和1%。Exp（B）就是发生比率（odds ratio），表示解释变量每变化一个单位给原件的发生比带来的变化。（二）回归结果讨论
从模型二的Wald检验值来看，模型二的显著性明显优于模型一。因此，计量分析以模型二为主。根据模型二的估计结果，将农户种粮意愿的影响因素归纳如下：
1.农民的年龄对种粮意愿有正相关影响。从模型二的计量结果可以看出，该变量的标准化系数为正，在5%的水平上显著。这说明，农民年龄与种粮意愿呈正相关。也就是说，年龄越大，农民越愿意种粮；年龄越小，种粮的意愿越弱。可见，年龄大的农民已经形成了种粮习惯，难以改变，并且不易外出打工。同时，年龄大的农民在思想上也比较保守。
2.农民受教育程度越高种粮意愿越低。从模型二的结果可以看出，受教育程度的标准化系数达到了-4.518，并在10%的水平上显著。系数为负值，说明受教育程度与种粮意愿呈负相关，即受教育程度越高的农民越不愿意种粮。这一方面反映出目前我国粮食生产的行业技术含量少，种粮对劳动者的受教育程度要求不高；另一方面，高文化程度的农民具有更高的劳动力收益预期，城镇就业可以获得比粮食生产更高的劳动报酬。
3.种粮规模对种粮意愿有正相关影响。由模型二的结果可见，种粮规模变量在5%的水平上显著，标准化系数为0.998。农户的种粮规模越大，其种粮意愿越强，相反，农民耕地规模越小越不愿意种粮。这一结果也印证了我们在调查中发现的另一个现象，即在国家实施粮食直补政策时，一些农村土地转包户并不将粮食直补款转给承包耕地的种粮专业大户，但种粮专业大户仍然种粮。在一定程度上，说明我国粮食直补政策存在政策效率损失。
4.是否愿意外出打工对农民种粮意愿有明显的影响。从模型二的模拟结果可知，有外出打工意愿的人，其种粮意愿明显下降，标准化系数为-0.743，在1%的水平上显著，并且符号为负。这说明种粮比较效益低于其他行业，打工意愿对种粮有很大影响。
5.粮食价格对农民种粮意愿有正相关影响。由模型二的结果可见，粮食价格变量在5%的水平上显著，且系数为正值。说明粮食市场价格越高，农民种粮积极越高，相反，粮食市场价格越低，农民种粮意愿越低。
6.农资价格对种粮意愿有很大的负影响。从模型二的结果可知，该变量的标准化系数为负，在5%的水平上显著。说明农资价格越高，农民种粮意愿就越低，反之则越高。
7.农户是否参加种粮方面产业化组织这一变量对农民种粮意愿有较大的影响，该变量在5%的水平上显著，并且标准化系数为正值。这说明，农村粮食产业化组织服务程度与农民种粮意愿呈正相关，加入产业化组织会促进农民种粮积极性。可能的原因是，种粮产业化组织中的龙头企业一般是大型的种植企业或粮食产品加工企业等，龙头企业为了加强对粮食收购数量和质量安全方面的控制，一般对农民的粮食生产的技术服务到位，而且收购价格稍高。所以，农民与种粮方面的产业化组织联系越紧密，种粮意愿就越高。
8.有两个变量没有通过检验。一个变量是粮食直补政策，对农民种粮意愿没有显著影响。从模型二的结果可知，该变量的系数没有通过检验。说明粮食政策对促进农民种粮积极性没有起到应有作用，补贴政策给农民带来的收益并不足以让农民大幅度提高种粮积极性。这一结果与我们的假设不相符，可能的解释有两种，（1）因为补贴力度太小，补贴额度无法弥补农业生产资料涨价造成的粮食生产成本上升；（2）补贴方式不当，现行的补贴以耕地播种面积为基数，并不以粮食直接生产者为补贴对象，在农村土地客观上存在流转的情况下，补贴政策出现了效率损失。另一个变量是性别，也没有通过检验，说明性别对种粮意愿没有影响。对这一结果我们还需要做更大样本的调查。目前可能的解释是，近年来城镇农民工女性就业机会增多，举家向城镇流动的农民工占农村外流劳动力的比重越来越大，性别对留守农村务农种粮的影响大为降低。
四、结论及政策启示
通过对湖南、辽宁、重庆、广西四省（市、区）381户农民种粮意愿及其影响因素的实证分析，可以得出以下结论：在国家实施粮食直补政策的前提下，农民种粮意愿主要受到了农民的年龄、受教育程度、种粮规模、粮食价格、农资价格以及产业化组织是否提供服务等因素的影响，不同因素的影响程度和方向各不相同。具体而言，粮食价格、种粮规模、产业化组织服务程度以及农民年龄的个体特征变量与农民种粮意愿呈正相关关系，农民受教育程度、农资价格与农民种粮意愿呈负相关关系。
实证分析结果具有以下政策启示：（1）必须进一步提高粮食收购价格。价格是商品生产最有力的调节杠杆，只有价格合理，有利可图，才能充分调动粮食生产者的积极性。与国际粮食价格飞速上涨相比，当前我国粮食市场价格仍然偏低，其中既有政府粮食价格补贴政策方面的因素，更重要的是，我国粮食流通市场还不完善、流通不畅导致粮食贸易受阻。粮食深加工不发达，也是造成粮价徘徊的重要因素。（2）必须切实控制农资价格，制定农资产品的最高限价，有力地抑制粮食生产成本增加速度。一方面需要加强农资市场监管，制止搭车涨价、乱涨价，另一方面，必须加强农资售后服务，确保农资质量与安全，让农民用上放心农业生产资料。（3）进一步完善农村土地流转制度，建立健全规范的土地流转平台，以扩大种粮农户经营规模。农业走适度规模化发展的道路，是邓小平同志早在上世纪八十代就预料的农业“第二次飞跃”，是农业现代化的必由之路。农村土地流转是农业生产力水平提高后农业生产要素合理配置的必然结果，必须坚持自愿、公平、保护农民利益的基本原则，既不能压制阻碍流转，也不能强迫干预流转，各级政府要积极引导、加强服务。（4）在坚持平等自愿基础上，切实保障种粮专业户的根本利益，让种粮专业大户得到粮食直补政策的实惠，提高农民种粮积极性。（5）加大对种粮农户的补贴力度，直接增加种粮农民的收入，从而调动他们粮食生产的积极性。（6）大力发展种粮方面的农业产业化组织。政府要引导农业产业化龙头企业加强对农户的科学种粮技术服务，以促进和带动农民种粮积极性。
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An Analysis of Households’ Willingness to Grow Grops and the Causal Factors
Zhou Qingming
(Hunan Agriculture University，Changsha 410128, China)
Abstract：The households’ willness to grow crops plays an important role in ensuring national food security. In this paper,
Key words: Household；Willingness to Grow Crops；Causal Factors；Logit Mode
（作者系湖南农业大学校长）
来源：甘肃行政学院学报
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