川西民族地區(qū)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資意愿的影響因素分析

胡幫勇

（川北醫(yī)學(xué)院管理學(xué)院，四川 南充 637100）

0 引言

近年來(lái)，隨著農(nóng)民大規(guī)模外出務(wù)工，農(nóng)村土地荒置現(xiàn)象越來(lái)越普遍，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的積極性逐年下降。這不僅造成了我國(guó)有限土地資源的浪費(fèi)，也對(duì)我國(guó)的糧食安全造成了負(fù)面影響?；诖?，筆者以四川省甘孜藏族自治州稻城縣、巴塘縣、爐霍縣這3個(gè)川西民族縣為考察對(duì)象，研究川西民族地區(qū)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資意愿及其影響因素，而后基于研究結(jié)論提出相應(yīng)建議。該次考察的3個(gè)縣均位于川西地區(qū)，人多地少，工業(yè)基礎(chǔ)薄弱，農(nóng)戶外出務(wù)工現(xiàn)象極為普遍，土地荒置現(xiàn)象嚴(yán)重。因此，研究此區(qū)域農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資意愿的影響因素具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。此次共調(diào)研30個(gè)村莊的600戶農(nóng)戶，其中每村隨機(jī)訪談20戶農(nóng)戶，剔除無(wú)效問(wèn)卷后，共獲得有效問(wèn)卷581份。

1 模型選擇與變量設(shè)置

1.1 模型選擇

筆者擬采用二元選擇模型研究農(nóng)戶投資意愿的影響因素。農(nóng)戶對(duì)投資的意愿無(wú)外乎是兩種情形：一是愿意投資，二是不愿意投資。當(dāng)因變量取值只有兩個(gè)不同值（“愿意”取值為1，“不愿意”則取值為0）時(shí)，線性回歸模型的應(yīng)用相當(dāng)復(fù)雜，此時(shí)應(yīng)該選擇二元選擇模型［1］。二元選擇模型假設(shè)每一個(gè)個(gè)體都面臨二者挑一的選擇。常用的二元選擇模型有2種：Probit模 型 和Logistic模 型［2］。Borsch-Supan于1987年指出，如果主體的選擇行為遵循效用最大化原則，二元選擇模型采用Logistic模型更佳。該研究的前提是農(nóng)戶滿足“經(jīng)濟(jì)人”假設(shè)，農(nóng)戶的投資行為是農(nóng)戶在既定約束條件下的最優(yōu)化選擇結(jié)果，是為了滿足家庭效用最大化，因此，該研究顯然采用Logistic模型更合適。

Logistic函數(shù)模型為

式（1）中：Pi表示農(nóng)戶i做出某一特別選擇（“愿意”投資，即Yi=1；“不愿意”投資，即Yi=0）的概率；Zi表示影響農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資決策的影響因素變量，包括家庭特征變量、政策引導(dǎo)及機(jī)會(huì)特征變量、盈利及信貸特征變量；α表示常數(shù)項(xiàng)；β表示系數(shù)向量；Xi表示自變量向量；e表示自然對(duì)數(shù)。

1.2 變量設(shè)置

參考國(guó)內(nèi)外類似研究文獻(xiàn)［3-5］，根據(jù)各因素的特征，該研究將影響農(nóng)戶投資的變量分成三大類變量。第一類是農(nóng)戶家庭特征變量，主要包括戶主的性別、年齡、受教育年限、專業(yè)種植技能，家庭規(guī)模，人均可耕種土地面積等。理論上，戶主的性別和年齡對(duì)農(nóng)戶投資行為的影響不確定，其余家庭特征變量對(duì)農(nóng)戶的投資意愿有正向影響。第二類是政策引導(dǎo)與機(jī)會(huì)特征變量，具體包含財(cái)政支農(nóng)補(bǔ)貼、土地流轉(zhuǎn)難易程度及投資機(jī)會(huì)等。理論上，農(nóng)戶獲取的種糧補(bǔ)貼及農(nóng)資設(shè)備的購(gòu)買補(bǔ)貼越多，農(nóng)戶投資意愿越強(qiáng)；土地越容易流轉(zhuǎn)，種糧大戶越容易獲取更多耕地而增加投資；農(nóng)戶的投資機(jī)會(huì)也正向影響農(nóng)戶的投資意愿。第三類是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的盈利及信貸特征變量。如果農(nóng)戶生產(chǎn)的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格較高，波動(dòng)性較低，而農(nóng)戶的生產(chǎn)資料購(gòu)買價(jià)格較低且波動(dòng)性不大，則能夠給農(nóng)戶形成穩(wěn)定的盈利預(yù)期，從而有利于刺激農(nóng)戶增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資。此外，農(nóng)戶是否能夠獲得足夠多的投資所需資金，以滿足生產(chǎn)信貸的需要，對(duì)于農(nóng)戶是否愿意投資有正向影響。各變量的定義、賦值及預(yù)期作用方向如表1所示。

表1 農(nóng)戶投資模型中各自變量的含義及對(duì)因變量的預(yù)期作用方向

1.3 農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資意愿描述性分析

農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資意愿調(diào)查結(jié)果如表2所示。從表2可以看出，不愿意投資的農(nóng)戶比愿意投資的農(nóng)戶僅高出6個(gè)百分點(diǎn)左右，但二者占比差距不大。

表2 農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資意愿的描述性分析

通過(guò)對(duì)比分析愿意農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的農(nóng)戶和不愿意農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的農(nóng)戶，發(fā)現(xiàn)這兩類農(nóng)戶存在一定的差異，結(jié)果如表3所示。從性別來(lái)看，無(wú)論是愿意投資的農(nóng)戶家庭還是不愿意投資的農(nóng)戶家庭，男性比例都高于女性，原因可能是家庭戶主一般都是男性，女性戶主偏少，因此，簡(jiǎn)單的描述性分析無(wú)法判定性別是否是影響投資意愿的主要因素。從年齡來(lái)看，愿意投資農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的45周歲及以下農(nóng)戶、45周歲以上農(nóng)戶的占比差異不大，說(shuō)明年齡不是影響農(nóng)戶投資意愿的主要因素。從平均受教育年限來(lái)看，其對(duì)農(nóng)戶投資意愿沒有顯著影響。愿意投資的農(nóng)戶中，擁有專業(yè)技能的比重高達(dá)37.21%，說(shuō)明專業(yè)技能可能對(duì)農(nóng)戶投資意愿影響較大。從家庭土地面積來(lái)看，家庭土地面積大的農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資意愿更高，說(shuō)明家庭土地面積可能對(duì)農(nóng)戶投資意愿影響較大。從家庭規(guī)模來(lái)看，原意投資的人口超過(guò)5人的農(nóng)戶占比與等于或少于5人的農(nóng)戶沒有明顯差異。從借貸難易程度來(lái)看，能夠借到資金的農(nóng)戶中，愿意投資的比例高達(dá)42.81%，這一比例遠(yuǎn)高于不愿投資農(nóng)戶，說(shuō)明借貸難易程度可能顯著影響農(nóng)戶投資意愿。

表3 愿意投資農(nóng)戶與不愿意投資農(nóng)戶的家庭特征比較 %

2 模型估計(jì)結(jié)果解釋

應(yīng)用Eviews 11.0軟件，將所有因變量放入回歸方程進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果顯示“農(nóng)戶家庭人均收入”檢驗(yàn)的置信度超過(guò)50%，顯然屬于不顯著解釋變量，這與其他學(xué)者的研究結(jié)論較為一致。因?yàn)槔碚撋贤顿Y會(huì)增加農(nóng)戶收入，但是農(nóng)戶收入的增加不一定會(huì)增加農(nóng)戶投資。剔除“農(nóng)戶家庭人均收入”這一變量后，模型的顯著性明顯改善，估計(jì)結(jié)果如表4所示。

由表4可知，模型的顯著性值為0.000，回歸方程在5%水平上通過(guò)了檢驗(yàn)，模型的總體擬合度為51.7%，因此方程的總體擬合狀況較優(yōu)。從模型的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，戶主性別、土地面積、專業(yè)種植技能、是否有良好的農(nóng)業(yè)投資機(jī)會(huì)、土地是否容易流轉(zhuǎn)、借貸難易程度、農(nóng)產(chǎn)品售價(jià)及農(nóng)產(chǎn)品原材料投入價(jià)格對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資意愿有顯著影響，而戶主年齡、戶主受教育年限、家庭規(guī)模、政府補(bǔ)貼等因素對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資意愿的影響并不顯著。

表4 農(nóng)戶投資意愿與影響因素的模型估計(jì)結(jié)果

從農(nóng)戶家庭特征變量來(lái)看，戶主性別對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的意愿有顯著的正向影響且通過(guò)了5%水平的顯著性檢驗(yàn)，相對(duì)女性而言，男性更愿意進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資。這是因?yàn)樵诖ㄎ髅褡宓貐^(qū)，成年男性是家庭的主要?jiǎng)趧?dòng)力，男性在家庭生產(chǎn)事務(wù)中擁有更多的發(fā)言權(quán)和決策權(quán)，代表家庭做出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策的往往是男性成員。土地面積這一變量通過(guò)了1%顯著性水平檢驗(yàn)。這意味著土地面積與農(nóng)戶投資意愿高度正相關(guān)，表明家庭耕地面積越大，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資意愿越強(qiáng)，與理論預(yù)期是一致的。理論上，農(nóng)戶家庭耕地面積越大，就越容易獲取規(guī)模種植帶來(lái)的好處。川西民族地區(qū)農(nóng)戶的人均耕地面積普遍偏少，種植成本高，如果農(nóng)戶擁有更大的土地面積，則有利于降低單位面積種植成本。農(nóng)戶專業(yè)種植技能這一變量在1%水平下顯著影響農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資意愿。較高的專業(yè)種植技能促使農(nóng)戶增強(qiáng)未來(lái)盈利信心，從而加大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資力度。在種植蔬菜、水果、花卉或養(yǎng)殖方面擁有豐富經(jīng)驗(yàn)的農(nóng)戶，較沒有一技之長(zhǎng)的農(nóng)戶更不愿意離開農(nóng)村進(jìn)城務(wù)工，而更愿意在自己的土地上賺錢謀生。戶主年齡、戶主受教育年限、家庭規(guī)模均沒有通過(guò)5%顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明這3個(gè)變量不會(huì)影響農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資意愿。農(nóng)戶的年齡越大，可能種植經(jīng)驗(yàn)越豐富，但是有可能由于年齡原因不愿意從事繁重的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)。農(nóng)戶受教育程度越高，非農(nóng)就業(yè)能力可能越強(qiáng)，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)高風(fēng)險(xiǎn)低收益的大背景下，高文化程度的農(nóng)戶可能放棄農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，從事非農(nóng)活動(dòng)以獲取更高的收益。農(nóng)戶家庭規(guī)模越大，即農(nóng)戶的家庭人口越多，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的邊際收益越低甚至可能為負(fù)，多余的勞動(dòng)力一般會(huì)進(jìn)入城鎮(zhèn)務(wù)工，所以家庭人口數(shù)量并不顯著影響農(nóng)戶的投資意愿。

從政策引導(dǎo)及機(jī)會(huì)特征變量來(lái)看，是否擁有良好的投資機(jī)會(huì)及土地是否容易流轉(zhuǎn)2個(gè)變量的估計(jì)系數(shù)為正數(shù)，分別為1.682和1.551，且系數(shù)均通過(guò)5%顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明擁有良好的投資機(jī)會(huì)和加速土地流轉(zhuǎn)有利于刺激農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資。這與理論分析的結(jié)論是一致的，因?yàn)榱己玫耐顿Y機(jī)會(huì)會(huì)增強(qiáng)農(nóng)戶的盈利信心，從而增加投資。此外，土地流轉(zhuǎn)加速，有利于土地向種植大戶和種植能手集中，實(shí)現(xiàn)土地規(guī)?；?jīng)營(yíng)，提升種植戶的邊際生產(chǎn)能力，降低單位面積種植成本。因此，土地更容易流轉(zhuǎn)地區(qū)農(nóng)戶的投資意愿更為強(qiáng)烈。是否獲得財(cái)政補(bǔ)貼這一變量沒有通過(guò)5%顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資意愿與財(cái)政補(bǔ)貼的關(guān)系不大，這與理論預(yù)期相反。原因可能是我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)補(bǔ)貼較低，筆者調(diào)研的地區(qū)農(nóng)戶到手的種植補(bǔ)貼人均不足百元，較少的財(cái)政補(bǔ)貼并不能提高農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的積極性。

從盈利及信貸特征變量來(lái)看，農(nóng)產(chǎn)品售價(jià)、農(nóng)產(chǎn)品投入原材料價(jià)格、借貸難易程度這3個(gè)變量均顯著影響農(nóng)戶的投資意愿，與理論分析的結(jié)論是一致的。理論上，農(nóng)產(chǎn)品售價(jià)減去農(nóng)產(chǎn)品投入原材料價(jià)格的差值等于農(nóng)戶的盈利，該差值越高則農(nóng)戶盈利越多，否則盈利越少。因此，農(nóng)戶希望農(nóng)產(chǎn)品的售價(jià)和原材料的投入價(jià)格保持穩(wěn)定，給農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)穩(wěn)定的盈利預(yù)期，這樣可以刺激農(nóng)戶的投資意愿。但是，我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入原材料價(jià)格波動(dòng)幅度較大。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入品方面，近年來(lái)我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入品價(jià)格上漲較快，如化肥、種子、農(nóng)藥等價(jià)格上漲幅度較大，壓縮了農(nóng)民盈利空間。而從農(nóng)產(chǎn)品售價(jià)來(lái)看，銷售價(jià)格波動(dòng)幅度加劇，筆者調(diào)研時(shí)發(fā)現(xiàn)蔬菜、大豆、豬肉等主要農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)較快且漲跌幅度較大，農(nóng)戶盈利不多甚至部分年度有嚴(yán)重的虧損，導(dǎo)致農(nóng)戶投資意愿減弱。借貸難易程度這一變量通過(guò)了1%顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明信貸資金也是影響農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資意愿的主要因素之一。筆者在調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，大部分農(nóng)戶在考慮農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資時(shí)會(huì)認(rèn)真思考信貸約束的問(wèn)題，無(wú)法獲取借款也是他們不愿加大投資的主要因素。農(nóng)戶表示，如果能較為順利地獲取貸款，則愿意加大投資力度。

3 結(jié)論及啟示

稻城縣、巴塘縣、爐霍縣為川西具有典型代表意義的民族縣。通過(guò)分析發(fā)現(xiàn)，影響川西民族地區(qū)農(nóng)戶生產(chǎn)投資意愿的因素較多，如土地是否容易租賃、是否擁有良好的投資機(jī)會(huì)、農(nóng)產(chǎn)品售價(jià)和投入品價(jià)格是否穩(wěn)定、獲取貸款的難易程度等都是影響農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資意愿的重要因素。因此，要想提升農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資意愿和投資規(guī)模，需要多方聯(lián)動(dòng)：一是要建立農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格穩(wěn)定機(jī)制，二是想方設(shè)法降低農(nóng)產(chǎn)品投入品價(jià)格的波動(dòng)幅度，三是加大土地流轉(zhuǎn)力度，四是加大對(duì)農(nóng)戶的種植技能培訓(xùn)力度，五是強(qiáng)化金融的支農(nóng)功能。