汪厚安，葉 慧

（1.華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，武漢 430074；2中南民族大學(xué) 公共管理學(xué)院，武漢430073）

0 引言

黨的十六大召開(kāi)以來(lái)，我國(guó)實(shí)施城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的戰(zhàn)略和“工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)、城市支持農(nóng)村”的方針，出臺(tái)了一系列支農(nóng)惠農(nóng)政策，如取消農(nóng)業(yè)稅、實(shí)施糧食直接收入補(bǔ)貼、實(shí)施農(nóng)機(jī)具購(gòu)置和更新補(bǔ)貼、進(jìn)行農(nóng)業(yè)綜合開(kāi)發(fā)等?；蒉r(nóng)新政的受益對(duì)象重點(diǎn)在種植糧食作物的農(nóng)民，實(shí)施區(qū)域重點(diǎn)在糧食主產(chǎn)區(qū)。其政策實(shí)施在于促使糧農(nóng)擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，提高主產(chǎn)區(qū)糧食產(chǎn)量，從而保障國(guó)家糧食安全。那么惠農(nóng)新政能否刺激糧農(nóng)農(nóng)業(yè)投資需求，從而擴(kuò)大生產(chǎn)以增加糧食產(chǎn)出呢？在對(duì)我國(guó)的實(shí)證分析中，惠農(nóng)政策對(duì)農(nóng)戶私人投資影響的微觀研究并不多見(jiàn)，但現(xiàn)有的研究還是肯定了公共政策對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資的積極影響。

現(xiàn)有的研究均表明政府的公共政策對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)微觀經(jīng)營(yíng)主體——農(nóng)戶投資行為具有一定影響，且表現(xiàn)出一定的地區(qū)差異[1]。但是文獻(xiàn)資料對(duì)當(dāng)前惠農(nóng)政策對(duì)農(nóng)戶投資行為的研究還不充分，尤其是糧食主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)戶投資行為。為研究惠農(nóng)新政對(duì)糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資行為的影響情況，本文以我國(guó)13個(gè)糧食主產(chǎn)區(qū)之一的湖北省為例，選取保康縣、谷城縣、老河口市、南漳縣、襄陽(yáng)區(qū)、宜城市和棗陽(yáng)市①谷城縣、老河口市、南漳縣、襄陽(yáng)區(qū)、宜城市和棗陽(yáng)市均為國(guó)家糧食局認(rèn)定的糧食主產(chǎn)縣，其中棗陽(yáng)市是2008年全國(guó)糧食生產(chǎn)先進(jìn)標(biāo)兵縣（市）。，采集2006年7縣670戶農(nóng)戶數(shù)據(jù)，構(gòu)建Tobit模型對(duì)影響糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資的因素進(jìn)行實(shí)證分析，冀期尋找到能夠提高糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資水平，從而增加糧食產(chǎn)出以保障國(guó)家糧食安全的公共政策路徑。

1 理論框架

1.1 惠農(nóng)政策對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資行為影響的理論依據(jù)

農(nóng)業(yè)投資包括公共投資和農(nóng)戶私人投資。在有關(guān)的經(jīng)濟(jì)理論文獻(xiàn)中，農(nóng)業(yè)公共投資一般被界定為由政府在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域進(jìn)行投資形成資本的活動(dòng)。黨的十六大召開(kāi)以來(lái)，我國(guó)實(shí)施積極的財(cái)政支農(nóng)政策，相繼出臺(tái)了一系列惠農(nóng)政策，加大了農(nóng)業(yè)公共投資力度。從糧食主產(chǎn)區(qū)的政策實(shí)踐來(lái)看，涉及農(nóng)業(yè)公共投資的惠農(nóng)新政包括兩方面內(nèi)容：一是從總量上保證財(cái)政支農(nóng)投入的增量要繼續(xù)高于上年，國(guó)家固定資產(chǎn)投資用于農(nóng)村的增量要繼續(xù)高于上年，土地出讓收入用于農(nóng)村建設(shè)的增量要繼續(xù)高于上年。二是從結(jié)構(gòu)上采取直接和間接的方法大力支持農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。一方面直接投資農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施，加大農(nóng)業(yè)綜合開(kāi)發(fā)力度，解決農(nóng)民生產(chǎn)中的實(shí)際問(wèn)題；另一方面對(duì)糧農(nóng)進(jìn)行多項(xiàng)補(bǔ)貼，如糧食直接收入補(bǔ)貼、良種補(bǔ)貼、農(nóng)機(jī)具補(bǔ)貼等，從而刺激農(nóng)民農(nóng)業(yè)投資需求，政策間接投資農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。

農(nóng)戶私人投資可以定義為在各種社會(huì)經(jīng)濟(jì)信號(hào)的影響下，作為行為主體的農(nóng)民所表現(xiàn)出的農(nóng)業(yè)投資反映[1]。農(nóng)業(yè)投資分為短期投資與長(zhǎng)期投資，短期投資指用于簡(jiǎn)單再生產(chǎn)的種子、飼料、用電量及化肥、農(nóng)藥、農(nóng)用地膜等日常生產(chǎn)支出。長(zhǎng)期投資通常指農(nóng)戶購(gòu)買生產(chǎn)性固定資產(chǎn)的現(xiàn)金支出。一般認(rèn)為，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資是農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)的長(zhǎng)期投資[1]-[2]。因此，本文的農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資主要指農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性固定資產(chǎn)的投資，其中農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性固定資產(chǎn)指農(nóng)戶家庭在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)過(guò)程中可長(zhǎng)期使用、并且在使用過(guò)程中保持特有的實(shí)物形態(tài)的主要?jiǎng)趧?dòng)資料。其中主要包括役畜、大中型鐵木農(nóng)具、農(nóng)林牧漁機(jī)械、工業(yè)機(jī)械、運(yùn)輸機(jī)械、生產(chǎn)用房以及其他生產(chǎn)用固定資產(chǎn)②根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局農(nóng)調(diào)隊(duì)界定。

惠農(nóng)政策對(duì)農(nóng)戶私人投資影響的研究，根據(jù)現(xiàn)有國(guó)外公共投資與私人投資關(guān)系的研究成果[5]，一般認(rèn)為農(nóng)戶利用擁擠性公共資本進(jìn)行生產(chǎn)，公共投資對(duì)農(nóng)戶私人投資的作用取決于公共投資的產(chǎn)出擴(kuò)張效應(yīng)、擁擠擴(kuò)張效應(yīng)和擠出效應(yīng)三種效應(yīng)的綜合作用，不同的生產(chǎn)函數(shù)將產(chǎn)生不同的結(jié)果。在發(fā)展中國(guó)家，農(nóng)業(yè)公共資本稀缺是普遍現(xiàn)象，公共資本的規(guī)?？赡苓h(yuǎn)未達(dá)到邊際報(bào)酬迅速遞減的水平，而且人均私人資本也處于較低水平，公共資本與私人資本具有互補(bǔ)關(guān)系，擁擠擴(kuò)張效應(yīng)相對(duì)較高。因?yàn)楣操Y本邊際報(bào)酬遞減效應(yīng)不足以抵消公共資本的產(chǎn)出效應(yīng)和擁擠擴(kuò)張效應(yīng)，公共投資將刺激農(nóng)戶私人資本擴(kuò)張。從我國(guó)的實(shí)踐來(lái)看（見(jiàn)表1），2004年以來(lái)我國(guó)主要惠農(nóng)政策的中央財(cái)政支出持續(xù)增長(zhǎng)，而農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性固定資產(chǎn)原值同時(shí)也在不斷增加?；蒉r(nóng)政策對(duì)刺激農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資需求應(yīng)該具有一定積極作用。

表1 主要惠農(nóng)政策的中央財(cái)政支出與農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資水平 單位：億元、元/戶

1.2 影響農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資行為的因素假定

影響農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資行為的因素涉及政策、市場(chǎng)和農(nóng)戶家庭等多方面情況，因此分析惠農(nóng)政策對(duì)農(nóng)戶投資行為的影響，需要綜合考慮其他方面因素的影響，根據(jù)文獻(xiàn)和理論分析，這里選擇如下因素進(jìn)行分析。

1.2.1 惠農(nóng)政策的因素假定

為進(jìn)一步分析惠農(nóng)政策對(duì)糧農(nóng)農(nóng)業(yè)投資行為的作用方向及影響程度，根據(jù)調(diào)查資料，這里選擇糧食直接收入補(bǔ)貼、良種補(bǔ)貼、農(nóng)機(jī)具購(gòu)置和更新補(bǔ)貼、農(nóng)田水利設(shè)施投資、開(kāi)展農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移培訓(xùn)③2002年以來(lái)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移培訓(xùn)被納入惠農(nóng)政策，目的是推動(dòng)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，常被稱為“陽(yáng)光工程”。五種惠農(nóng)政策進(jìn)行分析。（1）合理假定糧食補(bǔ)貼政策對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資行為會(huì)產(chǎn)生影響，按實(shí)際種植面積進(jìn)行補(bǔ)貼的糧食直接收入補(bǔ)貼和良種補(bǔ)貼會(huì)促使農(nóng)戶增加糧食種植面積，經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大就有可能增加對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性固定資產(chǎn)的需求。（2）假定農(nóng)機(jī)具補(bǔ)貼政策會(huì)提高農(nóng)戶購(gòu)置和更新大型農(nóng)機(jī)具的積極性，從而增加農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資規(guī)模。（3）農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)作為農(nóng)業(yè)綜合開(kāi)發(fā)項(xiàng)目的重要內(nèi)容，能夠優(yōu)化農(nóng)田灌溉設(shè)施，提高灌溉效率，這里假定農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)會(huì)促使農(nóng)戶擴(kuò)大投資以便更有效地利用水利設(shè)施。（4）進(jìn)行農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移培訓(xùn)的“陽(yáng)光工程”主要是加快農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，如家政培訓(xùn)，假定該項(xiàng)培訓(xùn)會(huì)降低農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資需求。對(duì)這些假定，將在后文進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

1.2.2 農(nóng)戶家庭稟賦特征的因素假定

根據(jù)現(xiàn)有的研究文獻(xiàn)，部分學(xué)者提出一些人口社會(huì)學(xué)特征因素，如受教育程度、性別和年齡，可能會(huì)對(duì)農(nóng)戶投資行為有一定影響[1]-[4],[6]。根據(jù)調(diào)查資料，這里選擇家庭勞動(dòng)力數(shù)量、年齡、性別、受教育程度，以及勞動(dòng)力非農(nóng)化程度來(lái)進(jìn)行分析。（1）農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力數(shù)量是反映農(nóng)業(yè)人力資源的量的因素。一般而言，勞動(dòng)力數(shù)量越多，農(nóng)戶越有能力增加投資，擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模；（2）勞動(dòng)力年齡和學(xué)歷是反映農(nóng)業(yè)人力資源的質(zhì)的因素，中青年勞動(dòng)力、高學(xué)歷勞動(dòng)力的農(nóng)業(yè)投資欲望可能更大；（3）就業(yè)人口中非農(nóng)勞動(dòng)力的比例反映家庭勞動(dòng)力配置狀況，它受各產(chǎn)業(yè)比較效益影響。一般而言，該比例越高，反映農(nóng)戶從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的積極性越高，則農(nóng)業(yè)投資就越少；（4）農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的性別結(jié)構(gòu)也是影響農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資的一個(gè)因素。理論上，男性勞動(dòng)力比女性在農(nóng)業(yè)投資決策上更有欲望，也更為果斷。對(duì)這些因素的辨識(shí)，將在后文進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

1.2.3 農(nóng)戶財(cái)富稟賦及信貸能力的因素假定

在影響農(nóng)戶投資行為的諸多因素中，毫無(wú)疑問(wèn)，農(nóng)戶財(cái)富稟賦和信貸能力是最直接和主要的因素。（1）在糧食主產(chǎn)區(qū)，農(nóng)戶擁有的耕地面積是其農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)規(guī)模的重要標(biāo)志，耕地越多，農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資的動(dòng)機(jī)可能越強(qiáng)；（2）農(nóng)戶上一年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性固定資產(chǎn)原值也能反映農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)規(guī)模，上一年投資越多，固定資產(chǎn)存量越高，農(nóng)戶本年度可能會(huì)減少投資，但也可能基于規(guī)模效應(yīng)而追加投資，因此這一變量對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資的影響需要得到檢驗(yàn)；（3）農(nóng)戶上一年銀行存款反映農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資能力大小，理論上，存款越多，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資能力越強(qiáng)；（4）農(nóng)戶當(dāng)年重大的消費(fèi)支出也會(huì)影響農(nóng)戶投資行為，如住房、教育和醫(yī)療支出，這些替代品支出越多，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資金額會(huì)越少；（5）農(nóng)戶的信貸行為和信貸渠道是農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資資金的主要來(lái)源之一，農(nóng)戶信貸能力越強(qiáng)，渠道越多，其借貸資金越多，進(jìn)行農(nóng)業(yè)投資的可能性就會(huì)越大。對(duì)以上因素的辨識(shí)，將在后文進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

2 實(shí)證模型及分析結(jié)果

2.1 模型選擇

本文使用的資料來(lái)源于筆者2007年7月對(duì)湖北省7縣市的抽樣調(diào)查，包括保康縣、谷城縣、老河口市、南漳縣、襄陽(yáng)區(qū)、宜城市和棗陽(yáng)市。每個(gè)縣市調(diào)查10個(gè)村，共收集70個(gè)村780戶農(nóng)戶資料，剔除信息不全的樣本，有效樣本量為670戶，樣本數(shù)據(jù)是個(gè)截面數(shù)據(jù)(Cross Section Data)。為了分析惠農(nóng)政策對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資行為的影響，進(jìn)一步明確其作用方向及影響程度，本文從微觀角度建立農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資行為的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。由于每個(gè)農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)投資變量均有可能等于零，這樣我們就面臨著樣本選擇偏誤的問(wèn)題。也就是說(shuō)，當(dāng)我們研究農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資行為時(shí)，如果所有農(nóng)戶均進(jìn)行了投資，那么用最小二乘法OLS就能夠直接估計(jì)回歸方程。而當(dāng)只有一部分農(nóng)戶投資的時(shí)候，普通的回歸模型就不再適用，在這種截?cái)鄶?shù)據(jù)的情況下，Tobit模型是有效的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，模型定義如下：

(1)式中，Y*為原始被解釋變量，Y表示農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性固定資產(chǎn)投資額，且 Y*=Xβ+ε，ε～N(0,σ2)，X 為各種影響農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資的因素。由定義可知，當(dāng)Y*＞0時(shí)，Y=Y*，當(dāng)Y*≤0時(shí)，觀察到的農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資金額為0。由此可用最大似然法對(duì)參數(shù)β進(jìn)行估計(jì)。Tobit待估模型具體形式如下，其中模型變量賦值及其描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所述。

根據(jù)表2，得到以下描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果：

從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性固定資產(chǎn)投資來(lái)看，樣本戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性固定資產(chǎn)價(jià)值高于全國(guó)平均水平。2006年樣本戶進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性固定資產(chǎn)投資為326.44元，全國(guó)為272.75元⑤來(lái)源于《中國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展報(bào)告2007》。，反映糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資速度顯著高于全國(guó)平均水平。

從農(nóng)戶家庭稟賦特征來(lái)看，一是樣本戶勞動(dòng)力比重較大。據(jù)統(tǒng)計(jì)，農(nóng)戶家庭常住人口4人，就業(yè)人口約為3人，戶均勞動(dòng)力比重為75%；二是樣本戶就業(yè)人口以中青年為主，且文化程度較低。16～50歲中青年勞動(dòng)力占常住人口比例有58.77%，高中以上勞動(dòng)力比例僅為11.44%；三是非農(nóng)產(chǎn)業(yè)是農(nóng)戶收入的主要來(lái)源之一，非農(nóng)勞動(dòng)力比例約為33.92%，而農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力逐漸以女性為主，男性比例僅為40.23%。

表2 模型變量與統(tǒng)計(jì)描述

從農(nóng)戶財(cái)富稟賦及信貸能力來(lái)看，一是樣本戶經(jīng)營(yíng)耕地面積低于全國(guó)平均水平，戶均僅為6.9畝，而全國(guó)達(dá)到8.67畝⑥來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2007》。，反映中部農(nóng)耕制度仍然以小規(guī)模土地精耕細(xì)作為主；二是樣本戶上一年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性固定資產(chǎn)原值顯著低于全國(guó)水平，但略高于湖北省平均水平。樣本戶平均為3631.31元，全國(guó)為5452.21元，湖北省僅為3183.41元⑦；三是樣本戶上一年銀行存款金額為11236.9元，人均約為是2809元，遠(yuǎn)低于同期全國(guó)城鄉(xiāng)人均12293元的水平；四是樣本戶住房、教育和醫(yī)療支出占當(dāng)年總支出的比例比較合理，均在4%～7%之間，和全國(guó)大致相當(dāng)；五是已有相當(dāng)數(shù)量的農(nóng)戶存在借貸行為，約占樣本戶的27%，但向銀行或信用社信貸的比例很少，97.85%的貸款金額仍然依靠向親戚朋友等的民間借貸方式。

從惠農(nóng)政策實(shí)施來(lái)看，59%的樣本戶獲得過(guò)糧食直接補(bǔ)貼（含良種補(bǔ)貼），3%的農(nóng)戶獲得過(guò)良種補(bǔ)貼，0.6%的農(nóng)戶獲得過(guò)購(gòu)置和更新大型農(nóng)機(jī)具補(bǔ)貼。49.32%的耕地得到了灌溉，19%的勞動(dòng)力參加過(guò)“陽(yáng)光工程”。

2.2 實(shí)證結(jié)果及經(jīng)濟(jì)分析

根據(jù)表3回歸結(jié)果，模型擬合優(yōu)度為53.57，通過(guò)似然比顯著性檢驗(yàn)，回歸方程有效。回歸系數(shù)的經(jīng)濟(jì)含義及其顯著性檢驗(yàn)結(jié)果如下所述：

（1）家庭稟賦變量中勞動(dòng)力受教育程度對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資行為具有顯著影響，當(dāng)高中以上勞動(dòng)力比例增加時(shí)，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性固定資產(chǎn)投資金額會(huì)相應(yīng)增加。而家庭勞動(dòng)力數(shù)量、勞動(dòng)力年齡結(jié)構(gòu)、勞動(dòng)力非農(nóng)化程度及勞動(dòng)力性別則均無(wú)影響，不符合假定，但符合劉榮茂，馬林靖(2006)的研究結(jié)論[6]。

（2）家庭財(cái)產(chǎn)和信貸能力變量中耕地面積對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資行為具有顯著正影響，上一年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性固定資產(chǎn)原值和上一年家庭銀行存款無(wú)顯著影響。當(dāng)耕地面積增加時(shí)，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資金額會(huì)相應(yīng)增加，由此可見(jiàn)，農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)規(guī)模對(duì)農(nóng)業(yè)投資具有一定影響。此外，替代性商品消費(fèi)對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資行為影響不大。住房、教育和醫(yī)療消費(fèi)支出變動(dòng)均對(duì)農(nóng)戶投資行為無(wú)顯著影響。究其原因，可能是因?yàn)樽》?、教育和醫(yī)療品不是經(jīng)常性消費(fèi)支出，對(duì)于這些非一般性支出，農(nóng)戶會(huì)根據(jù)家庭具體情況采取儲(chǔ)蓄等方式預(yù)先積累資金，然后在整個(gè)生命周期內(nèi)平滑掉。最后，是否有信貸行為對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資行為影響不大，但信貸渠道對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資行為具有顯著影響，這不符合劉榮茂，馬林靖(2006)的研究結(jié)論[6]，但與劉承芳、張林秀和樊勝根(2002)的結(jié)論一致[1]。向銀行或信用社信貸比例增加時(shí)，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性固定資產(chǎn)投資金額會(huì)相應(yīng)增加，而劉承芳等(2002)以向他人借入款占全年借貸款比例為信貸變量進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)向他人信貸比例越高，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資金額越大。這些結(jié)論都證明信貸渠道的增加、信貸能力的增強(qiáng)都有益于農(nóng)戶擴(kuò)大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資。

表3 回歸結(jié)果

（3）惠農(nóng)政策對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資行為具有一定影響。(1)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策中糧食直接收入補(bǔ)貼、農(nóng)機(jī)具購(gòu)置和更新補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資行為具有一定積極影響。在控制其他變量條件下，將一個(gè)沒(méi)有獲得糧食直接補(bǔ)貼的農(nóng)戶換成一個(gè)獲得糧食直補(bǔ)的農(nóng)戶，其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性固定資產(chǎn)投資金額會(huì)增加，而將一個(gè)沒(méi)有獲得農(nóng)機(jī)具補(bǔ)貼的農(nóng)戶換成一個(gè)獲得補(bǔ)貼的農(nóng)戶，其農(nóng)業(yè)投資金額也會(huì)增加。然而，是否獲得良種補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶投資行為影響不大。(2)農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資行為影響顯著，當(dāng)農(nóng)田灌溉比例增加時(shí)，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資金額會(huì)相應(yīng)增加。(3)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移培訓(xùn)對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資影響不顯著，反映在剩余勞動(dòng)力較多的糧食主產(chǎn)區(qū)，“陽(yáng)光工程”的實(shí)施對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資行為影響不大。

（4）從各因素對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資行為影響程度的大小來(lái)看，高中以上勞動(dòng)力比例、家庭經(jīng)營(yíng)耕地面積、向銀行或信用社信貸比例、是否獲得糧食直接補(bǔ)貼、是否獲得農(nóng)機(jī)具補(bǔ)貼和灌溉比例的影響非常顯著。根據(jù)McDonald和Moffitt(1980)的研究[7]，Tobit模型的偏回歸系數(shù)并非相應(yīng)變量對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資量的邊際影響，各解釋變量的邊際效應(yīng)等于偏回歸系數(shù)與農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資概率的乘積。根據(jù)表3，各因素對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性固定資產(chǎn)投資的邊際效應(yīng)為，高中以上勞動(dòng)力增加1%，農(nóng)戶投資將增加14元；家庭經(jīng)營(yíng)耕地面積增加1畝，農(nóng)戶投資將增加31元；向銀行或信用社信貸比例增加1%，農(nóng)戶投資將增加7元；比較沒(méi)有獲得糧食直接補(bǔ)貼的農(nóng)戶，獲得補(bǔ)貼的農(nóng)戶，其農(nóng)業(yè)投資將增加558元；比較沒(méi)有獲得農(nóng)機(jī)具補(bǔ)貼的農(nóng)戶，獲得補(bǔ)貼的農(nóng)戶，其農(nóng)業(yè)投資將增加1120元；灌溉比例增加1%，農(nóng)戶投資將增加6元。由此可見(jiàn)農(nóng)戶稟賦特征、家庭財(cái)富和信貸能力、惠農(nóng)政策的確是影響中部糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資行為的重要因素。

3 結(jié)論與啟示

結(jié)合現(xiàn)階段糧食主產(chǎn)區(qū)惠農(nóng)政策的實(shí)施情況，本文構(gòu)建了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資行為實(shí)證模型，考察惠農(nóng)新政對(duì)湖北省7縣670個(gè)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)，惠農(nóng)政策對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資行為具有一定積極影響。對(duì)糧農(nóng)提供糧食直接收入補(bǔ)貼、進(jìn)行農(nóng)機(jī)具購(gòu)置和更新補(bǔ)貼、增加農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)投資都會(huì)增加農(nóng)戶私人投資。而良種補(bǔ)貼、農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移培訓(xùn)對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資行為均無(wú)顯著影響。此外，家庭稟賦特征變量中的勞動(dòng)力受教育程度、家庭財(cái)產(chǎn)和信貸能力變量中的耕地面積以及向銀行或信用社信貸比例，均對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資行為具有正影響。

通過(guò)上述分析，可以看出糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資行為受到多重因素的影響，要充分利用有利因素、克服不利因素的影響，僅僅依靠農(nóng)戶的力量是不夠的，需要國(guó)家的大力支持。特別在我國(guó)這樣一個(gè)農(nóng)業(yè)大國(guó)，國(guó)家要繼續(xù)增加糧食直接收入補(bǔ)貼力度，提高農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)積極性；加大農(nóng)機(jī)具購(gòu)置和更新補(bǔ)貼力度，加快農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)現(xiàn)代化轉(zhuǎn)變；加強(qiáng)農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)，改善農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件；加大農(nóng)村教育投資力度，提高農(nóng)戶文化水平；建立健全農(nóng)田保護(hù)與流轉(zhuǎn)機(jī)制，引導(dǎo)農(nóng)戶投資行為走向規(guī)范化；加快農(nóng)村金融體制改革，增強(qiáng)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資的信貸能力，等等。通過(guò)惠農(nóng)新政的實(shí)施，為農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資創(chuàng)建一個(gè)良好的制度環(huán)境。

[1]劉承芳,張林秀,樊勝根.農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資影響因素研究——對(duì)江蘇省6個(gè)縣市的實(shí)證分析[J].中國(guó)農(nóng)村觀察,2002,(4).

[2]楊美麗,周應(yīng)恒,王圖展.農(nóng)村公共事業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資的影響——基于地區(qū)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].財(cái)貿(mào)研究,2007,(3).

[3]郭敏,屈艷芳.農(nóng)戶投資行為實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2002,(6).

[4]陳銘恩,溫思美.我國(guó)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資行為的再研究[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì),2004,(2).

[5]張中華,謝升峰.西方公共投資效應(yīng)理論綜述[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài),2002,(7).

[6]劉榮茂,馬林靖.農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資行為的影響因素分析——以南京市5縣區(qū)為例的實(shí)證研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題,2006,(12).

[7]McDonald.J.F,Moffitt.R.A.The Uses of Tobit Analysis[J].Review of Economics and Statistics,1980,(62).

④根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2007》資料，全國(guó)2006年農(nóng)村居民家庭生產(chǎn)性固定資產(chǎn)原值為戶均5452.21元，2005年為5179.46元。