施 雨，吳雪蓮，MUNTHALIG

（長江大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 荊州 434023）

糧食安全問題始終是關(guān)系中國國計(jì)民生、社會(huì)穩(wěn)定和國家自立的全局性重大戰(zhàn)略問題，確保國家糧食安全是一個(gè)永恒課題，尤其是疫情期間，進(jìn)出口貿(mào)易受到重創(chuàng)，糧食安全問題再次引起高度重視。農(nóng)戶作為糧食生產(chǎn)者，在保障中國糧食安全中發(fā)揮著至關(guān)重要的作用［1，2］，充分調(diào)動(dòng)農(nóng)戶的生產(chǎn)積極性是確保糧食增長的重要舉措。為此，基于農(nóng)戶角度的種糧積極性保護(hù)一直是學(xué)術(shù)界研究的熱點(diǎn)，不少學(xué)者提出要構(gòu)建生產(chǎn)補(bǔ)償機(jī)制來提升農(nóng)戶的種糧積極性［3］，并通過補(bǔ)償方式、補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)等方面展開了較為系統(tǒng)的研究［4］，也有學(xué)者通過問卷調(diào)查開展了大量的農(nóng)戶種糧認(rèn)知、意愿、行為影響因素的實(shí)證研究，進(jìn)而提出了相應(yīng)的激勵(lì)對(duì)策［5，6］。根據(jù)農(nóng)戶自身特征有針對(duì)性地采取相應(yīng)的激勵(lì)措施提高其生產(chǎn)積極性，已成為大家的基本共識(shí)。生計(jì)資本的變化影響著農(nóng)戶生產(chǎn)的意愿和行為，已有研究表明，生計(jì)資本的變化對(duì)農(nóng)戶的生計(jì)多樣性［7］、種糧決策［8］、種糧意愿［9］和補(bǔ)償模式等方面都具有明顯的影響。充分尊重農(nóng)戶意愿是保障農(nóng)戶種糧積極性的基礎(chǔ)，深入剖析生計(jì)資本對(duì)農(nóng)戶種糧積極性的影響，系統(tǒng)把握其影響規(guī)律性，對(duì)制定相關(guān)政策提高農(nóng)戶種糧積極性具有積極的參考價(jià)值。江漢平原作為中國重要商品糧基地之一，承擔(dān)著保障國家糧食安全的重要任務(wù)。但近年來，江漢平原田多、勞動(dòng)力少，耕作粗放，且在比較經(jīng)濟(jì)收益作用下農(nóng)戶種植特種經(jīng)濟(jì)作物的面積增加，跟風(fēng)養(yǎng)殖小龍蝦，這勢必影響農(nóng)戶的種糧積極性。在此背景下，調(diào)查江漢平原農(nóng)戶種糧積極性，了解其存在的問題，探求問題產(chǎn)生的根本原因，對(duì)提高江漢平原農(nóng)戶種糧積極性、保障中國糧食安全具有重要意義。本研究基于江漢平原464份農(nóng)戶抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，采用Logistic回歸模型分析生計(jì)資本對(duì)農(nóng)戶種糧積極性的影響，以期為提升生計(jì)分化中農(nóng)戶種糧積極性的政策制定提供參考。

1 數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源及樣本分析

1.1.1 數(shù)據(jù)來源 江漢平原位于湖北省中部，人口密集，物產(chǎn)豐富，土壤肥沃，是全國重要的商品糧基地，也是國家層面的農(nóng)產(chǎn)品主產(chǎn)區(qū)。本研究數(shù)據(jù)來源于2020年4月采取分層隨機(jī)抽樣的方法對(duì)江漢平原農(nóng)戶進(jìn)行調(diào)查。選取了湖北省荊州、潛江、仙桃、荊門、襄陽5市，每個(gè)市隨機(jī)選擇5個(gè)村，每個(gè)村發(fā)放問卷20份，共計(jì)發(fā)放問卷500份，其中有效問卷為464份，有效率達(dá)92.8%。調(diào)研的主要內(nèi)容涉及農(nóng)戶家庭基本情況、農(nóng)作物種植面積及細(xì)碎化、種糧積極性、農(nóng)戶生計(jì)資本（農(nóng)業(yè)收入、兼業(yè)收入、電子產(chǎn)品、家庭是否擁有農(nóng)機(jī)、是否買過城鎮(zhèn)商品房、家庭常住勞動(dòng)力人口、農(nóng)戶受教育程度、是否加入生產(chǎn)合作社、是否是村干部）等。

1.1.2 樣本分析 樣本農(nóng)戶基本情況見表1。在464份有效問卷中，種糧農(nóng)戶415人，占比為89.4%，這在一定程度上反映大部分江漢平原的農(nóng)戶仍在種糧。其中男性農(nóng)戶331人，占比為71.3%，這可能是受疫情影響，農(nóng)村部分男性滯留未能外出務(wù)工。勞動(dòng)者受教育程序普遍不高，其中，初中以下學(xué)歷的農(nóng)戶354人，占比為76.3%，而大專及以上學(xué)歷的農(nóng)戶60人，占比為12.9%。從家庭勞動(dòng)力數(shù)量來看，勞動(dòng)力人數(shù)在1～2人的占比為57.5%，勞動(dòng)力人數(shù)在3～5人的占比為41.2%，勞動(dòng)人數(shù)在6人及以上的占比為1.3%。從家庭種植面積來看，種植面積小于0.67 hm2的農(nóng)戶375人，占比為80.8%，表明當(dāng)前農(nóng)村依然以家庭小規(guī)模生產(chǎn)為主，同時(shí)種植面積大于2.00 hm2的農(nóng)戶占比也達(dá)6.7%，說明國家提倡構(gòu)建新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體政策起到了一定成效。從家庭年農(nóng)業(yè)收入來看，年農(nóng)業(yè)收入在1萬元以下的農(nóng)戶86戶，占比為18.5%；年農(nóng)業(yè)收入在1萬～3萬元的農(nóng)戶251戶，占比為54.1%；年農(nóng)業(yè)收入在10萬元及以上的農(nóng)戶10戶，占比為2.2%，這表明農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入水平普遍偏低，高農(nóng)業(yè)收入農(nóng)戶較少。從是否加入生產(chǎn)合作社來看，66.2%的農(nóng)戶未加入生產(chǎn)合作社，加入生產(chǎn)合作社的農(nóng)戶僅占33.8%，這可能是由于農(nóng)戶對(duì)生產(chǎn)合作社不太了解或者當(dāng)?shù)氐暮献魃缃?jīng)營狀況不好。

表1 樣本農(nóng)戶基本情況

1.2 研究方法

1.2.1 農(nóng)戶生計(jì)指標(biāo)體系構(gòu)建 本研究采用經(jīng)典的人力資本、自然資本、物質(zhì)資本、金融資本和社會(huì)資本五維生計(jì)資本分析框架，參考相關(guān)研究［10-13］，結(jié)合研究區(qū)域農(nóng)戶的特征，構(gòu)建農(nóng)戶生計(jì)資本量化指標(biāo)體系。人力資本是農(nóng)戶最重要的生計(jì)基礎(chǔ)，包括質(zhì)量和數(shù)量方面，人力資本稟賦越好，越可能轉(zhuǎn)向非農(nóng)就業(yè)，主要是因?yàn)榉N糧效益比較低，會(huì)降低農(nóng)戶種糧積極性，也可能采用現(xiàn)代技術(shù)規(guī)模經(jīng)營種糧，從而提高農(nóng)戶種糧的積極性；選取了家庭常住勞動(dòng)力人口（H1）、勞動(dòng)者受教育程度（H2）2個(gè)指標(biāo)。自然資本是農(nóng)戶農(nóng)業(yè)自然資源稟賦的表現(xiàn)，自然資本稟賦越好，種糧有望獲得更高的經(jīng)濟(jì)效益，可能更有利于提高農(nóng)戶的種糧積極性；選取了糧食耕種面積（N1）、糧食耕種地塊（N2）2個(gè)指標(biāo)。物質(zhì)資本和金融資本都是農(nóng)戶現(xiàn)有的物質(zhì)生計(jì)基礎(chǔ)，物質(zhì)資本和金融資本越好，農(nóng)戶的生計(jì)選擇越多，與人力資本一樣，同時(shí)存在降低和提升農(nóng)戶種糧積極性的可能性；選取了電子產(chǎn)品（M1）、家庭是否擁有農(nóng)機(jī)（M2）2個(gè)指標(biāo)來衡量物質(zhì)資本，農(nóng)業(yè)收入（F1）、是否買過城鎮(zhèn)商品房（F2）和兼業(yè)收入（F3）3個(gè)指標(biāo)來衡量金融資本。社會(huì)資本是農(nóng)戶生計(jì)的重要外部資源環(huán)境，農(nóng)戶社會(huì)資本越好，對(duì)農(nóng)業(yè)政策、種糧的重要性和嚴(yán)峻性認(rèn)識(shí)越到位，更愿意種糧；選取了是否加入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)合作社（S1）以及是否是村干部（S2）這2個(gè)指標(biāo)。變量的具體名稱、含義及賦值見表2。

表2 農(nóng)戶生計(jì)資本指標(biāo)說明與描述性統(tǒng)計(jì)

1.2.2 模型選擇

1）二元Logistic模型。根據(jù)生計(jì)資本理論分析農(nóng)戶的人力資本、自然資本、物質(zhì)資本、金融資本和社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶種糧行為的重要影響。模型一般形式為：

種糧行為=f（人力資本、自然資本、物質(zhì)資本、金融資本、社會(huì)資本）+μ

在問卷設(shè)計(jì)中，將農(nóng)戶對(duì)種糧行為分為“是”和“否”2種情況，對(duì)應(yīng)的問卷設(shè)計(jì)是“你是否種植糧食”，y=1表示種植糧食，y=0表示不種植糧食。分析此類問題，一般都采用離散選擇模型，選擇用二項(xiàng)式Logistic模型對(duì)農(nóng)戶種糧行為的影響因素進(jìn)行分析，Logistic線性函數(shù)形式為：

式中，xi（i=1，2，…，k）為實(shí)際觀測到影響農(nóng)戶種糧的影響因素，包括人力資本、自然資本、物質(zhì)資本、金融資本和社會(huì)資本；pr(y=1|x1,x2,…,xk)表示農(nóng)戶種植糧食的概率；β0為截距項(xiàng)，β1,β2,…,βk為各自變量對(duì)種糧行為的影響程度；μ為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2）有序Logistic模型。江漢平原農(nóng)戶種糧積極性采用李克特五分量表來衡量，分別為非常不積極=1、不積極=2、一般=3、積極=4、非常積極=5。農(nóng)戶種糧積極性遵循統(tǒng)計(jì)學(xué)上的正態(tài)分布，采用有序Logistic模型，假設(shè)存在一個(gè)能代表被解釋變量Y但是不可觀測的潛在變量Y*，Y有1、2、3、4、5五個(gè)取值。公式表示為：

式中，xi為解釋變量集合，β為待估參數(shù)，μ*i為隨機(jī)變量，服從獨(dú)立同分布。假設(shè)C1＜C2＜C3＜C4為未知割點(diǎn)，則Yi可由Y*i表示如下：

當(dāng)服從正態(tài)分布，Φ(·)表示標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的分布函數(shù)時(shí)，Y的條件概率分別表示為：

2 結(jié)果與分析

2.1 農(nóng)戶種糧積極性統(tǒng)計(jì)分析

經(jīng)統(tǒng)計(jì)江漢平原農(nóng)戶種糧比例高，在464份調(diào)查樣本中，種糧農(nóng)戶為415人，占樣本總量的89.4%，不種糧的農(nóng)戶為49人，占樣本總量的10.6%。但是，江漢平原農(nóng)戶種糧積極性不足，由表3可知，55.61%的農(nóng)戶表現(xiàn)出對(duì)種糧沒有熱情，處于非常不積極、不積極、一般的態(tài)度，有31.03%的農(nóng)戶對(duì)種糧表現(xiàn)出一定積極性，僅有13.36%的農(nóng)戶非常愿意從事糧食種植?？傮w上，江漢平原農(nóng)戶種糧積極性還有很大提升空間。

表3 農(nóng)戶種糧積極性情況

2.2 回歸結(jié)果分析

選擇更多自變量能夠更全面地分析問題，但也更容易出現(xiàn)變量間的多重共線，使模型失真。本研究運(yùn)用SPSS 23.0軟件對(duì)所選擇的11個(gè)變量進(jìn)行多重共線性 檢驗(yàn)。由 表4可知，0.733＜TOL＜0.949，1.054＜VIF＜1.364，表明變量間不存在嚴(yán)重的多重共線。通過多重共線性檢驗(yàn)后，再運(yùn)用Stata11統(tǒng)計(jì)軟件分析生計(jì)資本對(duì)農(nóng)戶種糧積極性的影響，結(jié)果見表5。

表4 變量間多重共線診斷結(jié)果

表5 二元Logistic模型回歸結(jié)果

2.2.1 生計(jì)資本對(duì)農(nóng)戶種糧行為的影響

1）人力資本對(duì)農(nóng)戶種糧行為的影響。由表5可知，家庭常住勞動(dòng)力人口在10%水平上顯著負(fù)向影響農(nóng)戶種糧行為，表明家庭常住勞動(dòng)力人口越多，農(nóng)戶種糧行為發(fā)生的可能性越小。勞動(dòng)者受教育程度在10%水平上顯著負(fù)向影響農(nóng)戶種糧行為，表明農(nóng)戶的受教育程度越高，種糧行為發(fā)生的可能性越小。該結(jié)論和已有研究相符合，在對(duì)糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶素質(zhì)及其種糧意愿分析中發(fā)現(xiàn)，受教育程度高的農(nóng)戶，非農(nóng)就業(yè)的能力越強(qiáng)且機(jī)會(huì)越多，獲取高收益的可能性越大，越希望在外拼出一番事業(yè)，因而越傾向于到城鎮(zhèn)就業(yè)，但這也會(huì)導(dǎo)致農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的文化素質(zhì)進(jìn)一步降低［14］。

2）自然資本對(duì)農(nóng)戶種糧行為的影響。糧食耕種面積在5%水平上顯著正向影響農(nóng)戶種糧行為，糧食耕種地塊在1%水平上顯著正向影響農(nóng)戶種糧行為，表明農(nóng)戶的種植面積越大，地塊越多，發(fā)生種糧的可能性越大。已有研究證實(shí)了這一點(diǎn)，隨著土地面積的增加，農(nóng)戶從事糧食生產(chǎn)的機(jī)會(huì)成本增大，使其有更強(qiáng)的動(dòng)力增加種糧投入［15］，農(nóng)地細(xì)碎化有利于低山丘陵區(qū)農(nóng)戶發(fā)揮在水稻生產(chǎn)中善于精耕細(xì)作的優(yōu)勢，以提高農(nóng)地利用強(qiáng)度，且農(nóng)地細(xì)碎化也可以分?jǐn)偹旧a(chǎn)的自然和市場風(fēng)險(xiǎn)［16］。

3）物質(zhì)資本對(duì)農(nóng)戶種糧行為的影響。電子產(chǎn)品在1%水平上顯著正向影響農(nóng)戶種糧行為，表明物質(zhì)資本越豐富，農(nóng)戶的種糧積極性越高。農(nóng)戶擁有的電視、網(wǎng)絡(luò)、電腦等設(shè)備有利于其掌握種糧的政策信息，能夠促進(jìn)農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。這一結(jié)論與蔡志堅(jiān)［17］的研究結(jié)論相同，農(nóng)戶對(duì)互聯(lián)網(wǎng)的使用意愿越強(qiáng)、使用頻率越高，對(duì)種糧的關(guān)注度和期望值就越高。

4）金融資本對(duì)農(nóng)戶種糧行為的影響。農(nóng)業(yè)收入在1%水平上顯著正向影響農(nóng)戶種糧行為。農(nóng)戶的人均年收入是衡量經(jīng)濟(jì)實(shí)力的主要指標(biāo)，經(jīng)濟(jì)實(shí)力越強(qiáng)，越有能力選擇種植糧食作物，越傾向于采用先進(jìn)的農(nóng)業(yè)技術(shù)、購買先進(jìn)的農(nóng)業(yè)機(jī)械，進(jìn)而提高生產(chǎn)經(jīng)營能力，越容易發(fā)生種糧行為，并且以種糧作為自己的主要收入來源［18］。

5）社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶種糧行為的影響。是否加入生產(chǎn)合作社正向影響農(nóng)戶種糧行為，參加生產(chǎn)合作社有利于增強(qiáng)村內(nèi)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，提高組織化程度。村內(nèi)強(qiáng)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)、組織化程度高對(duì)農(nóng)戶是否種糧有正向影響［19］。是否是村干部也正向影響農(nóng)戶的種糧行為，村干部一般有較高的政治素養(yǎng)，對(duì)種糧的各種政策較為了解，并且村干部在鄉(xiāng)村工作，轉(zhuǎn)向非農(nóng)就業(yè)的可能性較小，對(duì)土地的依賴性更大。

2.2.2 生計(jì)資本對(duì)農(nóng)戶種糧積極性的影響 運(yùn)用Stata11軟件分析生計(jì)資本對(duì)農(nóng)戶種糧積極性的影響，結(jié)果見表6，P值（Prob＞F=0.000）說明模型整體通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，對(duì)數(shù)似然比（Loglikeihood）=-597.402，偽判決系數(shù)（R2）=0.074 8，說明整體擬合優(yōu)度較好。

表6 有序Logistic模型回歸結(jié)果

1）人力資本對(duì)農(nóng)戶種糧積極性的影響。人力資本指標(biāo)中家庭常住勞動(dòng)力人口（H1）與勞動(dòng)者受教育程度（H2）正向影響農(nóng)戶種糧積極性，家庭常住勞動(dòng)力人口越多以及勞動(dòng)者受教育程度越高，農(nóng)戶的種植積極性就越高；研究結(jié)果與侯明慧等［20］的研究相符合，家庭常住人口越多的農(nóng)戶，轉(zhuǎn)向非農(nóng)生產(chǎn)的可能性較小，對(duì)土地的依賴性越高，更愿意從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。受教育程度高的農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)政策和市場的敏感度更高，對(duì)糧食種植方式的探索更多，更能感受到從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的經(jīng)濟(jì)效益，從而表現(xiàn)出對(duì)糧食種植有更高的積極性。

2）自然資本對(duì)農(nóng)戶種糧積極性的影響。自然資本指標(biāo)中糧食耕種面積（N1）在1%水平上顯著正向影響農(nóng)戶種糧積極性。糧食耕種面積每增加1個(gè)單位，能使農(nóng)戶種糧積極性非常不積極、不積極、一般的概率分別下降3.5%和2.6%、4.4%，積極、非常積極的概率分別上升5.4%、5.2%。糧食耕種地塊（N2）負(fù)向影響農(nóng)戶種糧積極性。劉濱等［21］認(rèn)為農(nóng)戶所擁有的耕地資源稟賦越好，生計(jì)資本中反映農(nóng)戶的自然資本越好，進(jìn)而更愿意參加糧食種植。在平原地區(qū)，市場發(fā)育程度較高，耕地細(xì)碎化造成了工作時(shí)間上的浪費(fèi)，增加了種植機(jī)會(huì)成本，所以土地細(xì)碎化對(duì)農(nóng)戶種糧積極性產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)［22］。

3）物質(zhì)資本對(duì)農(nóng)戶種糧積極性的影響。物質(zhì)資本指標(biāo)中電子產(chǎn)品（M1）在1%水平上顯著負(fù)向影響農(nóng)戶種糧積極性，家庭是否擁有農(nóng)機(jī)（M2）在1%水平上顯著正向影響農(nóng)戶種糧積極性。電子產(chǎn)品（M1）每增加1個(gè)單位，能使農(nóng)戶種糧積極性非常不積極、不積極、一般的概率分別上升3.8%、2.8%和4.6%，積極、非常積極的概率分別下降5.8%和5.5%。家庭是否擁有農(nóng)機(jī)（M2）每增加1個(gè)單位，能使農(nóng)戶種糧積極性非常不積極、不積極、一般的概率分別下降5.7%、4.2%和7.0%，積極、非常積極的概率分別上升8.7%和8.2%。結(jié)合已有研究發(fā)現(xiàn)［23］，電子產(chǎn)品越豐富，農(nóng)戶的種糧積極性就越低，可能是因?yàn)殡娔X、電視的出現(xiàn)增加了農(nóng)戶向互聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的可能性，所以降低了農(nóng)戶的種糧積極性。家庭擁有農(nóng)機(jī)具和設(shè)施等資源越好，為農(nóng)戶種糧提供了越有利的生產(chǎn)條件，農(nóng)戶的種糧積極性越高。

4）金融資本對(duì)農(nóng)戶種糧積極性的影響。金融資本指標(biāo)中兼業(yè)收入（F3）在1%水平上顯著負(fù)向影響農(nóng)戶種糧積極性。兼業(yè)收入越高，農(nóng)戶的種糧積極性越低。兼業(yè)收入每增加1個(gè)單位，能使農(nóng)戶種糧積極性非常不積極、不積極、一般的概率分別上升1.8%、1.3%和2.2%，積極、非常積極的概率分別下降2.8%和2.6%。農(nóng)業(yè)具有弱質(zhì)性，自然風(fēng)險(xiǎn)較高，所以農(nóng)戶為追求經(jīng)濟(jì)利益，選擇更有穩(wěn)定性的二三產(chǎn)業(yè)。兼業(yè)收入越高，種糧成本越高，農(nóng)戶更愿意選擇非農(nóng)生產(chǎn)，從而導(dǎo)致農(nóng)戶種糧積極性下降。

5）社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶種糧積極性的影響。社會(huì)資本指標(biāo)中是否加入生產(chǎn)合作社（S1）在1%水平上顯著正向影響農(nóng)戶種糧積極性，表明農(nóng)戶家庭成員加入生產(chǎn)合作社擁有的資源多，更愿意從事糧食生產(chǎn)。農(nóng)戶加入生產(chǎn)合作社每增加1個(gè)單位，能使農(nóng)戶種糧積極性非常不積極、不積極、一般的概率分別下降47.1%、3.5%和5.8%，積極、非常積極的概率分別上升7.2%和6.8%。朱曉峰［24］認(rèn)為，農(nóng)戶社會(huì)資本越豐富，越有利于其認(rèn)識(shí)到種糧的重要性和價(jià)值，越愿意從事糧食生產(chǎn)。社會(huì)資本越豐富，特別是加入生產(chǎn)合作社，農(nóng)戶能夠獲得農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼，更容易掌握市場信息，更快接觸到國家最新的惠農(nóng)政策，對(duì)糧食生產(chǎn)的嚴(yán)峻形式和重要性認(rèn)識(shí)程度更高，從而有更高的種糧積極性。

3 結(jié)論與對(duì)策建議

3.1 結(jié)論

本研究以江漢平原464份問卷進(jìn)行實(shí)證研究，構(gòu)建生計(jì)資本指標(biāo)體系，運(yùn)用Logistic回歸模型探討農(nóng)戶生計(jì)資本具體指標(biāo)對(duì)農(nóng)戶種糧積極性的影響。結(jié)果表明，從總體樣本統(tǒng)計(jì)結(jié)果來看，僅有44.39%的農(nóng)戶種糧積極性較高，還有15.30%的農(nóng)戶不愿意從事糧食種植，表明了江漢平原作為中國重要的商品生產(chǎn)基地，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)依舊是很多農(nóng)戶的主要生計(jì)來源，但江漢平原農(nóng)戶種糧積極性還有較大的提升空間，農(nóng)戶對(duì)于種糧的重要性和嚴(yán)峻性認(rèn)知還不到位。

生計(jì)資本各指標(biāo)均與江漢平原農(nóng)戶種糧積極性之間有較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性，生計(jì)資本指標(biāo)中有5項(xiàng)指標(biāo)對(duì)農(nóng)戶種糧積極性具有顯著影響。結(jié)果表明，糧食耕種面積、家庭是否擁有農(nóng)機(jī)、是否加入生產(chǎn)合作社有利于提高農(nóng)戶種糧積極性；電子產(chǎn)品越豐富、兼業(yè)收入越高，農(nóng)戶的種糧積極性越低。

3.2 對(duì)策建議

綜上可知，應(yīng)當(dāng)正視當(dāng)前江漢平原農(nóng)戶生計(jì)分化的現(xiàn)實(shí)，利用生計(jì)分化對(duì)農(nóng)戶種糧積極性的影響，有針對(duì)性地完善種糧保護(hù)政策，從而調(diào)動(dòng)農(nóng)戶的種糧積極性。鑒于此，本研究提出以下幾個(gè)方面的對(duì)策建議。

1）針對(duì)糧食耕種面積對(duì)江漢平原農(nóng)戶種糧積極性的正向影響，國家應(yīng)當(dāng)順應(yīng)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的發(fā)展方向，推動(dòng)土地有序規(guī)范流轉(zhuǎn)，進(jìn)行規(guī)模化生產(chǎn)，增加農(nóng)戶種糧的收益，提高農(nóng)戶種糧的積極性，以保障中國的糧食安全。

2）針對(duì)家庭是否擁有農(nóng)機(jī)、是否加入生產(chǎn)合作社對(duì)江漢平原農(nóng)戶種糧積極性有正向影響，要進(jìn)一步加大對(duì)農(nóng)機(jī)的投入，鼓勵(lì)農(nóng)戶加入生產(chǎn)合作社。政府和有關(guān)部門要加強(qiáng)宣傳合作社，提高農(nóng)民組織化程度，不斷擴(kuò)大農(nóng)民專業(yè)合作社在全社會(huì)的知名度和影響力。

3）針對(duì)擁有電子產(chǎn)品和在兼業(yè)收入對(duì)江漢平原農(nóng)戶種糧積極性的負(fù)向影響，應(yīng)該積極引導(dǎo)農(nóng)戶利用電子產(chǎn)品學(xué)習(xí)種糧新技術(shù)，了解種糧新資訊，加深對(duì)農(nóng)業(yè)政策的理解，提高農(nóng)戶的種糧積極性。政府還應(yīng)該提升農(nóng)村居住環(huán)境，完善農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施，讓農(nóng)村變得有吸引力，留住農(nóng)村勞動(dòng)力，尤其是留住當(dāng)?shù)啬贻p勞動(dòng)力，引導(dǎo)農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。