施 雨，吳雪蓮，MUNTHALIG

（長江大學經(jīng)濟與管理學院，湖北 荊州 434023）

糧食安全問題始終是關系中國國計民生、社會穩(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永恒課題，尤其是疫情期間，進出口貿(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)揮著至關重要的作用［1，2］，充分調(diào)動農(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一直是學術界研究的熱點，不少學者提出要構建生產(chǎn)補償機制來提升農(nóng)戶的種糧積極性［3］，并通過補償方式、補償標準等方面展開了較為系統(tǒng)的研究［4］，也有學者通過問卷調(diào)查開展了大量的農(nóng)戶種糧認知、意愿、行為影響因素的實證研究，進而提出了相應的激勵對策［5，6］。根據(jù)農(nóng)戶自身特征有針對性地采取相應的激勵措施提高其生產(chǎn)積極性，已成為大家的基本共識。生計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，生計資本的變化對農(nóng)戶的生計多樣性［7］、種糧決策［8］、種糧意愿［9］和補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，深入剖析生計資本對農(nóng)戶種糧積極性的影響，系統(tǒng)把握其影響規(guī)律性，對制定相關政策提高農(nóng)戶種糧積極性具有積極的參考價值。江漢平原作為中國重要商品糧基地之一，承擔著保障國家糧食安全的重要任務。但近年來，江漢平原田多、勞動力少，耕作粗放，且在比較經(jīng)濟收益作用下農(nóng)戶種植特種經(jīng)濟作物的面積增加，跟風養(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回歸模型分析生計資本對農(nóng)戶種糧積極性的影響，以期為提升生計分化中農(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月采取分層隨機抽樣的方法對江漢平原農(nóng)戶進行調(diào)查。選取了湖北省荊州、潛江、仙桃、荊門、襄陽5市，每個市隨機選擇5個村，每個村發(fā)放問卷20份，共計發(fā)放問卷500份，其中有效問卷為464份，有效率達92.8%。調(diào)研的主要內(nèi)容涉及農(nóng)戶家庭基本情況、農(nóng)作物種植面積及細碎化、種糧積極性、農(nóng)戶生計資本（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、是否買過城鎮(zhèn)商品房、家庭常住勞動力人口、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工。勞動者受教育程序普遍不高，其中，初中以下學歷的農(nóng)戶354人，占比為76.3%，而大專及以上學歷的農(nóng)戶60人，占比為12.9%。從家庭勞動力數(shù)量來看，勞動力人數(shù)在1～2人的占比為57.5%，勞動力人數(shù)在3～5人的占比為41.2%，勞動人數(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%，表明當前農(nóng)村依然以家庭小規(guī)模生產(chǎn)為主，同時種植面積大于2.00 hm2的農(nóng)戶占比也達6.7%，說明國家提倡構建新型農(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)戶對生產(chǎn)合作社不太了解或者當?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)戶生計指標體系構建 本研究采用經(jīng)典的人力資本、自然資本、物質(zhì)資本、金融資本和社會資本五維生計資本分析框架，參考相關研究［10-13］，結合研究區(qū)域農(nóng)戶的特征，構建農(nóng)戶生計資本量化指標體系。人力資本是農(nóng)戶最重要的生計基礎，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)，主要是因為種糧效益比較低，會降低農(nóng)戶種糧積極性，也可能采用現(xiàn)代技術規(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力人口（H1）、勞動者受教育程度（H2）2個指標。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個指標。物質(zhì)資本和金融資本都是農(nóng)戶現(xiàn)有的物質(zhì)生計基礎，物質(zhì)資本和金融資本越好，農(nóng)戶的生計選擇越多，與人力資本一樣，同時存在降低和提升農(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（M2）2個指標來衡量物質(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個指標來衡量金融資本。社會資本是農(nóng)戶生計的重要外部資源環(huán)境，農(nóng)戶社會資本越好，對農(nóng)業(yè)政策、種糧的重要性和嚴峻性認識越到位，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個指標。變量的具體名稱、含義及賦值見表2。

表2 農(nóng)戶生計資本指標說明與描述性統(tǒng)計

1.2.2 模型選擇

1）二元Logistic模型。根據(jù)生計資本理論分析農(nóng)戶的人力資本、自然資本、物質(zhì)資本、金融資本和社會資本對農(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、社會資本）+μ

在問卷設計中，將農(nóng)戶對種糧行為分為“是”和“否”2種情況，對應的問卷設計是“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，選擇用二項式Logistic模型對農(nóng)戶種糧行為的影響因素進行分析，Logistic線性函數(shù)形式為：

式中，xi（i=1，2，…，k）為實際觀測到影響農(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，β1,β2,…,βk為各自變量對種糧行為的影響程度；μ為隨機擾動項。

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)計學上的正態(tài)分布，采用有序Logistic模型，假設存在一個能代表被解釋變量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為隨機變量，服從獨立同分布。假設C1＜C2＜C3＜C4為未知割點，則Yi可由Y*i表示如下：

當服從正態(tài)分布，Φ(·)表示標準正態(tài)分布的分布函數(shù)時，Y的條件概率分別表示為：

2 結果與分析

2.1 農(nóng)戶種糧積極性統(tǒng)計分析

經(jīng)統(tǒng)計江漢平原農(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。本研究運用SPSS 23.0軟件對所選擇的11個變量進行多重共線性 檢驗。由 表4可知，0.733＜TOL＜0.949，1.054＜VIF＜1.364，表明變量間不存在嚴重的多重共線。通過多重共線性檢驗后，再運用Stata11統(tǒng)計軟件分析生計資本對農(nóng)戶種糧積極性的影響，結果見表5。

表4 變量間多重共線診斷結果

表5 二元Logistic模型回歸結果

2.2.1 生計資本對農(nóng)戶種糧行為的影響

1）人力資本對農(nóng)戶種糧行為的影響。由表5可知，家庭常住勞動力人口在10%水平上顯著負向影響農(nóng)戶種糧行為，表明家庭常住勞動力人口越多，農(nóng)戶種糧行為發(fā)生的可能性越小。勞動者受教育程度在10%水平上顯著負向影響農(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。該結論和已有研究相符合，在對糧食主產(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)的能力越強且機會越多，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)，但這也會導致農(nóng)業(yè)勞動力的文化素質(zhì)進一步降低［14］。

2）自然資本對農(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。已有研究證實了這一點，隨著土地面積的增加，農(nóng)戶從事糧食生產(chǎn)的機會成本增大，使其有更強的動力增加種糧投入［15］，農(nóng)地細碎化有利于低山丘陵區(qū)農(nóng)戶發(fā)揮在水稻生產(chǎn)中善于精耕細作的優(yōu)勢，以提高農(nóng)地利用強度，且農(nóng)地細碎化也可以分攤水稻生產(chǎn)的自然和市場風險［16］。

3）物質(zhì)資本對農(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、電腦等設備有利于其掌握種糧的政策信息，能夠促進農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。這一結論與蔡志堅［17］的研究結論相同，農(nóng)戶對互聯(lián)網(wǎng)的使用意愿越強、使用頻率越高，對種糧的關注度和期望值就越高。

4）金融資本對農(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)濟實力的主要指標，經(jīng)濟實力越強，越有能力選擇種植糧食作物，越傾向于采用先進的農(nóng)業(yè)技術、購買先進的農(nóng)業(yè)機械，進而提高生產(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）社會資本對農(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)合作社有利于增強村內(nèi)關系網(wǎng)絡，提高組織化程度。村內(nèi)強關系網(wǎng)絡、組織化程度高對農(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，對土地的依賴性更大。

2.2.2 生計資本對農(nóng)戶種糧積極性的影響 運用Stata11軟件分析生計資本對農(nóng)戶種糧積極性的影響，結果見表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，對數(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模型回歸結果

1）人力資本對農(nóng)戶種糧積極性的影響。人力資本指標中家庭常住勞動力人口（H1）與勞動者受教育程度（H2）正向影響農(nóng)戶種糧積極性，家庭常住勞動力人口越多以及勞動者受教育程度越高，農(nóng)戶的種植積極性就越高；研究結果與侯明慧等［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)戶對農(nóng)業(yè)政策和市場的敏感度更高，對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)濟效益，從而表現(xiàn)出對糧食種植有更高的積極性。

2）自然資本對農(nóng)戶種糧積極性的影響。自然資本指標中糧食耕種面積（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）負向影響農(nóng)戶種糧積極性。劉濱等［21］認為農(nóng)戶所擁有的耕地資源稟賦越好，生計資本中反映農(nóng)戶的自然資本越好，進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，耕地細碎化造成了工作時間上的浪費，增加了種植機會成本，所以土地細碎化對農(nóng)戶種糧積極性產(chǎn)生負效應［22］。

3）物質(zhì)資本對農(nóng)戶種糧積極性的影響。物質(zhì)資本指標中電子產(chǎn)品（M1）在1%水平上顯著負向影響農(nóng)戶種糧積極性，家庭是否擁有農(nóng)機（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（M2）每增加1個單位，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，可能是因為電腦、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)機具和設施等資源越好，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）金融資本對農(nóng)戶種糧積極性的影響。金融資本指標中兼業(yè)收入（F3）在1%水平上顯著負向影響農(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，自然風險較高，所以農(nóng)戶為追求經(jīng)濟利益，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)，從而導致農(nóng)戶種糧積極性下降。

5）社會資本對農(nóng)戶種糧積極性的影響。社會資本指標中是否加入生產(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］認為，農(nóng)戶社會資本越豐富，越有利于其認識到種糧的重要性和價值，越愿意從事糧食生產(chǎn)。社會資本越豐富，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，對糧食生產(chǎn)的嚴峻形式和重要性認識程度更高，從而有更高的種糧積極性。

3 結論與對策建議

3.1 結論

本研究以江漢平原464份問卷進行實證研究，構建生計資本指標體系，運用Logistic回歸模型探討農(nóng)戶生計資本具體指標對農(nóng)戶種糧積極性的影響。結果表明，從總體樣本統(tǒng)計結果來看，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)戶對于種糧的重要性和嚴峻性認知還不到位。

生計資本各指標均與江漢平原農(nóng)戶種糧積極性之間有較強的關聯(lián)性，生計資本指標中有5項指標對農(nóng)戶種糧積極性具有顯著影響。結果表明，糧食耕種面積、家庭是否擁有農(nóng)機、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 對策建議

綜上可知，應當正視當前江漢平原農(nóng)戶生計分化的現(xiàn)實，利用生計分化對農(nóng)戶種糧積極性的影響，有針對性地完善種糧保護政策，從而調(diào)動農(nóng)戶的種糧積極性。鑒于此，本研究提出以下幾個方面的對策建議。

1）針對糧食耕種面積對江漢平原農(nóng)戶種糧積極性的正向影響，國家應當順應現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的發(fā)展方向，推動土地有序規(guī)范流轉(zhuǎn)，進行規(guī)?；a(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）針對家庭是否擁有農(nóng)機、是否加入生產(chǎn)合作社對江漢平原農(nóng)戶種糧積極性有正向影響，要進一步加大對農(nóng)機的投入，鼓勵農(nóng)戶加入生產(chǎn)合作社。政府和有關部門要加強宣傳合作社，提高農(nóng)民組織化程度，不斷擴大農(nóng)民專業(yè)合作社在全社會的知名度和影響力。

3）針對擁有電子產(chǎn)品和在兼業(yè)收入對江漢平原農(nóng)戶種糧積極性的負向影響，應該積極引導農(nóng)戶利用電子產(chǎn)品學習種糧新技術，了解種糧新資訊，加深對農(nóng)業(yè)政策的理解，提高農(nóng)戶的種糧積極性。政府還應該提升農(nóng)村居住環(huán)境，完善農(nóng)村基礎設施，讓農(nóng)村變得有吸引力，留住農(nóng)村勞動力，尤其是留住當?shù)啬贻p勞動力，引導農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。