基于Probit模型的農(nóng)地托管意愿影響因素研究

涂金杰

（安徽大學經(jīng)濟學院，安徽 合肥 230601）

一、引言

“農(nóng)地托管”最早在2014年中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳印發(fā)的61號文件中提出并推廣。同年1月19日，中共中央、國務(wù)院印發(fā)了《關(guān)于全面深化農(nóng)村改革加快推進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的若干意見》，確定2014年以及今后一個時期，要深化農(nóng)村農(nóng)地制度改革，要解決好“地怎么種”為導(dǎo)向加快構(gòu)建新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營體系?！稗r(nóng)地托管”，顧名思義就是委托別人代為經(jīng)營和管理農(nóng)地，是指不愿意耕種或無能力耕種的農(nóng)民將自營耕地的部分或全部事項委托給專業(yè)合作社或者托管公司代為經(jīng)營和管理的一種社會化服務(wù)形式。農(nóng)地托管作為一項創(chuàng)新型的農(nóng)地經(jīng)營模式，是在堅持家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制不變、農(nóng)民農(nóng)地使用權(quán)不變、農(nóng)民經(jīng)營主體地位不變、農(nóng)民投入主體不變、農(nóng)民受益主體不變的前提下，由受托方以專業(yè)合作社、企業(yè)等形式接受農(nóng)民委托，對其農(nóng)田實行統(tǒng)一管理的一種農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)形式或經(jīng)營托管形式［1］。

對于農(nóng)地托管，學者們主要從制度理論與實踐兩個視角對其進行了探討。如王競佼等［2］從農(nóng)村農(nóng)地托管制度的產(chǎn)生背景、制度現(xiàn)狀、主要特點、制度實施條件等角度出發(fā)對農(nóng)村農(nóng)地托管制度進行了深入挖掘，認為農(nóng)地使用兩極分化以及農(nóng)地流轉(zhuǎn)組織化程度低是農(nóng)地托管制度產(chǎn)生的主要因素，而農(nóng)地使用兩極分化主要是由于農(nóng)業(yè)的弱質(zhì)性（一方面導(dǎo)致農(nóng)業(yè)勞動力過剩而向其他產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，導(dǎo)致部分農(nóng)地沒有人耕種；另一方面因為自有耕地比較少，導(dǎo)致部分想在農(nóng)村農(nóng)地上形成規(guī)模經(jīng)營的農(nóng)戶無法實現(xiàn)一定規(guī)模的經(jīng)營，兩種因素共同作用，形成了在農(nóng)地使用上出現(xiàn)兩極分化的現(xiàn)象）；他們還認為農(nóng)地托管的本質(zhì)可以分為兩種，以制度性質(zhì)分析的屬于委托經(jīng)營，以產(chǎn)權(quán)托管和經(jīng)營托管分析的屬于經(jīng)營托管。另外，楊潔等［3］基于SWOT模型分析認為，農(nóng)地托管的資金投入與農(nóng)地規(guī)模成正比關(guān)系，所以農(nóng)地托管的規(guī)模經(jīng)營面積有一個適度標準，而對適度標準的把握目前尚在探索期，還未有較為成熟的結(jié)論。除此之外，有學者從農(nóng)戶增收視角分析認為，農(nóng)民兼業(yè)化程度的提高，使得農(nóng)民對農(nóng)地的態(tài)度越為靈活，農(nóng)民兼業(yè)化程度以及非農(nóng)就業(yè)可得性為農(nóng)地托管的發(fā)展能起到促進作用［4］。李丹［5］基于江西省水稻種植的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，從風險偏好與經(jīng)營收益兩方面對農(nóng)戶農(nóng)地托管行為做了研究，得出的結(jié)論是：在農(nóng)地托管模式下，農(nóng)戶在保留經(jīng)營收益權(quán)的同時承擔了一定風險，風險偏好程度越高的農(nóng)戶越有可能選擇農(nóng)地托管模式。常偉［6］結(jié)合安徽省農(nóng)地托管實踐，分析認為農(nóng)地托管符合農(nóng)村現(xiàn)代化發(fā)展趨勢以及農(nóng)民對現(xiàn)實生活的需求，對糧食增產(chǎn)、農(nóng)民增收和農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營具有促進作用。張霄鵬等［7］認為寶豐縣金牛種植專業(yè)合作社實施的農(nóng)地托管帶來了積極效果，這一新型社會化服務(wù)模式的實施拉伸了產(chǎn)業(yè)鏈條、增加了產(chǎn)業(yè)附加值。李金超［8］以河南濮陽市供銷合作社為研究對象，分析認為農(nóng)地托管積極推動了供銷合作社的改革，有利于實現(xiàn)供銷合作社的多元化發(fā)展。

現(xiàn)有文獻大多是基于特定的農(nóng)地托管服務(wù)組織，并在此基礎(chǔ)上對農(nóng)地托管中的現(xiàn)象、參與行為以及成效等問題進行理論分析的，而基于農(nóng)戶微觀視角對農(nóng)民參與農(nóng)地托管的意愿的影響因素進行實證分析的文章較少。本文擬運用課題組在2017年8月份參與的農(nóng)地托管實地調(diào)查的數(shù)據(jù)，來實證探究農(nóng)地托管意愿的影響因素，并針對相關(guān)結(jié)論提出政策建議，促進農(nóng)地盡早實現(xiàn)規(guī)模化、集約化經(jīng)營。

二、數(shù)據(jù)來源與樣本特征

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于安徽大學農(nóng)村改革與經(jīng)濟社會發(fā)展研究院于2017年8月份在安徽省蒙城縣、渦陽縣和山東省莘縣、昌樂縣農(nóng)村實地調(diào)查獲得的第一手資料。安徽省和山東省是我國糧食生產(chǎn)大省，近幾年在農(nóng)地托管方面做得較好，可以作為示范區(qū)。因此，選擇這兩個省具有良好的代表性。調(diào)研和數(shù)據(jù)采集采取隨機抽樣方法，此次調(diào)研共收回問卷585份，剔除無效問卷獲得有效問卷530份，問卷有效率為90.60%。

（二）變量選取

1.因變量。本文因變量為農(nóng)地托管意愿，是一個二元離散型虛擬變量。因變量取值為“1”表示“農(nóng)民愿意參與農(nóng)地托管”，取值為“0”表示“農(nóng)民不愿意參與農(nóng)地托管”。

2.自變量。影響農(nóng)民做出農(nóng)地托管選擇的因素，除了以往學者所總結(jié)的外，還可能與農(nóng)民個人特征、家庭特征以及托管服務(wù)獲取渠道有關(guān)（個人特征如性別、年齡、文化程度、政治地位，家庭特征如年收入和人均耕地面積，托管服務(wù)獲取渠道如托管距離）。具體分析如下：農(nóng)民兼業(yè)化程度以及非農(nóng)就業(yè)可得性為農(nóng)地托管的發(fā)展起到了促進作用［4］，而性別為男性、文化程度高又能促進農(nóng)戶兼業(yè)［9］。所以，性別與文化程度這些個人特征對農(nóng)地托管意愿有可能具有間接的促進作用；年輕的農(nóng)民由于身體較為健壯，一般都會外出務(wù)工希望獲取高收益而傾向于參與農(nóng)地托管，年長者卻恰恰相反，而且年長的人對農(nóng)地也有情感，更傾向于自營農(nóng)地；當農(nóng)民為黨員，可能會帶頭實行農(nóng)地托管，起到先鋒模范作用；農(nóng)民收入越高尤其是非農(nóng)收入越高，使得農(nóng)民更傾向于選擇從事非農(nóng)行業(yè)，從而更愿意托管農(nóng)地；人均耕地面積比較大的情況下，需要付出更多的時間與精力對其進行田間管理，再加上較高的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，農(nóng)民還不如將農(nóng)地托管；如果托管服務(wù)方距離農(nóng)戶耕地太遠，托管服務(wù)不太方便的話，農(nóng)民選擇農(nóng)地托管的可能性就大大降低。有學者認為家庭人口對農(nóng)地托管意愿也可能具有約束作用［10］。本文將家庭人口納入家庭特征中。根據(jù)上文思路，自變量選擇農(nóng)戶個人特征、家庭特征以及托管服務(wù)獲取渠道。其中，農(nóng)戶個人特征包括性別、年齡、文化程度和政治地位等變量，家庭特征包括年收入、人均耕地面積和家庭人口等變量，托管服務(wù)獲取渠道包括托管距離變量。各變量具體含義及其賦值見表1。

表1 變量含義及賦值

（三）樣本數(shù)據(jù)特征

本次課題組在安徽省和山東省四個縣域?qū)嵉卣{(diào)查收回的530份有效樣本數(shù)據(jù)中自變量的特征如表2。由表2的樣本數(shù)據(jù)特征可以看出，本次實地調(diào)查的受訪人之中大部分都是男性，有421人，占總?cè)藬?shù)的79.43%，遠遠高于女性的比例20.57%。從文化程度來看，大部分受訪人受教育程度為初中，有249人，占總樣本的46.98%；大專以上的文憑很少，只有47人，占總?cè)藬?shù)的8.87%；小學和高中的人數(shù)比較接近，均占五分之一左右。受訪人中黨員占33.21%。大部分農(nóng)民（259人）人均耕地為1～2畝，占到總?cè)藬?shù)的48.87%；其次是2畝以上的農(nóng)地，一畝地以下的農(nóng)民最少，不到五分之一的比例。另外，從托管距離中可以看出，大部分農(nóng)民的托管方都在本村范圍內(nèi)，超過一半；其次就是“本鄉(xiāng)鎮(zhèn)其他村”，其比例占三分之一左右。

表2 樣本數(shù)據(jù)特征

三、模型選擇與實證分析

（一）模型選擇

本文實證分析農(nóng)民的農(nóng)地托管意愿，因變量農(nóng)地托管意愿是一個離散型的二元虛擬變量，其中，當因變量為“1”則意味農(nóng)民愿意參與農(nóng)地托管，為“0”則意味農(nóng)民不愿意參與農(nóng)地托管。而Probit模型是應(yīng)用較為廣泛的廣義線性模型，最簡單的Probit模型就是因變量是一個“0，1”變量的模型，故本文采用Probit模型來實證研究農(nóng)地托管意愿。Probit模型的基本形式為：

（二）實證分析

運用stata13.0對所選取的變量進行Probit回歸，由于有些變量的數(shù)量級比較大而有可能導(dǎo)致估計結(jié)果產(chǎn)生誤差，為了避免這種情況的發(fā)生，本文先把數(shù)值很大的變量（如年收入）對數(shù)化后再進行回歸，實證結(jié)果如表3所示。

表3 回歸結(jié)果

由表3的回歸結(jié)果可以看出，性別、年收入、人均耕地、家庭人口、托管距離等變量均顯著影響農(nóng)地托管意愿。各變量對農(nóng)地托管意愿的具體影響如下：

1.性別。該變量對農(nóng)民選擇農(nóng)地托管具有顯著性影響，P值為0.018，通過了5%的顯著性水平檢驗。性別變量符號為正，即男性更有可能選擇農(nóng)地托管。這是因為，男性作為家庭頂梁柱承擔著更大的經(jīng)濟負擔，為了獲得更高的收入往往會選擇外出從事非農(nóng)行業(yè)工作，無暇顧及農(nóng)村土地的生產(chǎn)經(jīng)營狀況，更愿意將土地托管給專業(yè)合作社或者土地托管公司。系數(shù)值為0.332，說明該變量改變一個單位，農(nóng)民愿意參與農(nóng)地托管與不愿意參與農(nóng)地托管的概率比的對數(shù)變化值為0.332個單位。

2.年收入。該變量通過了5%的顯著性檢驗（P值為0.021），且正向作用于農(nóng)民的農(nóng)地托管意愿。通過本次調(diào)研獲取的樣本發(fā)現(xiàn)，除農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模較大的種糧大戶外，農(nóng)民家庭年收入的絕大部分來自于非農(nóng)渠道。農(nóng)民收入越高，尤其是非農(nóng)收入越高時，越不會關(guān)注低收益的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，而更傾向于從事非農(nóng)行業(yè)工作，更愿意將農(nóng)地生產(chǎn)經(jīng)營的某些環(huán)節(jié)托管出去。

3.人均耕地。該變量正向影響農(nóng)民的農(nóng)地托管意愿，并且通過了5%的顯著性檢驗（P值為0.033）。耕地作為一種生產(chǎn)要素，農(nóng)戶對其具有承包權(quán)和經(jīng)營權(quán)。但隨著家庭人均耕地面積的增加，農(nóng)民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)需要投入的農(nóng)機具成本、農(nóng)資成本以及生產(chǎn)銷售成本也會增加，此時將土地生產(chǎn)經(jīng)營過程中的耕種、田間灌溉、收割等環(huán)節(jié)以外包的形式交給土地托管公司能夠有效降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的投入成本。土地雖然被托管出去，但是它不同于土地流轉(zhuǎn)，托管后的收益權(quán)仍歸農(nóng)民所有。即使人均耕地面積很大，相對于農(nóng)民自己耕種土地投入更高的成本而言，農(nóng)民作為理性人，在收益相同的情況下會選擇成本最小化的土地托管方案，也愿意托管土地。

4.家庭人口。家庭人口數(shù)負向顯著作用于農(nóng)民的農(nóng)地托管意愿，即隨著家庭人口數(shù)量的增多，農(nóng)民不愿意參與農(nóng)地托管的可能性越大。一般情況下，農(nóng)戶家庭人口數(shù)量越多家庭經(jīng)濟負擔就越重，為了養(yǎng)家糊口、支付起日常生活中的必要費用，家庭勞動力人口便會外出從事非農(nóng)業(yè)以獲得較高收入。但在外出務(wù)工期間，農(nóng)民的非農(nóng)收入獲得具有不確定性，著名行為經(jīng)濟學家Kahneman和Tversky提出的前景理論認為大多數(shù)人在面臨獲得時是風險規(guī)避的，在非農(nóng)收入不能確定性地滿足家庭人口較多的家庭必要的生活開支時，農(nóng)戶傾向于保有土地而不選擇托管。另一方面，家庭人口數(shù)量多往往是老人小孩較多，為了承擔如此重的經(jīng)濟壓力，農(nóng)戶家庭內(nèi)部的中青年人會選擇外出非農(nóng)就業(yè)，留下老人照顧小孩，老人年邁體弱已無力顧及土地的生產(chǎn)經(jīng)營，而外出務(wù)工的家庭成員往往都是春節(jié)才回鄉(xiāng)，也無暇顧及農(nóng)地瑣事，他們更愿意將土地流轉(zhuǎn)出去而不愿意托管，因為流轉(zhuǎn)土地的同時還能獲得一份收益。

5.托管距離。托管距離在1%的顯著性水平下負向影響農(nóng)民的農(nóng)地托管意愿，即土地托管方距離農(nóng)戶耕地越遠，農(nóng)民選擇托管的可能性越低。這是因為，當托管服務(wù)組織距離農(nóng)民的耕地越遠時，為了獲得托管方提供的各項服務(wù)，農(nóng)民需要支付更多的托管服務(wù)費用，費用的增加挫傷了農(nóng)民參與農(nóng)地托管的積極性，從而不愿意做出托管的決策。

（三）穩(wěn)健性檢驗

所謂穩(wěn)健性檢驗，是指通過改變一些參數(shù)來驗證實證結(jié)果是否與之前結(jié)果相一致的一種檢驗方法，主要是為了考察評價方法和指標解釋力度的強壯性。通常而言，如果在改變某些參數(shù)的設(shè)定后，變量的符號和顯著性也發(fā)生了改變，那么就說明回歸結(jié)果不具有穩(wěn)健性，此時需要尋找問題之所在。常用的檢驗方法有區(qū)分樣本、增加解釋變量、增加回歸方法等等，本文選擇第一種方法進行驗證。因本次調(diào)研地區(qū)在安徽省和山東省兩省進行，故引入?yún)^(qū)域虛擬變量area，該值定義如下：

為了便于分析比較引入?yún)^(qū)域虛擬變量后模型回歸結(jié)果的變化情況，把前文未加入area變量的模型記為模型Ⅰ，加入area變量后的模型記為模型Ⅱ，實證結(jié)果見表4。

表4 穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

表4回歸結(jié)果顯示，在引入?yún)^(qū)域虛擬變量area后，影響農(nóng)民的農(nóng)地托管意愿的變量仍然是性別、家庭年收入、人均耕地面積、家庭人口數(shù)和托管距離。仔細對比發(fā)現(xiàn)，人均耕地面積和托管距離的顯著性水平有所減弱，家庭人口對應(yīng)的顯著性水平有所增強，但是變量回歸結(jié)果仍為顯著的，且各變量符號仍與前文回歸結(jié)果一致。值得注意的是，引入的區(qū)域虛擬變量對農(nóng)地托管意愿沒有顯著性影響，這可能是因為農(nóng)地托管是近幾年才被提出并推廣的，大多數(shù)地方也才初見成效，短期內(nèi)區(qū)域差異并不會對這種意愿形成影響。

綜上所述，在區(qū)分樣本后，各變量的符號與顯著性不變，回歸結(jié)果仍與前文相一致，穩(wěn)健性檢驗有效。

四、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

本文結(jié)合在安徽省和山東省實地調(diào)查所獲得的530份樣本數(shù)據(jù)，運用Probit模型實證研究了農(nóng)地托管意愿，得出以下結(jié)論：個人特征、家庭特征和托管服務(wù)獲取渠道對農(nóng)地托管意愿具有差異性影響，性別、年收入和人均耕地正向顯著作用于農(nóng)地托管意愿，而家庭人口和托管距離對農(nóng)地托管意愿構(gòu)成約束。

（二）政策建議

1.釋放女性非農(nóng)就業(yè)?；貧w結(jié)果表明男性相對于女性更可能參與農(nóng)地托管，主要是因為男性一般外出進行非農(nóng)就業(yè)，沒有充足的時間去經(jīng)營和管理農(nóng)地。其實對于女性而言，城鎮(zhèn)也有大量的非農(nóng)工作需求，如第三產(chǎn)業(yè)的服務(wù)業(yè)。因此，釋放女性非農(nóng)就業(yè)可成為促進農(nóng)地全面托管的出發(fā)點。

2.完善農(nóng)地托管市場。托管距離負向作用于農(nóng)地托管意愿，隨著距離的增加，農(nóng)民選擇農(nóng)地托管的可能性會隨之降低。因此，要增強農(nóng)地托管服務(wù)組織的覆蓋范圍，使得村村都有一個值得信賴的農(nóng)地托管市場。

3.尊重農(nóng)民主體意愿。在不改變家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制的基礎(chǔ)上，穩(wěn)步推進農(nóng)地托管的步伐。村兩委應(yīng)加大對農(nóng)地托管的宣傳力度，讓農(nóng)民選擇托管選的放心、選的開心，務(wù)必尊重農(nóng)民主體意愿。