基于Probit模型的農(nóng)戶農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營意愿影響因素實證研究

摘 要：農(nóng)戶作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)最直接的參與者，其認知與意愿直接關系農(nóng)地利用的政策效率。通過構建Probit二元回歸模型，從農(nóng)戶個體特征、農(nóng)戶家庭特征及規(guī)模經(jīng)營的外部條件3個方面出發(fā)，基于甘肅省武威市679份有效調(diào)查問卷，對農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營意愿的影響因素進行實證研究。結(jié)果表明：①研究區(qū)域有32.27%的農(nóng)戶有意愿參與規(guī)模經(jīng)營，而有67.73%的農(nóng)戶的意愿較弱；②文化程度對農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營意愿具有正向影響，即文化程度越高，農(nóng)戶參與規(guī)模經(jīng)營的意愿就越強；③家庭農(nóng)業(yè)機械化水平和規(guī)模經(jīng)營政策感知對規(guī)模經(jīng)營意愿具有顯著的積極作用；④土地流轉(zhuǎn)價格水平對農(nóng)民規(guī)模經(jīng)營意愿具有負向影響。準確把握農(nóng)戶個體意愿，引導形成正確的農(nóng)地利用意識，對推進農(nóng)地流轉(zhuǎn)的政策實施具有積極作用。

關鍵詞：農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營；農(nóng)戶意愿；Probit模型；甘肅??；武威市

中圖分類號：F323 文獻標志碼：A 文章編號：1674-7909（2024）9-42-6

DOI：10.19345/j.cnki.1674-7909.2024.09.009

0 引言

隨著我國新型工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展和農(nóng)業(yè)技術的進步，農(nóng)地的非農(nóng)化利用與農(nóng)村大量勞動力顯著轉(zhuǎn)移改變了區(qū)域人地關系格局，以“一家一戶”分散經(jīng)營為主要特征的農(nóng)地制度逐漸衍生出農(nóng)地過度細碎化，農(nóng)業(yè)粗放經(jīng)營等深層次問題。在農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進程中，土地細碎化的負面影響更加凸顯，如增加生產(chǎn)成本、降低生產(chǎn)效率和資源利用效率、制約技術采用和機械化水平提高等［1-3］。家庭聯(lián)產(chǎn)承包制的實施，發(fā)揮了集體的優(yōu)越性和個人的積極性。但隨著土地流轉(zhuǎn)和適度規(guī)模經(jīng)營政策的推行，規(guī)?；?jīng)營已成為農(nóng)業(yè)發(fā)展的基本趨勢，這也是促進農(nóng)民增收與農(nóng)業(yè)增效的有效途徑［4-5］。

目前，基于農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營意愿視角研究方向相對不足。從農(nóng)民角度出發(fā)，獨自經(jīng)營土地或進行土地流轉(zhuǎn)，都是基于其自身客觀理性選擇的結(jié)果。農(nóng)民的選擇則對區(qū)域農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營具有直接影響［6］。然而，農(nóng)民的選擇往往取決于其固有的認知，這種認知往往是片面的。農(nóng)民的片面認知可能會導致政策的目標偏離和有效性減弱，進而對其規(guī)模經(jīng)營的意愿和行為產(chǎn)生影響［7-9］。

此研究在已有研究的基礎上，結(jié)合研究區(qū)域的農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營發(fā)展現(xiàn)狀和存在問題，構建Probit回歸模型，分析影響農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營的因素，提出從尊重農(nóng)戶意愿的角度出發(fā)，合理制定農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營的政策和制度，為農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營的有效推進提供依據(jù)。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 研究方法

農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營意愿的含義是農(nóng)民是否愿意參與土地規(guī)模經(jīng)營，包括愿意（擴大）和不愿意（縮小或保持不變）兩種情況。以農(nóng)民是否愿意參與土地規(guī)模經(jīng)營為因變量，即當農(nóng)民愿意時取值為1，不愿意時則取值為0。對于二元離散現(xiàn)象的數(shù)據(jù)分析，常用的模型有Probie模型和Logit模型［10］。運用Eviews軟件，通過建立Probit模型對農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營意愿的影響因素進行分析，以求客觀定量地分析影響農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營意愿各因素的作用方向，更加準確地測定其影響程度。

1.2 數(shù)據(jù)來源

研究數(shù)據(jù)來自課題組在武威市一區(qū)兩縣的176個行政村、306戶農(nóng)戶進行的實地調(diào)查。該調(diào)查于2022年8月進行，采用問卷調(diào)查與現(xiàn)場訪談相結(jié)合的方式。樣點涉及武威市周邊及邊緣鄉(xiāng)鎮(zhèn)，包括經(jīng)濟社會發(fā)達和欠發(fā)達鄉(xiāng)鎮(zhèn)，基本滿足樣本覆蓋均勻、社會調(diào)查大樣本容量的要求。經(jīng)室內(nèi)核查，剔除無效問卷27份，得到有效問卷共279份，有效率達91.18%，具有一定的代表性。

2 樣本描述性分析

經(jīng)過實地調(diào)查，對279份調(diào)查問卷的基本特征情況進行分類匯總，如表1所示。

從表1中看出，受訪者中女性所占比例高于男性（女性身兼照顧老人和小孩的責任，一般留守家中，從事簡單農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動）；從年齡分布來看，51～60歲的人員最多，占調(diào)查人數(shù)的29.01%；其次是41～50歲和60歲及以上的農(nóng)戶，分別占24.74%和25.48%，21～30歲的農(nóng)戶所占比例較少，即年輕壯勞動力外出務工的較多，部分擁有職業(yè)技能，容易找到工作，而年齡較大的農(nóng)戶由于身體條件限制、生活壓力減少等因素，選擇留在農(nóng)村務農(nóng)；從婚姻狀況可以看出，已婚農(nóng)民占調(diào)查者的比例較高，為84.39%，未婚比例較小，即婚后農(nóng)民的生活壓力加重，承載著家庭的重擔，而未婚的農(nóng)戶沒有家庭的約束，可以外出追求新的生活方式；從家庭人口總數(shù)方面看，被調(diào)查者家中的人口數(shù)量主要為3人或4人，所占比例均在20%以上，而家庭人口總數(shù)為2人和5人及以上的比例為3.98%和34.02%；從農(nóng)戶擁有農(nóng)地規(guī)模來看，戶均耕地在0.333 hm2及以下的有248戶，占所調(diào)查樣本戶數(shù)比例為36.52%，1.000～1.333 hm2的有54戶，占7.95%，1.333 hm2及以上的有75戶，占11.05%。

從表1可以看到，樣本戶中有62.00%的農(nóng)戶耕地面積在0.667 hm2以下，81%家庭的耕地面積不足1 hm2。在調(diào)查樣本中，如果按照每個農(nóng)戶家庭平均有4個人計算（實地調(diào)查為4.06人/戶），有36.56%的農(nóng)戶家庭的人均耕地面積不到0.1 hm2，仍然有相當一部分農(nóng)戶家庭的農(nóng)地規(guī)模仍處在一個“小規(guī)?！钡慕?jīng)營階段。

實地調(diào)查結(jié)果顯示，有32.27%的農(nóng)戶有規(guī)模經(jīng)營的意愿，相應地，有67.73%的農(nóng)戶不希望自家土地參與規(guī)模經(jīng)營（其中，有農(nóng)戶希望自己現(xiàn)有的農(nóng)地規(guī)模保持不變，更有部分農(nóng)戶則有意縮小農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模）。通過計算，樣本農(nóng)戶平均實際經(jīng)營農(nóng)地規(guī)模為0.710 hm2，而實地調(diào)查統(tǒng)計結(jié)果顯示，樣本農(nóng)戶平均意愿經(jīng)營規(guī)模為0.586 hm2，比實際規(guī)模小0.124 hm2。就我國的現(xiàn)狀，以土地為生產(chǎn)資料的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動仍是我國農(nóng)民家庭收入的重要來源。近年來，國家就如何提高土地利用效率和勞動生產(chǎn)率，進而增加農(nóng)民收入出臺了一系列的惠農(nóng)政策，大部分農(nóng)戶的意愿經(jīng)營規(guī)模應當大于實際經(jīng)營規(guī)模，但是事實恰好相反，究竟是什么因素導致兩者之間的差異呢？可就其原因進行探究。

3 結(jié)果與分析

3.1 模型構建

為了分析影響農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營意愿的影響因素，進一步確定其作用方向及其影響程度，此研究通過構建農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營意愿的Probit模型，對279個樣本農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)進行分析，模型見式（1）。

[Y=f（X1，X2，X3，…，X14，X15）]，以及

[Y=1，農(nóng)戶愿意進行農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營0，農(nóng)戶不愿意進行農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營]""""""""""""" （1）

式（1）中：Y為是否愿意進行農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營，其取值為0和1；X是實際觀測到的自變量，包括3個部分，分別為戶主個人特征、農(nóng)戶家庭特征和外部條件。其中，戶主個人特征包括文化程度、農(nóng)戶類型和職業(yè)技能；農(nóng)戶家庭特征主要包括實際耕地面積、非農(nóng)收入所占比例、家庭務農(nóng)人數(shù)、家庭農(nóng)業(yè)機械化水平、被雇務農(nóng)收入、規(guī)模經(jīng)營政策制度感知和規(guī)模經(jīng)營后生活水平預測；外部條件包括土地流轉(zhuǎn)價格水平、農(nóng)業(yè)技術培訓、農(nóng)用地品質(zhì)、通勤條件和村集體態(tài)度。

農(nóng)戶是否愿意進行農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營實質(zhì)上是一個二元選擇的問題，模型的解釋變量不是一個連續(xù)變量，而是一個離散變量。采用Probit模型對農(nóng)戶參與意愿進行回歸分析，見式（2）。

[Prob（Y=1X=x）=α+β1X1+β2X2+]

[β3X3+…+β14X14+β15X15]""""""""""""""""""""""""""" （2）

式（2）中：Prob為被解釋變量Y的估計概率；X1，X2，…，X14，X15為因變量Y的解釋變量；[α]為模型的估計常數(shù)項。

3.2 變量說明

構建的模型中各變量的具體說明如表2所示。

此研究主要選取文化程度、農(nóng)戶類型和職業(yè)技能來反映戶主個人特征。農(nóng)戶的文化程度越高，對于如何通過有效的途徑來為自己的家庭謀求更高生活水平的能力越強，愿意接受農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營的可能性就會越大。農(nóng)戶類型為純非農(nóng)戶的農(nóng)戶由于長期從事非農(nóng)工作，對土地的依賴性降低，因此參與農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營的意愿較弱。農(nóng)戶若具備職業(yè)技能，那么將其土地流轉(zhuǎn)后，享受土地流轉(zhuǎn)收入的同時，還可以通過職業(yè)技能謀求非農(nóng)工作來獲取收入。

研究選取實際耕地面積、非農(nóng)收入比例、家庭務農(nóng)人數(shù)、家庭農(nóng)業(yè)機械化水平、被雇務農(nóng)收入、規(guī)模經(jīng)營政策制度感知、規(guī)模經(jīng)營后生活水平預測來反映農(nóng)戶家庭特征。實際占有耕地面積越大，那么其在農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營中的優(yōu)勢越大，增加的收入份額越多，提高了農(nóng)戶參與的積極性；非農(nóng)收入比例較高的農(nóng)戶，生活水平的提高依賴于農(nóng)民的第二、三產(chǎn)業(yè)的收入，而不是務農(nóng)，這樣降低了其規(guī)模經(jīng)營意愿；家庭農(nóng)業(yè)機械化水平較高，增加了農(nóng)戶擴大農(nóng)地規(guī)模的有效勞動資本，農(nóng)業(yè)裝備水平越高，那么農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率就越高，農(nóng)戶擴大規(guī)模經(jīng)營的意愿越強；被雇務農(nóng)收入越高，那么農(nóng)戶的農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營的生產(chǎn)成本也越高，這樣，農(nóng)戶更愿意縮小經(jīng)營規(guī)模來提高收益；農(nóng)戶對于農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營制度較了解，對農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營具有較為全面的認識，就會結(jié)合自身條件，權衡利弊，積極響應國家政策；認為規(guī)模經(jīng)營后的生活水平能夠得到明顯改善，并能改變現(xiàn)有生活模式，提高生活水平，這是每一位農(nóng)戶的目標，這也會增強其參與規(guī)模經(jīng)營的意愿。

選取土地流轉(zhuǎn)價格水平、農(nóng)業(yè)技術培訓、農(nóng)用地質(zhì)量、通勤條件和村集體態(tài)度來反映農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營意愿的外部條件。農(nóng)戶是否愿意流轉(zhuǎn)土地，除了土地對于他們來說是重要的生活保障外，另一個重要的因素就是土地流轉(zhuǎn)帶來的收入問題，土地流轉(zhuǎn)價格水平越低，農(nóng)戶參與規(guī)模經(jīng)營的成本就越低，那么農(nóng)戶將自己土地流轉(zhuǎn)出去的意愿就越強烈；農(nóng)業(yè)技術培訓的目的是農(nóng)業(yè)增效、農(nóng)民增收，參與農(nóng)技培訓，擁有一定生產(chǎn)技能的農(nóng)戶更加有信心通過有效經(jīng)營來提高收入，參與規(guī)模經(jīng)營意愿較為強烈；農(nóng)戶對于自家周邊通勤條件比較滿意，那么農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營的生產(chǎn)運輸方便快捷，增強了農(nóng)戶參與規(guī)模經(jīng)營的意愿；農(nóng)戶所在村集體對于農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營予以較大的支持，積極宣傳使更多的人參與其中，對于農(nóng)戶規(guī)模經(jīng)營意愿起到了極大的推動作用。

3.3 模型運行與結(jié)果分析

根據(jù)有效調(diào)查問卷279份農(nóng)戶的相關數(shù)據(jù)，利用Eviews6.0對調(diào)查數(shù)據(jù)進行Probit回歸模型分析，估計方法采用最大似然估計法，最終模型估計結(jié)果如表3所示。

從表3中可知，從Probit回歸模型的估計統(tǒng)計量中可以看到，該模型的LR統(tǒng)計量（LR統(tǒng)計量用于檢驗模型的整體顯著性）較大，達到12.571 4，而LR檢驗統(tǒng)計量相應的概率值為0.001 207，從而拒絕H0：β1=β2=…=β14=β15=0的原假設，表明構建的回歸模型整體上是顯著的。同時，參與模型的約束變量（包括常數(shù)項）共計16個，最終估計結(jié)果顯示其對應的P值除X13以外其他均達到不同的顯著水平，整體基本達到預期結(jié)果。根據(jù)模型的估計效果，就影響農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營意愿的因素在戶主個人特征、農(nóng)戶家庭特征和外部條件3個方面進行分析。

在戶主個人特征方面，X1（文化程度）在5%水平上顯著，X2（農(nóng)戶類型）和X3（職業(yè)技能）在10%水平上顯著，X1、X2和X3等3個變量對應的概率值分別為0.000 47、0.000 36和0.000 67，變量系數(shù)分別為0.392 154、-0.420 425和-0.571 705，說明文化程度對農(nóng)民農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營意愿具有正向作用，而農(nóng)戶類型和職業(yè)技能則在10%水平下對其產(chǎn)生負向影響，這與前面的預期方向一致。

在農(nóng)戶家庭特征方面，X4（實際耕地面積）和X5（非農(nóng)收入所占比例）在10%水平上顯著，對應的概率值分別為0.002 3和0.005 1，估計變量系數(shù)為0.413 917和-0.431 658，說明實際耕地面積對農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營意愿具有積極影響，而非農(nóng)收入所占比例的作用相反；X6（家庭務農(nóng)人數(shù)）、X8（被雇務農(nóng)收入）及X10（規(guī)模經(jīng)營后生活水平預測）在5%水平上顯著，分別對應的估計概率值為0.000 37、0.000 34和0.000 29，估計變量系數(shù)為0.454 984、-0.338 583和0.461 489，說明家庭務農(nóng)人數(shù)和規(guī)模經(jīng)營后生活水平預測都對農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營意愿有正向影響作用，而被雇務農(nóng)收入則具有負面影響；X7（家庭農(nóng)業(yè)機械化水平）和X9（規(guī)模經(jīng)營政策制度感知）則在1%水平上較顯著，估計概率值分別為0.000 057和0.000 071，變量系數(shù)分別為0.360 642和0.342 571，兩者明顯對農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營意愿具有顯著的正向影響。

在外部條件方面，X11（土地流轉(zhuǎn)價格水平）在1%水平上顯著，其估計系數(shù)為-0.283 467，相應概率為0.000 087，即土地流轉(zhuǎn)水平對農(nóng)民農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營意愿具有顯著的負向作用；X12（農(nóng)業(yè)技術培訓）和X14（通勤條件）則在5%水平上顯著，對應的P值分別為0.000 41和0.000 21，模型系數(shù)為0.401 402和0.510 114，說明兩個變量均對農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營意愿產(chǎn)生積極作用；而變量X13（農(nóng)用地質(zhì)量）則在3個水平下均不顯著，概率值為0.067 7，表明其對農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營意愿不具有顯著的影響。

4 討論

自家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制確立以來，以家庭為單位的生產(chǎn)模式使得農(nóng)地過度細碎化，農(nóng)地利用效率得不到提高，這就使得農(nóng)地流轉(zhuǎn)、規(guī)模經(jīng)營勢在必行。然而，自農(nóng)地流轉(zhuǎn)制度實施以來，全國并沒有出現(xiàn)想象中的大規(guī)模農(nóng)地流轉(zhuǎn)規(guī)模經(jīng)營的現(xiàn)象，相反，各地土地矛盾糾紛時有發(fā)生，甚至部分地方出現(xiàn)極端抵制現(xiàn)象。因此，在反思農(nóng)地利用制度缺陷的同時，從農(nóng)戶角度出發(fā)研究其個人意愿逐漸得到了相關學者的關注。有學者基于不同研究區(qū)域的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，構建數(shù)學模型探究農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營意愿及其影響因素。此研究在前人研究的基礎上，結(jié)合研究區(qū)域的實地調(diào)查走訪，從戶主個人特征、農(nóng)戶家庭特征和外部條件3個方面出發(fā)，通過構建Probit二元回歸模型，研究各因素對農(nóng)民農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營意愿的影響，分析內(nèi)在作用方向。研究結(jié)果與預期假設影響方向基本一致，同時與研究區(qū)域?qū)嶋H情況比較吻合。

對甘肅省武威市農(nóng)民農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營意愿進行定量研究，一方面可為提高研究區(qū)域的農(nóng)地利用制度效率提供新的思路，另一方面可為我國其他區(qū)域的農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策的實施提供參考。但是，農(nóng)民意愿除了受到社會經(jīng)濟及前期政策的固化影響外，還伴隨著農(nóng)民個體認知的變遷發(fā)生變化，這也是此研究進一步開展的方向。

5 結(jié)論

筆者從農(nóng)民意愿的角度出發(fā)，通過構建Probit二元回歸模型，對農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營意愿的影響因素進行研究，得出以下結(jié)論。

①調(diào)查顯示，調(diào)查區(qū)域有32.27%的農(nóng)戶有農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營的意愿，而有67.73%的農(nóng)戶不愿意農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營，其中5.79%的農(nóng)戶甚至想都沒想過。

②文化程度對于農(nóng)戶農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營意愿的影響較大。文化程度越高的農(nóng)戶學習接受新事物比較快，學習能力較強，進而能夠?qū)で笥行緩絹砀淖儺斍稗r(nóng)業(yè)生產(chǎn)困境，積極響應國家宏觀農(nóng)地利用政策，強化其參與農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營意愿。

③家庭農(nóng)業(yè)機械化水平和規(guī)模經(jīng)營政策感知有助于正向推進農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營。家庭機械化水平越高，那么參與農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營的技術水平有較高把握，夯實了農(nóng)戶進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的技術基礎，提升了農(nóng)戶規(guī)模經(jīng)營生產(chǎn)的積極性，進而增強農(nóng)戶通過規(guī)模經(jīng)營來增加家庭收入的信心；農(nóng)戶對于規(guī)模經(jīng)營政策有較強的感知，就會結(jié)合自家條件來權衡參與農(nóng)地規(guī)模的利與弊，正確的政策感知是引導農(nóng)民準確把握當前農(nóng)地利用形式的有效途徑。

④流轉(zhuǎn)價格一直是農(nóng)地流轉(zhuǎn)過程中的重要因素。土地流轉(zhuǎn)價格是農(nóng)戶是否將自家土地參與農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營的決定性影響因素，流轉(zhuǎn)價格水平越低，那么農(nóng)戶的規(guī)模經(jīng)營成本就越低，進而農(nóng)戶參與農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營的意愿也就越強。

綜上，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)現(xiàn)代化發(fā)展的同時，國家的一系列惠農(nóng)政策提高了農(nóng)民進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性，農(nóng)民對土地的利益愈來愈重視，與土地利益有關的政策必然會在農(nóng)民群體中引發(fā)強烈的反應。農(nóng)戶是農(nóng)地利用制度政策的直接參與者。因此，把握農(nóng)戶自身特點和意愿，引導其形成正確的農(nóng)地利用意識，進而調(diào)動農(nóng)民擴大土地規(guī)模經(jīng)營的積極性，是十分重要的。

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作者簡介：馬婷婷（1989—），女，碩士，工程師，研究方向：土地規(guī)劃、評估。