陳思羽，曾福生，劉 輝，許 慧

(湖南農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖南 長沙 410128)

一、問題的提出

糧食是人類賴以生存的最基本的生活資料，是經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會穩(wěn)定和國家獨(dú)立自主的基礎(chǔ)。我國糧食生產(chǎn)近年來取得長足發(fā)展，主糧基本實現(xiàn)自給自足并略有盈余，但由于存在人均耕地面積少以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)薄弱等難題，從長遠(yuǎn)看，要保證糧食充足供應(yīng)依然任重道遠(yuǎn)，提高農(nóng)民種糧積極性對于確保我國糧食仍然具有重大意義。

國內(nèi)學(xué)者對農(nóng)民種糧意愿的研究主要圍繞以下幾個方面展開：一是對城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和農(nóng)民種糧意愿關(guān)系的研究。施令同認(rèn)為改善二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)是農(nóng)民增收的強(qiáng)大動力；[1]王新志認(rèn)為二元結(jié)構(gòu)導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民收入差擴(kuò)大，大量農(nóng)村居民涌向城市，嚴(yán)重削弱了農(nóng)業(yè)的自身發(fā)展能力。二是對種糧機(jī)制和農(nóng)民種糧意愿關(guān)系的研究。[2]夏顯力從我國糧食生產(chǎn)所面臨的資源性制約因素和能動性制約因素入手，提出應(yīng)構(gòu)建包含激勵、效率、預(yù)警、服務(wù)、抗災(zāi)、監(jiān)督等六大提升我國糧食綜合生產(chǎn)能力的長效機(jī)制；[3]趙波認(rèn)為構(gòu)建與完善糧食主產(chǎn)區(qū)利益補(bǔ)償機(jī)制是調(diào)動糧食主產(chǎn)區(qū)發(fā)展糧食生產(chǎn)的積極性，確保國家糧食安全的必要步驟和保障措施。[4]吳連翠認(rèn)為糧食補(bǔ)貼政策對激勵農(nóng)戶增加糧食播種面積具有顯著的正效應(yīng)，有利于提高農(nóng)民種糧積極性, 促進(jìn)糧食增產(chǎn)和農(nóng)民增收。[5]三是對農(nóng)民種糧意愿及其影響因素的實證研究。周清明利用湖南、遼寧、重慶、廣西四省份的調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用Logit模型對農(nóng)民種糧意愿及其影響因素進(jìn)行了計量分析，得出糧食價格、種糧規(guī)模、產(chǎn)業(yè)化組織服務(wù)程度以及農(nóng)民年齡與農(nóng)民種糧意愿呈正向相關(guān)關(guān)系，農(nóng)民教育程度、農(nóng)資價格與農(nóng)民種糧意愿呈反向相關(guān)關(guān)系；[6]朱紅根以江西619個種糧大戶為例，運(yùn)用多元有序Logistic模型實證分析了影響農(nóng)戶稻作經(jīng)營代際傳遞意愿的影響因素，得出戶主文化程度越高、稻作經(jīng)營年數(shù)越長、農(nóng)業(yè)勞動人數(shù)越多及雙季稻比重越高，農(nóng)戶稻作經(jīng)營代際傳遞意愿越小，而種稻收益、家庭人口數(shù)、居地為山區(qū)、糧食補(bǔ)貼政策評價及訂單銷售方式對農(nóng)戶稻作經(jīng)營代際傳遞意愿有積極影響。[7]

已有文獻(xiàn)從城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)以及種糧機(jī)制和農(nóng)民種糧意愿關(guān)系方面進(jìn)行了大量研究，但較少針對農(nóng)戶的種糧決策行為，尤其是單獨(dú)針對糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶種糧決策行為的影響因素進(jìn)行研究。基于此，筆者擬縮小研究區(qū)域，增加研究變量，以湖南省糧食主產(chǎn)區(qū)為例，主要從農(nóng)民個人特征、農(nóng)戶家庭特征、糧食及生產(chǎn)資料價格等角度對農(nóng)民種糧意愿的影響因素進(jìn)行分析，以期為政府制定提高農(nóng)民種糧積極性的政策提供參考。

二、研究假說

雖然在農(nóng)村勞動力大量外流、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和家庭結(jié)構(gòu)發(fā)生了巨大變化的背景下，農(nóng)民種糧積極性有所下滑，但大部分農(nóng)村常駐居民仍然選擇種糧來維持基本口糧需要，也就是說，大部分農(nóng)民仍然具有種糧意愿。

農(nóng)民個人特征包括性別、年齡、文化程度、身體健康水平、種糧年限等。就性別和年齡對種糧意愿的可能影響而言，農(nóng)民年齡越大，受過去生活經(jīng)歷和傳統(tǒng)“自給自足”觀念的影響越深，從而種糧意愿越強(qiáng)，也可能由于缺乏技能和體力下降等原因而減弱種糧意愿，因此，農(nóng)民年齡對其種糧意愿的影響可能是因人而異的，也就是說，它對農(nóng)民種糧意愿的影響方向不確定。相對于女性，男性農(nóng)民身為家庭的主要勞動力和生活支柱，更可能具有種糧意愿且意愿較強(qiáng)。就文化程度對種糧意愿的可能影響而言，農(nóng)民的文化程度越高，見過的世面越大，越會不滿足于種糧帶來的微薄收入，而是更傾向于進(jìn)城務(wù)工或從事其他非農(nóng)勞動，因此種糧意愿越弱。就身體健康水平和種糧年限對農(nóng)民種糧意愿的可能影響而言，農(nóng)民身體健康水平越好、種糧年限越長，對種糧的依賴性更強(qiáng)，積累的種糧經(jīng)驗也更足，因而種糧意愿越強(qiáng)。綜合以上分析，本文研究提出如下假說：

假說1：在農(nóng)民的個人特征中，性別、身體健康水平和種糧年限對農(nóng)民種糧意愿有正向影響，文化程度有負(fù)向影響，而年齡的影響方向不確定。具體而言，農(nóng)民身體健康水平越高、種糧年限越長、文化程度越低的農(nóng)民，種糧意愿越強(qiáng)；另外，男性農(nóng)戶種糧意愿較強(qiáng)。

農(nóng)戶家庭特征與農(nóng)戶種糧意愿存在密切聯(lián)系。近年來，農(nóng)村務(wù)工人員呈逐年遞增的發(fā)展態(tài)勢，“黑頭發(fā)打工、白頭發(fā)打糧”是目前農(nóng)村分工的生動寫照。外出打工的大多是文化程度較高、市場意識較強(qiáng)且年青力壯的男勞動力，留守的大多是年齡偏大、體質(zhì)偏差、文化偏低老弱婦孺，無論是體力還是接受和應(yīng)用新技術(shù)的能力都較低，嚴(yán)重影響了糧食生產(chǎn)。絕大多數(shù)農(nóng)民由于“小農(nóng)意識”的影響，都不愿意用手中有限的資金去購買價格較貴、質(zhì)量更高的種苗，當(dāng)然，這也是和當(dāng)下良種補(bǔ)貼方式不合理、補(bǔ)貼金額不到位的現(xiàn)實情況息息相關(guān)的。本文選取“勞動力短缺程度”、“資金不足程度”、“種糧收益占家庭總收入比重”、“糧食補(bǔ)貼占種糧投入比重”作為農(nóng)戶家庭特征方面的變化量，并提出以下假說：

假說2：勞動力越充裕、資金越不足、種糧收益占家庭總收入比重越高、糧食補(bǔ)貼占種糧投入比重越大，農(nóng)民種糧意愿越強(qiáng)。

糧食價格和生產(chǎn)資料價格是農(nóng)民無法控制的重要外部因素，很大程度上決定了農(nóng)民種糧的收益和成本。近年來雖然國家每年都在提高糧食最低收購價，但與農(nóng)資價格的大幅上漲相比卻明顯給力太小。農(nóng)資上漲已經(jīng)成為周期性的規(guī)律，這不僅蠶食了種糧微薄的收益，還影響了農(nóng)民種糧的積極性?；谏鲜龇治?，本文研究將糧食及生產(chǎn)資料價格化為“糧食價格”和“生產(chǎn)資料價格”兩個變量，并提出以下假說：

假說3：糧食價格越高，農(nóng)民種糧意愿越強(qiáng)；生產(chǎn)資料價格越高，農(nóng)民種糧意愿越弱。

筆者另外選取了“賣糧情況”、“種糧目的”、“農(nóng)業(yè)技術(shù)支持”和“水利設(shè)施完善程度”四個變量來完善農(nóng)民種糧意愿影響情況。賣糧情況越好，說明生產(chǎn)的糧食可以順利出售，農(nóng)民的種糧意愿則越強(qiáng)。種糧的主要目的若為出售，則反映出農(nóng)民的口糧問題已經(jīng)解決，種糧是為了賺取更多的錢來提高生活水平，種糧意愿較強(qiáng)。農(nóng)業(yè)技術(shù)支持力度越大、幅度越廣，農(nóng)民能夠采用新技術(shù)提高生產(chǎn)效率，縮短勞動時間，因而種糧意愿越強(qiáng)。農(nóng)田水利狀況和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)關(guān)系密切，水利設(shè)施完善程度越好，對糧食生產(chǎn)的幫助也就越大，農(nóng)民自然越愿意種糧。

假說4：賣糧情況越好、種糧的主要目的若為出售、農(nóng)業(yè)技術(shù)支持力度越大、水利設(shè)施狀況越好,農(nóng)民種糧意愿越強(qiáng)。

三、數(shù)據(jù)來源與變量描述

(一)數(shù)據(jù)來源

研究數(shù)據(jù)來源于課題組2011年6月至8月在湖南省長沙縣、岳陽縣、邵陽縣三個糧食主產(chǎn)區(qū)對當(dāng)?shù)剞r(nóng)民開展的問卷調(diào)查。選擇這三個縣進(jìn)行調(diào)查主要是基于其區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異和地理位置差異的綜合考慮：長沙縣和岳陽縣地處環(huán)洞庭湖平原地區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高；而邵陽縣地處丘陵山區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對較低。這樣就兼顧了具有不同特點(diǎn)的糧食主產(chǎn)區(qū)的狀況，有利于全面研究農(nóng)民種糧意愿的情況。

調(diào)查內(nèi)容涉及四個方面：一是農(nóng)民個人特征，包括性別、年齡、文化程度、身體健康水平、種糧年限；二是農(nóng)戶家庭特征，包括勞動力短缺程度、資金不足程度、種糧收益占家庭總收入比重和糧食補(bǔ)貼占種糧投入比重；三是糧食及生產(chǎn)資料價格，包括糧食價格和生產(chǎn)資料價格；四是其他情況，包括賣糧情況、種糧目的、農(nóng)業(yè)技術(shù)支持和水利設(shè)施完善程度。

調(diào)查采取發(fā)放農(nóng)戶問卷、實地走訪座談和查詢受調(diào)查地區(qū)的統(tǒng)計年鑒等多種方式相結(jié)合的形式，每個縣隨機(jī)選取4 個鄉(xiāng)(鎮(zhèn))，再在每個鄉(xiāng)(鎮(zhèn))隨機(jī)選擇2 個村，最后在每個村隨機(jī)抽取20 戶農(nóng)戶進(jìn)行調(diào)查。調(diào)查共發(fā)放問卷480份，收回有效問卷475份，有效問卷回收率為98.96%。對于調(diào)查數(shù)據(jù)，課題組使用SPSS16.0 統(tǒng)計軟件，運(yùn)用頻次分析法和回歸統(tǒng)計模型進(jìn)行分析。

(二)樣本農(nóng)戶的基本特征

樣本農(nóng)戶具有以下基本特征：在年齡構(gòu)成方面，受訪農(nóng)民的年齡平均為54 歲，絕大多數(shù)樣本的年齡在40 歲以上(占91.6%)，40 歲以下的青年人僅占8.4%；在性別構(gòu)成方面，男女比例分別占到76.8%和23.2%；在種糧年限、文化程度和身體健康水平方面，67.4%的人約有20年以上的種糧經(jīng)驗，其文化程度以小學(xué)(36.8%)和初中水平(37.9%)為主，90%農(nóng)民認(rèn)為自己身體健康處于一般水平及以上；在勞動力和資金狀況方面，戶均成年勞動力人數(shù)為2.54 人，戶均家庭人口數(shù)為6.45 人，分別有32.6%和41.1%的農(nóng)民認(rèn)為在家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中存在著勞動力短缺和資金不足問題；在種糧收益占總收入的比重方面，多數(shù)農(nóng)民認(rèn)為種糧收益占家庭總收入比重不足50%；在糧食補(bǔ)貼占種糧投入比重方面，盡管糧食直補(bǔ)能提高種糧收益，但93.6%的受訪農(nóng)民認(rèn)為糧食補(bǔ)貼額占種糧投入的比重不足20%。調(diào)查樣本來自湖南省的三個糧食主產(chǎn)縣，表現(xiàn)出糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)村勞動力老齡化和短缺、人均種糧面積小、農(nóng)民種糧積極性不高的特征，具有一定的代表性。

表1 樣本農(nóng)戶的基本特征

(三)計量模型、變量測量與描述性統(tǒng)計分析

根據(jù)前文的理論分析，本文將農(nóng)民種糧意愿(即“是否有種糧意愿”)設(shè)置為因變量Y，取值1 表示農(nóng)民有種糧意愿，取值0 表示農(nóng)民沒有種糧意愿；將可能影響其種糧意愿的4 類因素15 個變量設(shè)置為解釋變量x1，x2，……,xn，其中，n 為解釋變量的個數(shù),n=15。設(shè)農(nóng)民i 有種糧意愿的概率為pi,1-pi則表示農(nóng)民i 沒有種糧意愿的概率,它們均是由解釋變量向量(x1,x2,……,xn)構(gòu)成的非線性函數(shù)。本文根據(jù)變量的選取以及數(shù)據(jù)的統(tǒng)計，建立的函數(shù)形式為：Y=F(Xi)+u，

對(1)式取對數(shù)，得到Logistic 回歸模型的線性表達(dá)式為：

(1)式和(2)式中，β0為常數(shù)項；βj(j=1,2,…,n)是解釋變量的回歸系數(shù)，反映解釋變量影響農(nóng)民種糧意愿的方向和程度。各變量的具體含義、描述性統(tǒng)計分析及預(yù)期方向見表2。

表2 模型解釋變量選擇及描述性統(tǒng)計分析

四、模型估計結(jié)果與分析

(一)模型回歸結(jié)果

利用調(diào)查數(shù)據(jù)，本文運(yùn)用SPSS16.0統(tǒng)計軟件對農(nóng)民種糧意愿的影響因素進(jìn)行Logistic回歸分析，回歸結(jié)果如表2所示。在模型擬合度方面，模型卡方檢驗統(tǒng)計上顯著，- 2 Log likelihood值為355.333，因此可以認(rèn)為方程總體顯著。Cox & Snell R2和Nagelkerke R2分別為0.186和0.289，對于截面數(shù)據(jù)來說是正常合理的。模型整體擬合效果良好，回歸分析所得結(jié)果可以作為分析和判斷各影響因素作用方向和大小的依據(jù)。

表3 農(nóng)戶種糧意愿影響因素的模型估計結(jié)果

(二)回歸結(jié)果分析

1．農(nóng)民的個人特征對農(nóng)民種糧意愿的影響

農(nóng)民的性別對農(nóng)民種糧意愿有顯著的影響。這一變量在模型中通過了10%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗且其系數(shù)為正，表明在其他條件不變的情況下，男性農(nóng)民的種糧意愿更強(qiáng)。結(jié)果顯示，其種糧意愿的發(fā)生比是女性農(nóng)民的1.693倍。男性農(nóng)民作為家庭的主要勞動力，承擔(dān)著家庭的重?fù)?dān)，而在農(nóng)村，種糧是主要的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動。統(tǒng)計結(jié)果也證明了這一點(diǎn)，性別為“男性”的農(nóng)民樣本中，有種糧意愿的人占到了81.8%，而在性別為“女性”的農(nóng)民樣本中，這一比例僅為59.1%，比前者少了22.7個百分點(diǎn)。

農(nóng)民的文化程度對農(nóng)民種糧意愿有顯著的負(fù)向影響。這一變量在模型中通過了1%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗且其系數(shù)為負(fù)，表明在其它條件不變的情況下，農(nóng)民的文化程度越高，種糧意愿越弱，與預(yù)期一致。因為隨著九年制義務(wù)教育的推行和城鎮(zhèn)化水平的推進(jìn)，越來越多的農(nóng)民更傾向于進(jìn)城務(wù)工或其他非純體力勞動來提高生活質(zhì)量。統(tǒng)計結(jié)果表明，在文化程度為“沒有上學(xué)”的農(nóng)民樣本中，有種糧意愿的人占100%；而在文化程度為“小學(xué)”、“初中”“初中以上”的農(nóng)民樣本中，這一比例分別為79.4%、77.8%和75.0%，呈逐漸下降的趨勢。

農(nóng)民身體健康水平和種糧年限對農(nóng)民種糧意愿均有顯著的正向影響。這兩個變量在模型中都通過了1%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗且其系數(shù)為正，表明在其它條件不變的情況下，農(nóng)民身體健康水平越好、種糧年限越長，種糧意愿越強(qiáng)。農(nóng)民種糧年限越長，經(jīng)驗也越足，同時可能缺乏從事其它工作的技能，自然種糧意愿越強(qiáng)；身體越健康，對種糧的積極性越高。

農(nóng)民的年齡在模型中沒有通過顯著性檢驗，不是影響農(nóng)民種糧意愿的顯著因素。原因可能是課題組在設(shè)計調(diào)查問卷時沒有對年齡進(jìn)行分段；由于農(nóng)業(yè)科技的進(jìn)步，農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度不斷提高，不同年齡段農(nóng)民的勞動強(qiáng)度差別不大。

2．農(nóng)戶家庭特征對農(nóng)民種糧意愿的影響

勞動力短缺程度對農(nóng)民種糧意愿有顯著的負(fù)向影響。這一變量在模型中通過了1%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗且其系數(shù)為負(fù)，表明在其他條件不變的情況下，勞動力越短缺，農(nóng)民的種糧意愿越弱。因為現(xiàn)在農(nóng)村的機(jī)械化程度還很不高，糧食生產(chǎn)需要一定的勞力資本。統(tǒng)計結(jié)果也顯示，在不愿意種糧的農(nóng)民樣本中，認(rèn)為勞動力短缺程度“經(jīng)常存在”、“較少存在”和“不存在”的農(nóng)民所占比例分別為49.5%、35.6%和9.9%。

種糧收益占家庭總收入比重對農(nóng)民種糧意愿有顯著的正向影響。這一變量在模型中通過了10%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗且其系數(shù)為正，表明在其他條件不變的情況下，種糧收益占家庭總收入比重越大，農(nóng)民種糧意愿越強(qiáng)。種糧收益占家庭總收入比重高，說明種糧收益是家庭的重要生活來源，農(nóng)民為了提高生活水平，種糧的意愿就越強(qiáng)。統(tǒng)計結(jié)果也顯示，種糧收益占家庭總收入比重為50%以上的樣本中，有84.8%的農(nóng)民有種糧意愿；而這一比重為30%～50%、10%～30%和10%以下的樣本中，有種糧意愿的農(nóng)民依次只占76.2%、72.7%和61.5%。

資金不足程度和糧食補(bǔ)貼占種糧投入比重在模型中均沒有通過顯著性檢驗，不是影響農(nóng)民種糧意愿影響的顯著因素。資金不足程度沒有通過顯著性檢驗的原因可能是，農(nóng)民由于小農(nóng)意識的局限性，即使手頭資金充足，也不會拿來購買糧食，基本的口糧需求使其具有種糧意愿。后者不顯著的原因可能有兩點(diǎn)，一是補(bǔ)貼力度過小，無法彌補(bǔ)生產(chǎn)資料上漲帶來的糧食生產(chǎn)成本上升；二是補(bǔ)貼方式不當(dāng)，農(nóng)村的補(bǔ)貼政策出現(xiàn)了效率損失。

3．糧食及生產(chǎn)資料價格對農(nóng)民種糧意愿的影響

糧食價格對農(nóng)民種糧意愿有顯著的正向影響。這一變量在模型中通過了10%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗且其系數(shù)為正，表明在其他條件不變的情況下，糧食價格越高越合理，農(nóng)民種糧意愿越強(qiáng)。統(tǒng)計結(jié)果顯示，在被調(diào)查的475家農(nóng)戶當(dāng)中，有72.1%的農(nóng)民認(rèn)為糧價太低，只有27.9%的農(nóng)民認(rèn)為糧價基本合理；而在愿意種糧的農(nóng)民樣本中，認(rèn)為“糧價太低”和“糧價基本合理”的農(nóng)戶所占比例分別為78.0%和80.5%。

生產(chǎn)資料價格對農(nóng)民種糧意愿有顯著的負(fù)向影響。這一變量在模型中通過了1%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗且其系數(shù)為負(fù)，表明在其他條件不變的情況下，生產(chǎn)資料價格越高，農(nóng)民種糧意愿越弱。在被調(diào)查的475家農(nóng)戶當(dāng)中，只有12.6%的農(nóng)民認(rèn)為生產(chǎn)資料價格基本合理，認(rèn)為生產(chǎn)資料價格太高的農(nóng)民比例占到了87.4%；同時，認(rèn)為“生產(chǎn)資料價格基本合理”和“生產(chǎn)資料價格太高”的農(nóng)戶愿意種糧的比例分別為83.3%和78.1%。

4．其他變量對農(nóng)民種糧意愿的影響

種糧目的和水利設(shè)施完善程度對農(nóng)民種糧意愿均有顯著的正向影響。這一變量在模型中都通過了10%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗且其系數(shù)為正，表明在其他條件不變的情況下，種糧目的若為出售，水利設(shè)施完善程度越好，農(nóng)民種糧意愿越強(qiáng)。良好的水利設(shè)施基礎(chǔ)有利于改善農(nóng)民“靠天吃飯”的現(xiàn)象，提高農(nóng)民抵御種糧自然風(fēng)險能力，同時能極大提高糧食生產(chǎn)水平。

農(nóng)業(yè)技術(shù)支持對農(nóng)民種糧意愿有顯著的正向影響。這一變量在模型中通過了10%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗且其系數(shù)為正，表明在其他條件不變的情況下，農(nóng)業(yè)技術(shù)支持力度越大，農(nóng)民種糧意愿越強(qiáng)。有了農(nóng)業(yè)技術(shù)的支持，糧食生產(chǎn)率隨之提高，農(nóng)民種糧更加得心應(yīng)手。統(tǒng)計結(jié)果也表明，認(rèn)為“經(jīng)常有農(nóng)業(yè)技術(shù)支持”、“偶爾有農(nóng)業(yè)技術(shù)支持”和“從來沒有農(nóng)業(yè)技術(shù)支持”的農(nóng)戶愿意種糧的比例分別為84.6%、82.9%和73.5%。

賣糧情況在模型中沒有通過顯著性檢驗，不是影響農(nóng)民種糧意愿的顯著因素。可能的解釋是，在當(dāng)今農(nóng)村，由于土地流轉(zhuǎn)的時滯性，糧食規(guī)模化生產(chǎn)不理想，農(nóng)民種糧大多是為了獲得基本生存需要的口糧，而非出售。

五、結(jié)論的政策含義

上述實證研究結(jié)果表明：農(nóng)民的性別、文化程度、種糧年限、種糧收益占家庭總收入比重、糧食價格、種糧目的、農(nóng)業(yè)技術(shù)支持、水利設(shè)施完善程度與農(nóng)民種糧意愿正向顯著相關(guān)；農(nóng)民身體健康水平、勞動力短缺程度、生產(chǎn)資料價格與農(nóng)民種糧意愿負(fù)向顯著相關(guān)；農(nóng)民的年齡、資金不足程度、糧食補(bǔ)貼占種糧投入比重、賣糧情況對農(nóng)民種糧意愿沒有顯著影響。

基于以上研究結(jié)論，筆者認(rèn)為政府在提升農(nóng)民種糧意愿的過程中，應(yīng)該注意以下幾點(diǎn)：第一，應(yīng)合理調(diào)控糧食價格，充分發(fā)揮和運(yùn)用好糧食最低收購價格的穩(wěn)定器作用，保障農(nóng)民種糧收入；第二，建立農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料儲備制度，健全農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本核算機(jī)制，控制糧食生產(chǎn)資料成本，確保農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格平穩(wěn)波動；第三，加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，尤其是小型農(nóng)田水利建設(shè)，提升農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力，使農(nóng)民收入不斷增加；第四，加大農(nóng)業(yè)技術(shù)支持力度，進(jìn)一步促進(jìn)農(nóng)民種糧積極性，進(jìn)而提升農(nóng)民種糧意愿。

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[2]王新志，樊祥成．加快縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展推動城鄉(xiāng)一體化進(jìn)程——“全國縣域發(fā)展與城鄉(xiāng)一體化研討會暨社科院農(nóng)經(jīng)研究網(wǎng)絡(luò)大會”綜述[J]．中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2010(1)：92-96．

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