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      留守農(nóng)民種田行為研究*——基于安徽的實證分析

      2013-12-14 06:40:28
      關(guān)鍵詞:種田比例程度

      常 偉

      (1.安徽大學經(jīng)濟學院,合肥 230601;2.安徽大學中國三農(nóng)問題研究中心,合肥 230601)

      在大量青壯年農(nóng)民外出務(wù)工的背景下,農(nóng)村出現(xiàn)了人口老齡化、女性化趨勢,人力資本素質(zhì)較低的現(xiàn)象更加突出,并對農(nóng)業(yè)和農(nóng)村發(fā)展帶來消極影響。我們注意到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)大多是由留守農(nóng)民完成的,但留守農(nóng)民是否愿意種地?哪些因素影響了留守農(nóng)民的種田行為?影響程度如何?至今鮮見有相關(guān)研究對這一問題做出相關(guān)回答。為此,結(jié)合課題組于2009年7~8月針對安徽肥西、潁上、青陽3縣留守農(nóng)民所做的實地調(diào)查問卷,對種田農(nóng)民的特征及影響農(nóng)民種田行為有關(guān)因素進行實證研究。

      1 理論與研究假說

      1.1 農(nóng)民種田行為理論分析

      恰亞諾夫以俄國小農(nóng)為研究對象,指出資本主義計算利潤方法不適用于小農(nóng)家庭農(nóng)場,因其生產(chǎn)目的主要是滿足其家庭的消費需要,而非追求最大利潤,小農(nóng)的經(jīng)濟活動和經(jīng)濟組織均以此作為基本前提[1]。而舒爾茨認為農(nóng)民的經(jīng)濟行為完全是理性的,他們作為“經(jīng)濟人”的決策行為與資本主義企業(yè)決策行為沒有多少差別,傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的改造完全可以寄希望于農(nóng)民為追求利潤而創(chuàng)新的行為[2]。艾利斯認為農(nóng)民不是具有理性最大化行為的經(jīng)濟人,而是“有條件的最大化”,也即他們的理性是有限的[3]。黃宗智注意到小農(nóng)是利益追求者、維持生計的生產(chǎn)者,也是受剝削的耕作者。由于中國農(nóng)民生產(chǎn)規(guī)模小,抗風險能力較弱,一般認為農(nóng)民是風險規(guī)避者[4]。該文認為,農(nóng)民,尤其是留守農(nóng)民種田決策是農(nóng)民基于自身狀況、自身家庭狀況、家庭承包耕地狀況等基礎(chǔ)上所做出的理性決策。

      繼續(xù)種田抑或流轉(zhuǎn)農(nóng)地,顯然是一個經(jīng)濟決策。一些影響農(nóng)民種田行為的因素也同樣會影響到農(nóng)民的種田行為。劉濤指出農(nóng)民思想觀念不適應(yīng)市場經(jīng)濟要求,土地流轉(zhuǎn)所面臨的問題是農(nóng)民不按市場經(jīng)濟規(guī)律辦事的結(jié)果[5]。張文秀等人通過對成都平原的調(diào)查,分析了農(nóng)戶非農(nóng)收入、當前農(nóng)地功能、農(nóng)地流轉(zhuǎn)收益和農(nóng)民受教育程度對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為的影響,并指出農(nóng)戶追求效益或效用最大化,但追求經(jīng)濟效益最大化并不是其唯一目標[6]。紀明波、周云峰與陳印軍結(jié)合安徽的研究結(jié)果表明,不同類型農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)意向差異很大,中小農(nóng)戶疑慮與擔心、流轉(zhuǎn)價格過低、土地細碎化、農(nóng)業(yè)稅收與補貼政策調(diào)整以及耕地流轉(zhuǎn)中的一些不良做法制約和影響了農(nóng)村耕地流轉(zhuǎn)[7]。陳超與任大廷運用前景理論研究了農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)行為選擇的決策過程,并指出農(nóng)民的農(nóng)地流轉(zhuǎn)決策行為不僅受到經(jīng)濟利益最大化的影響,而且由于農(nóng)民面臨的不確定性環(huán)境下心理因素的作用,繼續(xù)持有保有土地實行兼業(yè)化在相當長一段時間內(nèi)是農(nóng)民最現(xiàn)實的選擇[8]。韓劍萍與李興江基于甘肅的實證研究表明:農(nóng)業(yè)生產(chǎn)利益驅(qū)動性不強、社會保障體系落后以及農(nóng)戶思想認識問題會限制和制約農(nóng)地流轉(zhuǎn)[9]。另有一些學者針對農(nóng)民種糧行為展開研究,相關(guān)研究成果表明:農(nóng)戶個人特征及家庭特征對農(nóng)戶的種糧行為選擇產(chǎn)生影響;糧食生產(chǎn)收入預期是影響農(nóng)戶種糧與否的最重要因素,但不是唯一因素;農(nóng)戶種糧意愿不能在事實上確保農(nóng)戶選擇或放棄種糧,農(nóng)戶種糧與否還受種糧目的、自身行為能力等影響[10-12]。

      1.2 研究假說

      基于上述邏輯展開,該文認為農(nóng)民,尤其是留守農(nóng)民種田行為受到自身年齡、性別、文化程度、家庭收入、家庭成員數(shù)量、承包耕地數(shù)量以及土地細碎化程度的影響。

      1.2.1 農(nóng)民特征

      農(nóng)民種田行為與其自身特征之間存在密切關(guān)系,其中最為重要的是年齡、性別和文化程度??紤]到種田對于農(nóng)民年齡、性別、文化程度要求不高,以及大量農(nóng)村青壯年外出務(wù)工的現(xiàn)實,該文認為農(nóng)民年齡、性別、文化程度與農(nóng)民種田行為之間存在著相關(guān)關(guān)系,其中農(nóng)民年齡、文化程度與種田行為之間存在著強相關(guān)關(guān)系。

      1.2.2 農(nóng)民家庭特征

      農(nóng)民家庭特征主要指的是農(nóng)民家庭成員數(shù)量與家庭收入狀況。一般來說,農(nóng)民家庭成員數(shù)量越多,家庭獲取收入的來源渠道也就相對越多。而種田盡管所能提供的收入相對有限,但在農(nóng)村就業(yè)渠道相對狹窄的情況下,仍不失為一條獲得收入的有效途徑。因此,該文認為家庭成員數(shù)量與農(nóng)民種田存在微弱的正相關(guān)關(guān)系。就收入而言,種田由于技術(shù)簡單,進入門檻低,這導致了留守農(nóng)民種田獲得的收入也相對較低。對于那些有志于獲得高收入的農(nóng)民而言,種田并不足以能確保其能夠獲得相對較高的收入。因此,該文認為農(nóng)民家庭收入與其是否從事種田之間存在著一定程度的負相關(guān)關(guān)系。

      1.2.3 家庭承包耕地狀況

      承包耕地情況主要包括承包耕地的數(shù)量以及土地細碎化程度,前者決定農(nóng)民種田收入的總量,后者則與農(nóng)民種田的相關(guān)成本有關(guān)。該文認為承包耕地的數(shù)量與農(nóng)民是否種田存在正相關(guān)關(guān)系,土地細碎化程度則與農(nóng)民是否種田存在負相關(guān)關(guān)系。

      1.2.4 地域狀況

      調(diào)研涉及的肥西、潁上、青陽3縣分別位于安徽不同地區(qū),但3縣地域特點差別很大,并在一定程度上對農(nóng)民種田行為產(chǎn)生影響。

      2 模型與數(shù)據(jù)來源

      2.1 模型選擇

      該文將留守農(nóng)民是否種田作為因變量,它是一個屬性變量,表示種田或不種田。因此對其進行研究就不適應(yīng)一般的線性回歸模型來解決。而二元選擇模型則可以較好地解決這一問題,Probit模型則是基于積累正態(tài)概率函數(shù)的二元選擇模型。由于它不需要嚴格的假設(shè)條件,克服了線性模型受到統(tǒng)計假設(shè)約束的限制,因此具有較為廣泛的應(yīng)用。在有關(guān)經(jīng)濟決策研究中,很多決策均可以看作二選一的決策,可以采用Probit模型進行分析。在該研究中,采用此模型分析農(nóng)民是否種地的各種影響因素,并分析種田農(nóng)民的行為特征。

      2.2 數(shù)據(jù)來源與變量說明

      該文使用的研究數(shù)據(jù)均來自于課題組實地調(diào)研獲得的第一手資料。調(diào)研和數(shù)據(jù)收集采取分組隨機抽樣方式進行,也即每縣均選擇了經(jīng)濟較好、一般和較差的3個鄉(xiāng)鎮(zhèn),并在相關(guān)鄉(xiāng)鎮(zhèn)進行隨機問卷調(diào)查,課題組在調(diào)查中針對309位農(nóng)村居民發(fā)放問卷309份,最終有效問卷為303份,問卷有效率為98.26%。該次調(diào)查中的受訪者對于家庭經(jīng)濟狀況有著較全面的了解,從而保證了問卷的準確性和有效性。

      表1 變量解釋說明

      在這次調(diào)研中,303位留守農(nóng)民中,仍然種田的有264人,所占比例為87.13%,另有39人已經(jīng)不從事種田業(yè),調(diào)研結(jié)果仍表明種田依然是留守農(nóng)民最主要的生產(chǎn)方式。

      2.2.1 農(nóng)民特征

      就年齡結(jié)構(gòu)而言,46~55歲的為104人,所占比例為34.32%;56歲以上的為116人,所占比例為38.28%,二者合計為73%。而18~25歲為4人,26~35歲為14人,36~45歲為65人,三者合計所占比例為27%。調(diào)研結(jié)果顯示,被調(diào)查的留守農(nóng)民年齡以中老年為主,留守農(nóng)民年齡結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)出明顯的老齡化特點。從性別結(jié)構(gòu)來看,留守農(nóng)民性別分布為男性167人,女性為136人,所占比例分別為55.11%和44.89%,留守農(nóng)民女性化趨勢在該次調(diào)查中得不到支持。從文化程度來看,被調(diào)查農(nóng)民總體上文化程度相對偏低,不識字或識字不多為119人,所占比例為39.27%;小學為83人,所占比例為27.40%,二者合計所占比例為66.67%;而初中為82人,高中或中專為15人,大專及以上為4人,三者合計所占比例僅為33.33%。這表明留守農(nóng)民人力資本素質(zhì)明顯偏低。

      2.2.2 農(nóng)民家庭特征

      就家庭成員數(shù)量來看,被調(diào)查農(nóng)村居民家庭為3人或3人以下的合計為75人,所占比例為24.75%。而農(nóng)村居民家庭成員在3人以上的合計為228人,所占比例為75.25%;4人的為77人,所占比例25.41%;5人的為151人,所占比例49.83%。這表明農(nóng)村超過3人以上的大家庭依然占據(jù)相當大的比重。就家庭收入狀況來看,被調(diào)查農(nóng)村居民年戶均收入5 000元以下的為52人,所占比例為17.16%;0.5萬~1.0萬元為86人,所占比例為28.38%;1萬~2萬元為101人,所占比例為33.33%;2萬~3萬元為50人,所占比例為16.50%;3萬元以上的為14人,所占比例為4.62%。

      2.2.3 家庭承包耕地狀況

      就家庭承包耕地狀況而言,0.067hm2以下為6人,所占比例為1.98%;0.067~0.2hm2為59人,所占比例為19.47%;0.2 ~0.333hm2為102 人,所占比例為 33.66%;0.333 ~0.467hm2為 65 人,所占比例為21.45%;0.467hm2以上為71人,所占比例為23.43%??傮w上來說,家庭承包耕地超過0.2hm2的合計為238人,所占比例為78.55%。就家庭所擁有的地塊數(shù)而言,該次調(diào)查的303位農(nóng)民家庭共擁有土地1 369塊,平均為4.52塊,其中最低的擁有1塊,最高的擁有土地20塊,不同家庭擁有的地塊數(shù)量有很大的差別。

      2.2.4 地域狀況

      就調(diào)研對象的區(qū)域分布而言,肥西縣116人,所占比例為38.29%;潁上縣100人,所占比例為33%;青陽縣87人,所占比例為28.71%。

      3 模型結(jié)果分析與假說檢驗

      3.1 變量關(guān)聯(lián)性與多重共線性檢驗

      有關(guān)變量,如文化程度與戶均收入、家庭成員數(shù)量與戶均收入之間可能存在著關(guān)聯(lián)關(guān)系,對此分別用家庭成員數(shù)量、文化程度對于收入進行回歸,回歸結(jié)果表明文化程度、家庭成員數(shù)量與戶均收入之間呈顯著正相關(guān)關(guān)系,但決定系數(shù)均很小。為避免多重共線性,對于自變量進行方差膨脹因子 (VIF)檢驗,檢驗結(jié)果表明:方程平均VIF值為1.1202,各變量的VIF值均在1.3以下,據(jù)此判定變量之間不存在顯著的多重共線性。

      3.2 模型結(jié)果分析

      該文運用Eviews5.0軟件,對于303個截面數(shù)據(jù)進行Probit模型回歸,并采取對數(shù)似然比來檢驗Probit模型的整體擬合效果,在給定0.05的顯著性水平下,如果統(tǒng)計量對應(yīng)的對數(shù)似然比檢驗的顯著性P指標值小于0.05,則表明自變量作為一個整體對于因變量具有顯著性影響。檢驗采用回歸中的LR方法,先將所有變量都進入回歸方程中,得到模型1。然后根據(jù)最大似然估計的統(tǒng)計量概率值,在判斷概率0.05的水平上刪除對因變量影響不顯著的自變量,直至使得所有變量均顯著為止,并得到模型2。模型1和模型2估計結(jié)果見表2。

      表2 模型回歸分析結(jié)果

      根據(jù)這一結(jié)果,年齡、文化程度、家庭承包土地面積與農(nóng)民種田有著顯著影響。其中年齡與家庭承包土地面積對于農(nóng)民種田行為有著顯著的正向影響,而文化程度則與農(nóng)民種田行為有著顯著的負向影響。值得注意的是,當把肥西設(shè)為虛變量后,這一地區(qū)虛擬變量也對于農(nóng)民種田行為有著顯著正向影響。

      3.3 對于相關(guān)假說的檢驗結(jié)果

      根據(jù)表1和表2給出的結(jié)果,該文對相關(guān)假說給出的檢驗結(jié)果如下:

      就農(nóng)民特征而言,留守農(nóng)民年齡與其種田行為呈強烈正相關(guān)關(guān)系,如果考慮到人口更迭和城市化因素,那么10年之后我國留守種田的農(nóng)民不僅數(shù)量上出現(xiàn)下降趨勢,老齡化趨勢將會進一步加劇。而文化程度則與留守農(nóng)民種田選擇呈現(xiàn)出強烈的負相關(guān)關(guān)系,這在一定程度上表明,農(nóng)村教育發(fā)展對于農(nóng)村種植業(yè)發(fā)展貢獻很小,甚至在一定程度上抑制了農(nóng)村種植業(yè)的發(fā)展。就性別特征而言,性別變量與留守農(nóng)民種田選擇呈現(xiàn)出負相關(guān)關(guān)系,但并不顯著。這些均表明,留守種田農(nóng)民確已呈現(xiàn)出老齡化、女性化和文化程度低層次化特征,但老齡化和文化程度低層次化表現(xiàn)得更為明顯。

      就農(nóng)民家庭成員數(shù)量而言,家庭成員數(shù)量與留守農(nóng)民種田選擇表現(xiàn)出負相關(guān)關(guān)系,但并不顯著。這可能是因為家庭成員數(shù)量直接關(guān)系到家庭生活成本,成員較多的家庭生活壓力也相對較大,迫切需要改善其收入狀況。而在改善收入狀況方面,種田的作用很有限。就農(nóng)民家庭收入而言,留守農(nóng)民家庭收入與種田選擇表現(xiàn)為負相關(guān)系,但并不明顯。這表明種田對于農(nóng)民收入增長貢獻為負,但導致農(nóng)民增收入增長緩慢的原因并不是因為種植業(yè)不發(fā)達。

      就承包耕地狀況而言,統(tǒng)計結(jié)果顯示承包耕地數(shù)量與留守農(nóng)民種地選擇表現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系,且具有統(tǒng)計學意義的顯著性,但土地細碎化程度與留守農(nóng)民種田選擇的負相關(guān)關(guān)系在研究中得不到支持,這并不是因為家庭耕地地塊越多農(nóng)民越喜歡種田,而是因為這些留守農(nóng)民除了種田之外,并沒有其他就業(yè)渠道可做出更好選擇。

      就地域狀況而言,當?shù)貐^(qū)變量為肥西時,該變量對于農(nóng)戶行為具有正向顯著影響,當?shù)赜蜃兞繛闈}上時,地區(qū)影響為正,但不顯著。這可能是因為肥西地處合肥郊區(qū),作為合肥農(nóng)副食品供給基地,肥西農(nóng)民可以從種田活動中獲得較高的經(jīng)濟回報。潁上盡管農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件較好,但農(nóng)民從農(nóng)業(yè)獲得收入有限,使得其從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性受到限制,并在統(tǒng)計學上表現(xiàn)為不具有顯著性。

      4 結(jié)論與政策含義

      基于上述研究,該文可以得出如下結(jié)論:在大量農(nóng)民外出務(wù)工的背景下,種田仍是留守農(nóng)民的主要生產(chǎn)方式,但留守農(nóng)民種田行為受到了其自身特征、家庭特征、家庭承包土地特征以及區(qū)域特征影響。鼓勵農(nóng)民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的相關(guān)政策措施一定要注意因地制宜,區(qū)別對待,有的放矢,并注意到相關(guān)政策的前瞻性。

      基于以上結(jié)論,該文也就有了以下政策含義:首先,在新農(nóng)村建設(shè)和城鄉(xiāng)一體化發(fā)展中,尤其要注意解決留守農(nóng)民老齡化與文化程度較低問題。這一問題不解決,現(xiàn)代農(nóng)業(yè)就無從談起。在增加對農(nóng)村投入力度的同時,更應(yīng)出臺政策鼓勵文化素質(zhì)較高的年輕人到農(nóng)村居住或創(chuàng)業(yè),解決農(nóng)業(yè)和農(nóng)村發(fā)展后繼乏人問題;其次,應(yīng)進一步推進并完善農(nóng)村土地流轉(zhuǎn),鼓勵土地承包經(jīng)營權(quán)向那些有強烈種田意愿,又善于種田的人們有序集中,使農(nóng)地流轉(zhuǎn)雙方均能獲得較好的經(jīng)濟回報;最后,在農(nóng)業(yè)和農(nóng)村發(fā)展中,應(yīng)注意地理因素對農(nóng)民種田行為的影響。在大中城市近郊地區(qū),可以著眼點城市需要,支持農(nóng)民發(fā)展高附加值的農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn),以獲得較高回報;而對于農(nóng)業(yè)大縣或山區(qū)縣而言,在改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件的同時,更應(yīng)把著眼點放在農(nóng)民收入問題上,通過財政轉(zhuǎn)移支付等多種手段,促進留守農(nóng)民收入增加,以保護其從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性。

      [1]恰亞諾夫.農(nóng)民經(jīng)濟組織.蕭正洪譯.北京.中央編譯出版社,1996.218~219

      [2]西奧多·W.舒爾茨.改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè).梁小民譯.北京:商務(wù)印書館,1987

      [3]弗蘭克·艾利斯.農(nóng)民經(jīng)濟學:農(nóng)民家庭農(nóng)業(yè)和農(nóng)業(yè)發(fā)展.第二版.胡景北譯.上海:上海人民出社,2006.185~186

      [4]黃宗智.華北的小農(nóng)經(jīng)濟與社會變遷.北京.中華書局,1986,4~6

      [5]劉濤.遵循市場經(jīng)濟規(guī)律,促進農(nóng)村土地流轉(zhuǎn).中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃,2003,24(6):34~37

      [6]張文秀,李冬梅,邢殊媛,等.農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為的影響因素分析.重慶大學學報 (社會科學版).2005,(1):14~17

      [7]紀明波,周云峰,陳印軍.安徽省農(nóng)村耕地流轉(zhuǎn)的調(diào)查研究.中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃,2009,30(6):20~24

      [8]陳超,任大廷.基于前景理論視角的農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)行為決策分析.中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃,2011,32(2):18~21

      [9]韓劍萍,李興江.甘肅省農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的根本性問題及對策.中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃,2011,32(4):17~21

      [10]張建杰.糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶糧作經(jīng)營行為及其政策效應(yīng).中國農(nóng)村經(jīng)濟,2008,(6):46~54

      [11]周清明.農(nóng)戶種糧意愿的影響因素分析.農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟.2009,(5):25~30

      [12]朱紅根,翁貞林,陳昭玖.農(nóng)戶稻作經(jīng)營代際傳遞意愿及其影響因素實證分析——基于江西619個種糧大戶調(diào)查數(shù)據(jù).中國農(nóng)村經(jīng)濟,2010(2):22~32

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