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务工收入对农户土地出租意愿的影响分析

文字:[大][中][小] 手机页面二维码 2022-06-01 09:57:47    

 摘 要通过构建 Probit 模型,并利用中国家庭追踪调查的 6 677 个农户样本,实证研究务工收入对农户土地出租意愿的影响。结果表明:当不区分务工类型时发现,农民务工收入的平均边际效应为 0.004  4,提高农民务工收入,可以增加农户土地出租意愿;当区分务工类型时发现,农民外出务工收入的平均边际效应为 0.005 2农民本地务工收入的平均边际效应为 0.003 0,提高农民外出务工收入,更容易增加农户土地出租意愿;农户的生活条件、住房市值、金融资产、家庭农业、在家人数、日常支出、转移支付收入等因素对农户土地出租意愿也会产生影响,但总体而言农民生活水平越高,越愿意出租土地。因此,应加强农民务工技能培训,增加农民就业机会,提高农民生活水平,进而促进土地有序出租,形成适度规模经营。

关键词:本地务工;外出务工;土地出租意愿;Probit 模型

中图分类号:F328;F321.1              文献标志码:A                           文章编号:1673-9272(2022)02-0095-08

2021 年中央 1 号文件指出:“建设现代农业产业园”“鼓励发展多种形式适度规模经营”。农村土地适度规模经营,对发展现代农业,实现乡村振兴具有重要作用。但我国农村土地存在土地细碎化问题,而小规模农地不适应农地规模化经营[1],会增加农户的农业生产成本[2],影响地块规模经济的实现 [3]。韩旭东等 [4] 在研究我国农村土地问题时指出,土地细碎化对农业生产效率具有显著负向影响,严重制约了我国现代农业规模化发展。在面对土地细碎化不利于农业现代化规模发展的现状下,简新华等 [5] 指出,农地流转是实现农业规模经营,促进农业现代化发展,解决“三农”问题的重要途径。通过土地出租形成规模经营,能有效提高劳动力资源 [6]、农业机械 [7] 等利用效率,进而提高土地综合产出效率 [8]

土地有序出租能够促进土地适度规模经营, 进而有利于农业生产和农业现代化。鉴于此,有学者从不同的角度分析农户土地流转或出租意愿的影响因素。一是从产权的角度分析,丰雷等 [9] 认为,通过发放土地证书确权,能增加农户参与土地流转的积极性,段静琪等 [10] 也认为当地权更加稳定和清晰时,农户的土地出租意愿更容易转化为具体行为;二是从农户特征的角度分析, 认为受教育程度 [11]、劳动力数量 [12]、农民阶层分[13]、户主性别、年龄 [14] 等因素会对农户土地出租产生影响;三是从社会保障因素分析,认为农村社保制度 [15],以及土地的社会保障功能 [16] 等也会影响农户的土地出租行为;四是从政府介入的角度分析,张建等[17] 认为政府通过行政命令、中介组织、补贴等形式的介入,会影响农户土地出租意愿。

人社部发布的《人力资源和社会保障事业发展统计公报》显示,2019 年全国农民工总量29 077 万人,其中本地农民工 11 652 万人,外出农民工 17 425 万人。可以发现,越来越多的农民选择务工,同时务工形式存在本地务工与外出务工两种,但无论哪种务工形式,都会占用农民的时间和精力,由于存在机会成本,农民就会考量是否继续耕种自己的土地,从而影响农户土地出租意愿。但已有学者在研究土地出租意愿的过程中,较少将农民务工区分为外出务工和本地务工, 进而从务工收入的角度来分析农户土地出租意愿的影响。鉴于此,本研究通过构建理论分析框架并提出研究假说,以中国家庭追踪调查CFPS数据的 6 677 个农户样本,实证分析农民务工收入对土地出租意愿的影响,并重点关注区分农民务工类型之后,本地务工收入与外出务工收入对农户土地出租意愿的影响情况。

一、理论分析与研究假设

随着我国经济快速发展以及城镇化率的提高,农民通过务工而获得收益的机会也随之增加, 导致农民耕种自家土地的机会成本也随之增加, 进而影响农户土地出租意愿。在实践中,农民务工存在两种类型,一是离开常住地,即外出务工; 另一种是在本地务工,如帮其他人种田、养牲口等。由于这两种务工地点不同,农民务工机会成本也将产生差异,从而导致不同的务工类型对农户土地出租意愿的影响也不同。农民务工收入对农户土地出租意愿影响的理论分析(图 1)。

image.png

图 1 务工收入对农户土地出租意愿影响的理论分析 

图 1 中 Q 为农户土地出租数量,P 为土地出租价格,D 为需求曲线,S、S1、S2 为供给曲线。在土地出租供需均衡的条件下,供给曲线 S 与需求曲线 D 相交于 M,此时土地出租的均衡数量为Q1。一方面,随着外出务工收入不断提高,导致农民在家耕种土地的机会成本越大,农户将土地出租的激励也就越大。因此,在外出务工的冲击下,土地出租的供给曲线向右移动至 S2,土地出租数量增加,此时土地出租的均衡数量为 Q3Q3 大于 Q1。因此,提高农民外出务工收入,会增加农户耕种自家土地的机会成本,进而增加农户土地出租意愿。

另一方面,农民不仅可以外出务工,而且还可以在本地务工,如帮其他人种植、养殖等获得收入,此时农户土地出租供给曲线在本地务工的冲击下,同样会向右移动,但是,由于农民还在本地工作,本身并没有离开农村,农民耕种自家土地的机会成本相对更小。因此,在本地务工的冲击下,由于机会成本更小,供给曲线移动的幅度相对也更小,此时,农民土地出租的供给曲线移至 S1,土地出租的均衡数量为 Q2,可以发现,Q2 大于 Q1Q3 大于 Q2。因此,提高农民本地务工收入,同样会增加农户土地出租意愿,但是增加的幅度要小于外出务工的冲击。鉴于此,本研究提出以下研究假设:

假设 1:无论是外出务工还是本地务工,由于机会成本的原因,提高农民务工收入,都会增加农户土地出租意愿。

假设 2:在本地务工的条件下,农民耕种土地的机会成本相对更小,导致外出务工收入对农户土地出租意愿的影响大于本地务工收入。

二、模型、变量与数据

(一)模型构建

为实证研究农民务工收入对农户土地出租意愿的影响,本研究首先进行模型构建。一方面, 由于被解释变量农户土地出租意愿属于二值变量,因此采用 Probit 模型进行估计;另一方面, 由于本研究不仅整体上分析务工收入对农户土地出租意愿的影响,而且重点关注区分农民务工类型之后,农民本地务工收入和农民外出务工收入对农户土地出租意愿的影响。因此在模型构建过程中,本研究分别构建不区分农民务工类型的Probit 模型和区分农民务工类型Probit 模型。 不区分农民务工类型Probit 1P(tansferi = 1) = f(C + g X + DXi) 。 (1区分农民务工类型Probit 2P(tansferi = 1) = f(C + a X 1 + b X 2 + DXi) 2

式(1)~(2)中 tansferi 表示农户是否土地出租, 是为 1,否为 0;X、X1、X2 分别表示农民务工收入、农民外出务工收入、农民本地务工收入,外出务工收入与本地务工收入之和表示农民务工收入;

g、a 、b 为系数,通过系数的显著性以及正负可以分析务工收入对农户土地出租意愿的影响;DXi 表示影响农户土地出租意愿的其他变量。

(二)数据来源与变量选取

本研究采用 2018 年中国家庭追踪调查

(CFPS)的数据,通过筛选,符合研究的样本为 6 677 个农户,其中发生了土地出租的农户为1 304 户,未发生土地出租的农户为 5 373 户。因变量: 土地是否出租=1; 否 =0),依据 CFPS 的数据说明,农户出租的土地包括耕地、林地、牧场和水塘,但数据显示农户出租的土地主要是耕地。

自变量:务工收入、外出务工收入与本地务 工收入。依据 CFPS 数据,利用打工收入来表示农民务工收入,打工收入包括外出打工和帮其他农户做农活、养殖等,外出务工收入用外出打工的人总共寄回家或带回家的金额表示,本地务工收入用务工收入减去外出务工收入表示。

控制变量:农户是否出租土地,不仅会受到农民务工收入影响,还会受到其他因素的影响, 因此,本研究选取其他相关变量作为控制变量, 主要有农户生活条件、农户家庭各项日常支出、农户当前住房市价、家庭拥有金融资产、是否租赁他人土地、是否经历土地征用、家庭农业情况、农户转移支付收入以及在家常住人口(用在家吃饭人数表示)等。

工具变量:选取农户家庭藏书数量作为务工收入的工具变量。农户家庭藏书数量并不直接影响农户土地出租,满足工具变量的外生性,同时家庭藏书反映家庭对教育的重视程度,务工收入会受到农民受教育程度以及眼界的影响,满足工具变量的相关性。

(三)变量描述性统计

依据已选取的各变量,并利用 CFPS 数据, 本研究对相关变量进行赋值并进行描述性统计, 以下均是以家庭为单位,如表 1 所示。 

表 1    变量描述性统计

序号

变量

最小值

最大值

均值

标准差

离散系数

1

土地是否出租(是   =1;否   =0)

0

1

0.195 3

0.396 4

2.029 7

2

务工收入 / 万元

0

30

1.841 7

2.832 0

1.537 7

2.1

外出务工收入 / 万元

0

30

1.250 2

2.124 7

1.699 5

2.2

本地务工收入 / 万元

0

25

0.591 4

1.556 6

2.631 9

3

农户生活条件






3.1           做饭用水(自来水 /   桶装水 / 纯净水 / 过滤水 0

1

0.662   6

0.472 8

0.713   6

3.2           做饭燃料(罐装煤气 / 液化气 / 天然气 / 管道        0                             1                       0.608 4                0.488 1                                                                                          0.802   3


煤气 / 太阳能 / 沼气 / 电 =1;其他 =0)






3.3

是否使用室内空气净化(是   =1;否   =0)

0

1

0.022 8

0.149 2

6.543 9

4

家庭各项支出






4.1

每月伙食费 / 万元

0

2.4

0.120 8

0.122 5

1.014 1

4.2

每月邮电通讯费   / 万元

0

0.4

0.018 3

0.020 1

1.098 4

4.3

每月水费 / 万元

0

0.1

0.001 8

0.003 8

2.111 1

4.4

每月电费 / 万元

0

0.4

0.010 4

0.013 6

1.307 7

4.5

每月燃料费 / 万元

0

0.3

0.009 7

0.013 7

1.412 4

4.6

每月本地交通费   / 万元

0

1

0.020 6

0.039 3

1.907 8

4.7

每月日用品费 / 万元

0

0.3

0.008 4

0.010 9

1.297 6

5

当前住房市价 / 万元

0.01

4 000

25.959 5

71.152 4

2.740 9

6

家庭拥有金融资产情况






6.1

现金及存款总额   / 万元

0

700

3.344 9

13.207 6

3.948 6

6.2

是否持有金融产品(是   =1;否   =0)

0

1

0.015 4

0.123 2

8.000 0

7

否租用他人土地(是   =1;否   =0)

0

1

0.110 8

0.313 9

2.833 0

8

是否经历土地征用(是   =1;否   =0)

0

1

0.077 3

0.267 0

3.454 1

9

家庭农业情况






9.1

农用机械总值 / 万元

0

70

0.299 5

1.637 1

5.466 1

9.2

家庭是否从事农业工作(是   =1;否   =0)

0

1

0.724 9

0.446 6

0.616 1

10

农户转移支付收入






10.1

是否收到政府补助(是   =1;否   =0)

0

1

0.615 2

0.486 6

0.791 0

10.2

是否收到社会捐助(是   =1;否   =0)

0

1

0.016 8

0.128 4

7.642 9

11

在家吃饭人数 / 个

1

21

3.419 9

1.753 4

0.512 7

12

家庭藏书量 / 万本

0

0.15

0.002 8

0.007 9

2.821 4

13

是否务工(是 =1;否 =0)

0

1

0.541 9

0.498 2

0.919 4

13.1

是否外出务工(是   =1;否   =0)

0

1

0.501 1

0.499 9

0.997 6

13.2

是否本地务工(是   =1;否   =0)

0

1

0.276 7

0.447 4

1.616 9

 

从表 1 可以发现,样本中农户土地出租的平

均值为 0.195 3,而农户租用他人土地的平均值为0.110 8,由于土地出租和土地租赁的赋值都是 1, 平均值越高,发生的农户数量越多,数据也显示, 土地出租的农户为 1 304 户,租用他人土地的农户为 740 户,农户数量减少,表明在实践中,通过土地流转,实现了土地规模经营。

农民务工收入、本地务工收入和外出务工收入的最小值均为 0,表明虽然我国经济快速发展, 但也还是有部分农民没有通过务工获得工资性收入。外出务工收入的最大值为 30 万元,本地务工收入的最大值为 25 万元,从两者的平均值可以发现,外出务工收入的平均值比本地务工收入的平均值高 0.658 8 万元,前者是后者的 2 倍多。从农民务工收入、本地务工收入和外出务工收入的离散系数可以发现,三者的离散系数分别为1.537 72.631 9 1.699 5,务工收入的离散系数最小,表明本地务工收入和外出务工收入在相加的过程中,一定程度上消除了他们之间的差异。因此从数据本身也可以表明,在研究务工收入对农户土地出租意愿的影响时,有必要将二者进行区分,否则会消除数据本身的特征,进而可能导致估计结果有偏。

从农户生活条件来看,农户做饭用水与做饭燃料的平均值分别为 0.662 6、0.608 4,表明随着我国经济快速发展以及乡村振兴战略的推进, 虽然农村的做饭用水、做饭燃料等还存在一些不足,但总体而言比较安全、干净和环保。尤其是从使用室内空气净化的角度来看,虽然平均值仅有 0.022 8,表明农民虽然身处农村,但环保意识也在逐渐增强。从农户的家庭各项支出平均值来看,花费的大小依次是伙食费、交通费、通讯费、电费、燃料费、日用品费和水费,表明在农村, 农民日常最大开销还是饮食。

住房是财产的重要组成部分,在农村也不例外,目前农村住房市值的平均值达到 25.959 5 万元。从金融资产来看,农户是否持有股票、基金等金融产品的平均值仅有 0.015 4,同时农户现金

和存款达到 3.344 9 万元,表明在农村,农民通过理财来保值增值的意识比较淡薄,主要还是传统的储蓄或现金等渠道配置金融资产。

从家庭是否从事农业的平均值可以发现,平均值达到 0.724 9,表明当前我国大部分农户还是会从事农、林、牧、副、渔等农业方面的生产活动, 该数据也在一定程度上解释了为什么务工收入的最小值为 0,因为还是有农户在家自己从事农业生产。

从农户转移支付收入来看,目前农户获得转移支付的收入主要来自于政府,平均值达到 0.615 2,而来自于社会捐助的平均值仅为 0.016 8。农户在家吃饭人数平均达到 3.419 9 个。农户的家庭藏书平均仅为 0.002 8 万本,相对较低。外出务工农户的平均值为 0.501 1,本地务工农户的平均值0.276 7,表明外出务工的农户数量更多。

三、实证分析

(一)Probit 模型估计

本研究分别依据式(1)、式(2),并利用stata 软件测算各变量的系数以及平均边际效应, 测算结果见表 2。模型 1 表示不区分务工类型时, 务工收入对农户土地出租意愿的影响;模型 2 示区分务工类型时,本地务工收入与外出务工收入对农户土地出租意愿的影响。

从模型 1 可以发现,LR 统计量为 870.81, 对应的 P 值为 0.000 0,表明整个 Probit 模型所有系数的联合显著性很高。从农民务工收入的系数可以发现,务工收入系数为正,表明提高农民务工收入,可以增加农户土地出租意愿,农民务工收入的平均边际效应为 0.004 4,说明农民务工收入每增加一单位,被解释变量(农户土地出租) 取 1 的概率增加 0.004 4 单位。因此,整体上提高农民务工收入,可以推进农户土地出租,实现农村土地的规模化经营。

从模型 2 可以发现,LR 统计量为 871.17, 对应的 P 值为 0.000 0,表明整个 Probit 模型所有系数的联合显著性很高。从本地务工收入系数和外出务工收入系数的检验来看,二者均在 5% 的显著性水平上显著,并且两者的系数均为正,表明无论是外出务工还是本地务工,提高务工收入均会增加农户土地出租意愿,验证了理论分析中假设 1 的合理性。从农民外出务工收入与本地务工收入的平均边际效应可以发现,农民外出务工收入每增加一单位,被解释变量(农户土地出租) 取 1 的概率增加 0.005 2 单位,农民本地务工收入每增加一单位,被解释变量(农户土地出租) 取 1 的概率增加 0.003 0 单位,外出务工收入的平均边际效应高于本地务工收入的平均边际效应,表明在一定条件下,提高农民外出务工收入, 更容易促进农户土地出租。农民外出务工收入与本地务工收入的平均边际效应说明了理论分析中假设2 的合理性。因此,为促进农村土地合理流转, 避免土地抛荒,可提高农民务工技能,增加务工机会,提升农民务工收入。

* 表示在 10% 的显著性水平上显著;** 表示在 5% 的显著性水平上显著;*** 表示在 1% 的显著性水平上显著,括号中数据为标准误,现金及存款总额的平均边际效应保留到小数点后 5 位。

从农户做饭的用水、做饭的燃料、室内是否使用空气净化器等生活条件来看,各变量系数均为正,表明农民生活条件越好,越有可能将土地出租。这也在一定程度上反映,农村各项生产活动相对比较艰苦,一旦生活条件变好,愿意继续从事农业生产活动的农民会减少。随着我国经济快速发展,未来农村生活条件也将越来越好,这将对我国未来农村生产活动带来影响。在此背景下,更有必要通过农地有序出租,促进农村土地适度规模经营,进而保障我国粮食产出。

从农户拥有的住房市值来看,住房市值的回归系数为正,并且在 1% 的显著性水平上显著, 表明农户拥有的住房市值越高,越有将土地出租的意愿,这与农户生活条件的原因类似,农民居住环境越好,越容易将土地出租。现金及存款总额的系数为负,但不显著。是否持有金融产品的系数为正,一般而言,持有金融产品对农民金融知识的储备有一定要求,虽然系数不显著,但系数为正,在一定程度上也反映这类农户对土地出租的态度。

从家庭各项支出来看,各变量系数正负不一, 每月伙食费、每月电费、每月燃料费的系数为正; 每月邮电通讯费、每月水费、每月本地交通费、每月日用品费的系数为负,从表 1 的统计描述可以发现,前者占家庭各项支出 74%,后者仅占26%,说明在一定条件下,前者产生的作用可能更大。从农户的转移支付收入来看,是否收到政府补助和是否收到社会捐助的系数均为正,并且均显著,表明收到的转移支付收入越高,农户越愿意将土地出租。

从家庭农业情况来看,如果农户本身有从事农业工作,农户会减少土地出租,同时农户的家庭农用机械总值越大,也会减少土地出租。这也符合实践,因为如果农户本身购买了大量农业机械化设备以及本身就在农村生产活动,土地自然不愿意出租,而是希望自己耕种。

是否租用他人土地的系数为负,现实也如此, 农民本身都已经租赁了其他人的土地,自然不愿意将自己的土地出租给他人。在家吃饭人数的系数为负,在家吃饭人数越多,表明在家常住人口越多, 在家劳动力相对充裕的条件下,说明农民更愿意自己耕种土地,而不是将土地出租。土地征用系数为负,表明土地征用之后,在农户自身土地相对减少的条件下,农户也不愿意将土地出租。

(二)内生性检验

对于二值选择模型,在模型回归过程中可能出现自变量为内生变量的情形,如在研究务工收入对农户土地出租意愿的影响时,由于可能存在的遗漏变量影响农户土地出租意愿,此时由于扰动项与内生解释变量相关,导致构建的 Probit 模型在研究务工收入对农户土地出租意愿的影响时,得不到一致估计。鉴于此,本研究采用工具变量的方法,建立 IV-Probit 模型来处理该问题, 陈强认为,MLE 虽然最有效率, 但在多个解释变量内生时,可能不易收敛 [18],因此本研究借鉴 Newey[19] 与 Rivers 等 [20] 提出的“两步法” 来消除内生性。而在利用沃尔德检验时,原假设r =0,如果拒绝原假设,沃尔德检验认为存在内生解释变量,反之,则不是,说明不需要使用工具变量法。

在对模型 1 的内生性检验过程中,本研究以农户家庭藏书数量作为务工收入的工具变量,发现 Wald 检验结果的 P 值等于 0.623 3,表明不能拒绝原假设,说明该变量不是内生变量,不需要使用工具变量法。同时在内生性检验过程中,务工收入与农户家庭藏书数量的系数均不显著。因此,农民务工收入不存在内生性。

但对务工类型区分之后,其中的某个变量是否存在内生性?鉴于此,本研究对模型 2 进行内生性检验,首先,以农户家庭藏书数量作为农民外出务工收入的工具变量,测算得到 Wald 检验结果的 P 值等于 0.634 1,不能拒绝原假设,表明该变量不是内生变量,农民外出务工收入不存在内生性;其次,以农户家庭藏书数量作为农民本地务工收入的工具变量,测算得到 Wald 检验结果的 P 值等于 0.622 7,表明不能拒绝原假设,该变量不是内生变量,说明农民本地务工收入也不存在内生性。因此本研究建立的 Probit 模型在实证研究过程中,均不存在内生性,不需要使用工具变量法。内生性检验结果见表 3


 

 

模型                  变量

 

系数

第一阶段

 

标准误

 

系数

第二阶段

 

标准误

务工收入




-0.226 4


0.546       8

农户家庭藏书数量

-4.680 6


4.297       5




模型 1                                    F 统计量


25.100       0





R-squared


0.073       4





沃尔德检验(P 值)


0.623 3





外出务工收入




0.462 6


1.082       1

农户家庭藏书数量

2.522       0


3.206       6




本地务工收入

0.180 3***


0.016       2

-0.066 6


0.195       1

F 统计量


27.920 0





R-squared


0.084       5





模型 2                         沃尔德检验(P 值)


0.634 1





内生性检验           本地务工收入




-0.165 0


0.379       7

农户家庭藏书数量

-6.246 8***


2.403       8




外出务工收入

0.101       4


2.403       9

0.040 0


0.039       6

F 统计量


12.760 0





R-squared


0.040       5





沃尔德检验(P 值)


0.622 7





 

 

表 3    Probit 模型的内生性检验结果 †(三)稳健性检验

为检验模型的稳健性以及结论的可靠性,本研究采用替换变量和替换方法来进行稳健性检验 [21]。在模型 1 中,替换变量的稳健性检验,是以变量农民是否务工(是为 1,否为 0)替代变量农民务工收入,将其纳入到模型中进行回归分析。在模型 2 中,替换变量的稳健性检验,是以农民是否外出务工(是为 1,否为 0)和农民是否本地务工(是为 1,否为 0)分别替代外出务工收入和本地务工收入,将其纳入到模型中进行回归分析。替换方法的稳健性检验,均以 Logit 模型替代 Probit 模型进行回归分析。稳健性检验结果见表 4。

对模型 1 的稳健性检验可以发现,两个检验模型的所有系数的联合显著性很高。从替换变量的稳健性检验可以发现,农民是否务工的系数为正,并且在 1% 的显著性水平上显著,务工可以提高农户土地出租意愿;从替换方法的稳健性检验可以发现,农民务工收入系数为正,也在 1% 的显著性水平上显著,尤其是 Logit 模型回归之后的平均边际效应为 0.004 3,与表 2 的数据非常接近。因此模型 1 得出的结论具有稳健性。

对模型 2 的稳健性检验可以发现,两个检验模型的所有系数的联合显著性很高。从替换变量的稳健性检验可以发现,农民是否外出务工和是否本地务工的系数均为正,并且在 5% 的显著性水平上显著,二者均能提高农户土地出租意愿; 从替换方法的稳健性检验可以发现,农民外出务工收入和本地务工收入系数为正,也在 5% 的显著性水平上显著,Logit 模型回归之后,二者的平均边际效应与表 2 的数据接近。因此模型 2 得出的结论也具有稳健性。 

表 4    稳健性检验结果

 

检验方法

变量

系数

标准误

平均边际效应

标准误


是否务工

Log   likelihood

0.039 3***

-2 865.253 9

0.011 8

0.009 4***

0.002 2

模型 1 替换变量的稳健性检验

模型 1 替换方法的


 

LR chi2                             863.880 0

Prob > chi2                           0.000 0

Pseudo R2                             0.131 0

务工收入           0.031 6***                            0.010 3                            0.004 3***                            0.001 2

Log likelihood                     -2 860.782 9


 

稳健性检验

 

Prob > chi2

 

0.000 0



Pseudo R2

0.132       4


是否外出务工

0.018       0**

0.008       6

0.004       3**

0.002       2


是否本地务工

0.100 7***

0.034       4

0.024 1***

0.005       3

模型 2       替换变量的

Log likelihood

-2 864.449 7




稳健性检验

LR chi2

865.490       0





Prob > chi2

0.000       0





Pseudo R2

0.131       2





外出务工收入

0.039       4**

0.015       1

0.005       3**

0.002       0


本地务工收入

0.018       4**

0.008       6

0.002       7**

0.001       3

模型 2       替换方法的

Log likelihood

-2 860.479 7




稳健性检验

LR chi2

873.430       0





Prob > chi2

0.000       0





Pseudo R2

0.132       5




 

 

LR chi2                             872.820 0

四、结论与政策建议

本研究首先构建理论分析框架并提出研究假设,然后以 Probit 模型并利用中国家庭追踪调查CFPS6 677 个农户样本,实证研究务工收入对农户土地出租意愿的影响,研究发现:第一, 当不区分务工类型时,农民务工收入系数为正, 农民务工收入的平均边际效应为 0.004 4,说明提高农民务工收入,可以促进农户土地出租;第二, 当区分务工类型时,农民外出务工收入的平均边际效应为 0.005 2,农民本地务工收入的平均边际效应为 0.003 0,说明在一定条件下,外出务工收入的平均边际效应高于本地务工收入的平均边际效应,提高农民外出务工收入,更容易促进农户土地出租;第三,实证研究结果表明了理论分析中假说 1、假说 2 的合理性;第四,从农户的生活条件、居住的住房市值、是否持有金融产品等反映农民生活水平的变量来看,整体上生活水平越高,农户越容易出租土地;第五,家庭各项支出、家庭农业情况、是否租用他人土地、在家吃饭人数等因素对农户是否出租土地也产生重要影响。依据研究结论,本研究提出以下政策建议:

1)加强技能培训,提高农民外出务工竞争力。农村土地有序出租,实现土地规模经营,有利于农村产业发展,而农民外出务工收入的提高,对农户土地出租意愿具有积极的激励作用。因此, 地方政府有必要投入专项资金,加强对农民的技能培训,提高农民外出务工的竞争力,进而获得更高的工资性收益。增加农民培训的内容,现阶段,农民外出务工的职业主要集中在建筑工人、环卫工人、流水线工人,以及家政等服务行业, 因此,可针对性地增加以上行业的培训科目,使农民在外出务工过程中,可以提高务工的附加值, 从而增加农民务工收入;创新培训方式,考虑到农民自身培训成本,可将部分培训课程直接在农村开设,既可以吸引更多农民参与,又可以减少农民的交通、住宿等成本;灵活安排培训时间, 在节假日农民返乡时,增加培训时间,同时对于某些专业技术强的课程,可以对农民不间断的持续跟进培训。

2) 优化返乡创业环境,增加农民本地务工机会。虽然本地务工收入相对外出务工收入对农户土地出租意愿的影响更低,但其边际效应为正, 同时,促进农民在本地就业,不仅可以为乡村振兴提供重要的生产要素(如农村劳动力),而且还可以解决农村留守儿童的教育、留守老人的陪护等问题。减免或减少返乡创业过程中土地使用、税收等相关费用,同时针对创业的具体项目提供相关政策补贴,尤其是对创业初期的企业提供帮扶。完善基础设施,尤其是农业发展过程中,农村土地的集中和平整等。提高政府服务能力,促使各项支持返乡创业的政策落地,对各类农业人才尤其是农业经营人才在子女教育、医疗保障等方面提供公共服务,使农业人才“来得了、留得住”。同时要加强本地务工农民的就业培训,总之, 通过提高农民本地务工机会,增加农民本地务工收入,促进农户土地有序出租。

3) 改善农村人居生活环境,提高农民生活水平。农村人居环境改善,农民生活水平提高,有利于农户土地出租,但数据表明,现阶段在农村, 还存在一定比例的农民在做饭时使用江河湖水、井水、雨水、窖水、池塘水和山泉水,以及在做饭时使用柴草、煤炭等作为燃料,而这与乡村振兴中的生态宜居是不协调的。因此,一方面,政府应完善与老百姓息息相关的生活基础设施,如通自来水等,满足农民对美好生活的需要;另一方面,通过农村土地出租,形成土地适度规模经营,推进乡村振兴,促使农村生态宜居、农民生活富裕,进而提高农民生活水平。

4) 提高农业机械化水平,提高农业生产效率。随着农民务工收入的提高,农民生活水平也不断提高,越来越多的农民有土地出租的意愿,但在农地流转过程中,一旦农民愿意转入的土地的面积小于愿意转出的土地面积,即需求小于供给,那么农村土地就存在土地抛荒的可能性。农村劳动力是重要的农业生产要素,但随着农民外出务工的增加,导致农村劳动力减少进而影响农业生产。因此,应加大农业生产过程中农业机械化的推广使用,从而形成对农村劳动力一定程度的替代。农户家庭农用机械总值的系数为负,也说明农业机械化对农业生产的作用,农户拥有农业机械设备越多,越不愿意出租土地,而是会选择自己耕种。提高农业机械化水平,既提高了农业生产效率,也在一定程度上避免了土地抛荒。 

参考文献: 

[1]   陈锡文 . 鼓励和支持家庭农场发展 [J]. 上海农村经济 , 2013(10):4-7.

[2]   杨慧莲 , 李艳 , 韩旭东 , 等 . 土地细碎化增加“规模农户”农业生产成本了吗 ?—基于全国 776 个家庭农场和 1 166 个专业大户的微观调查 [J]. 中国土地科学 ,2019,33(4):76-83.

[3]   卢华 , 胡浩 . 土地细碎化、种植多样化对农业生产利润和效率的影响分析基于江苏农户的微观调查 [J]. 农业技术经济 ,2015(7):4-15.

[4]   韩旭东 , 王若男 , 杨慧莲 , 等 . 土地细碎化 , 土地流转与农业生产效率—基于全国 2 745 个农户调研样本的实证分析 [J]. 西北农林科技大学学报 ( 社会科学版 ),2020,20(5):143-153.

[5]   简新华, 王懂礼. 农地流转, 农业规模经营和农村集体经济发展的创新 [J]. 马克思主义研究 ,2020(5):84-92,156.

[6]   刘颖 , 南志标 . 农地流转对农地与劳动力资源利用效率的影响—基于甘肃省农户调查数据的实证研究 [J]. 自然资源学报 ,2019,34(5):957-974.

[7]   曾雅婷, 吕亚荣, 刘文勇. 农地流转提升了粮食生产技术效率吗—来自农户的视角 [J]. 农业技术经济 ,2018(3):41-55.

[8]   曲朦, 赵凯, 周升强. 耕地流转对小麦生产效率的影响—基于农户生计分化的调节效应分析 [J]. 资源科学 ,2019,41(10): 1911-1922.

[9]   丰雷 , 李怡忻 , 蒋妍 , 等 . 土地证书、异质性与农地流转 [J].公共管理学报 ,2021,18(1):151-164.

[10]  段静琪 , 郭焱 , 朱俊峰 . 产权安全性、产权认知与土地流转高意愿低行为 [J]. 华中农业大学学报 ( 社会科学版 ),2021(1): 156-164.

[11]  兰勇 , 蒋黾 . 家庭农场土地流转双方续约意愿研究—基于湖南 107 家家庭农场和 495 名转出户的调研 [J]. 中南林业科技大学学报 ( 社会科学版 ),2019,13(3):58-64.

[12]  孔凡斌 , 廖文梅 . 基于收入结构差异化的农户林地流转行为分析—以江西省为例 [J]. 中国农村经济 ,2011(8):89-97.

[13]  许恒周 , 郭忠兴 . 农村土地流转影响因素的理论与实证研究—基于农民阶层分化与产权偏好的视角 [J]. 中国人口· 资源与环境 ,2011,21(3):94-98.

[14]  雷丽芳 , 郑逸芳 , 林姝敏 , 等 . 农村人口老龄化、养老保障与土地流转 [J]. 中南林业科技大学学报 ( 社会科学版 ),2021, 15(1):79-85.

[15]  钟晓兰, 李江涛, 冯艳芬. 农户认知视角下广东省农村土地流转意愿与流转行为研究 [J]. 资源科学 ,2013,35(10):2082-2093.

[16]  祝之舟 . 农村土地承包经营权的功能转向、体系定位与法律保障—以新《农村土地承包法》为论证基础 [J]. 农业经济问题 ,2020(3):40-48.

[17]  张建, 冯淑怡, 诸培新. 政府干预农地流转市场会加剧农村内部收入差距吗 ?—基于江苏省四个县的调研 [J]. 公共管理学报 ,2017,14(1):104-116.

[18]  陈强 . 高级计量经济学及 Stata 应用 [M]. 北京 : 高等教育出版社 ,2014.

[19]  NEWEY W K. Efficient estimation of limited dependent variable models with endogenous explanatory variables[J]. Journal of Econometrics, 1987,36(3):231-250.

[20]  RIVERS D, VUONG Q H. Limited information estimators and exogeneity tests for simultaneous probit models[J]. Journal of Econometrics, 1988,39(3):347-366.

[21]  李国正 . 农地权益保障与农业转移人口市民化 [J]. 中国土地科学 ,2020,34(10):117-124.

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