农地禀赋条件。农村劳动力流转对粮食主产区农机作业与农机投入的影响

粮食主产区农户种粮行为变化是转型时期农业生产方式变迁的集中体现。自1996年以来,始于河南省的小麦跨区机收带动了农机社会化服务的蓬勃发展,农村土地承包经营权流转带来的农地适度规模经营也推动了家庭农场对小型农业机械的投论文网入,粮食主产区农业机械化程度大幅度提升。为了分析转型时期粮食主产区农业生产方式变化,本文利用河南省1619个农户调查数据,重点研究农户在小麦生产中的农机作业与农机投入行为。

一。文献综述

转型时期的农业机械化研究较早地见诸于张培刚的农业与工业化,他提出了机械引入农业的两个必要条件,即农产品价格保持较高。劳动力稀少而昂贵,为转型时期农业机械化的发展进程作了总体判断[1]。速水佑次郎。林毅夫等从土地与劳动力禀赋出发发展了农业技术诱致性变迁理论,为研究农业机械化发展的动力机制提供了理论支撑[2-3]。HansBinswanger在对农业机械化进程作历史比较分析时,提出农业机械化发展的速度与模式取决于土地与劳动的禀赋。非农产业对劳动的需求。农产品的社会需求。资本稀缺度。农场规模。补贴等经济因素的影响。

国内学者对于农业机械化研究成果较多,周诚(1995)。胡坚(1996)。周执前(1999)。黄季锟(2002)。李伟毅(2010)等研究了二元经济结构转型对农业机械化发展的影响机制,其中不乏农机使用行为的农户研究[4-8]。冯建英。穆维松(2008)构建了消费者对农机购买意愿的研究模型,通过实证分析发现家庭收入。受教育水平。政策因素。消费者态度与知觉行为控制是影响农户对农机购买意愿的主要因素[9]。吴浩。杨钢桥(2011)利用洞庭湖平原与江汉平原5县302份农户调查数据分析影响粮食主产区农户农机投入意愿的因素,研究表明:农民家庭人口数。耕地经营规模。农户人均收入及对农机补贴政策的了解程度是影响农户农机投入意愿的主要因素[10]。

从国内外研究来看,无论是宏观层次还是微观层次,不乏对农业机械化影响因素的研究,其共同的理论基础是土地与劳动禀赋变化的农业技术诱致性变迁。有鉴于此,本文把土地与劳动禀赋条件作为研究粮食主产区农业机械化问题的切入口。尽管国内外农业机械化研究文献颇丰,但存在一些明显欠缺,一是中国转型环境下的农户不同于国外完善市场制度下的农场主,中国转型语境下的农户具有就业兼业化。收入多元化等特征,农业生产尤其是粮食种植很大程度上是维生消费的保障;二是各地经济发展与种植制度各不相同,各地农业机械化发展方式与技术特征存在较大差异,需要对不同区域分类分析与比较研究,尤其缺乏专门针对粮食主产区的农户行为研究。这些欠缺引致了如下问题:一是关于土地禀赋,农地经营细碎化是否适应传统农业机械化模式对耕地经营规模的要求,农地适度规模经营对农业机械化发展有什么影响?二是关于劳动禀赋,就业兼业化的农村劳动力是否适应机械替代劳动的一般逻辑,农村劳动力流转对农业机械化发展有什么影响?这两个问题正是本文研究的重点。

二。样本数据与统计分析

本文使用的数据是种粮行为与粮食政策“调查,调查主要集中在河南省的18个地市及周边省份[11],调查数据为1619户受访农户在2004―2008年连续5年的相关数据,课题组成员一般在调查村随机选择1―5户农户进行入户调查。

根据样本数据,受访农民小麦农机作业程度指数均值为3。376(根据小麦机械化的不同程度很低“。较低“。一般“。较高“。很高“,分别从1到5予以赋值),按现值核算的农机投入(农机具购置成本)均值为5287元,户均外出劳动力人数为1。465人,家庭务农天数平均约为77天,户均耕地面积规模约为6亩,小麦亩均净收益在330元左右,户均种粮综合补贴不足21元,户主年龄大部分在45岁左右,受教育年数为7。58,尚未达到初中水平,户主在家务农比例高达0。64人。

为了分析不同因素对农户在小麦种植中农机作业。农机投入的影响,本文采用单因素相对影响比率分析方法,具体方法如下所示:

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上式表示具备某项变量k组特征农户的农机作业。农机投入的相对比率,χ表示某一时点样本农机作业。农机投入的状况,n表示所有时点的样本总数。ρ值越大则农机作业。农机投入的倾向性越强;反之,农机作业。农机投入的倾向越弱。本文设定,如果某组别中的农户相对影响比率ρ大于1。1,则该组别农户的农机作业。农机投入程度显著较高;当ρ小于0。9时,则该组别农户的农机作业。农机投入程度显著较低;当ρ介于0。9与1。1之间时,农户在农机作业。农机投入方面没有明显的倾向。

根据表1,外出劳动力数量与家庭务农天数对农户选择农机作业在统计意义上没有显著的影响,其ρ值基本上都落在0。9与1。1之间(当家庭务农天数超过120天时,农户选择农机作业的程度显著较高,农机作业对人工劳动的替代性较明显)。当外出劳动力数量为0或大于等于4时,其相应的ρ值均小于0。9,该组别农户显著倾向于较少的农机投入;当家庭务农天数在60―90天时,其相应的ρ值为1。161,农户显著倾向于较多的农机投入,而当家庭务农天数超过90天时,其相应的ρ值小于0。9,该组别农户显著倾向于较少的农机投入。根据表2,户主年龄。职业。受教育年数不同的各个农户组别在农机作业方面均没有明显的倾向性。当户主年龄小于30岁或处于50―60岁之间时,其相应的ρ值均小于0。9,户主年龄较小或偏大的农户组别显著倾向于较少的农机投入;当户主受教育年数低于5年或者高于10年时,其相应的ρ值均小于0。9,户主未完成小学教育或已接受高中及以上教育的农户组别显著倾向于较少的农机投入;当户主职业为非农就业时,其相应的ρ值小于0。9,该组别的农户显著倾向的农机投入。

根据表3,随着耕地面积不断增加,各组别的农户相应的ρ值逐步提高,农户选择农机作业的程度趋强,与之类似,亩均净收益。粮食综合补贴与农机作业程度也存在正相关关系。当耕地面积小于6亩时,其相应的ρ值为0。680,耕地规模较小的农户组显著倾向于较少的农机投入,当耕地面积超过6亩时,其相应的ρ值均超过1。1,耕地规模较大的农户组显著倾向于较多的农机投入;耕地块均面积与农机投入呈正相关关系,当耕地块均面积小于3亩时,其相应的ρ值均小于0。9,说明耕地细碎化不利于农户的农机投入,当耕地块均面积大于3亩时,其相应的ρ值均大于1。1,该组别的农户显著倾向于较多地投入农机具购置;当亩均净收益超过400元时,其相应的ρ值均大于1。1,说明小麦种植的经济收益达到一定程度时有利于引导农户购置农机具,当亩均净收益不足200元时,其相应的ρ值为0。757,较低的小麦种植收益不利于农户在农机具方面的投入;没有粮食综合补贴的农户组显著倾向于较少的农机投入,当粮食综合补贴大于20元时,各农户组显著倾向于较多地投入农机具的购置。

根据表4,当交通便捷程度很差“。较差“时,其相应的ρ值均小于0。9,说明交通条件不理想会显著限制农机作业,当交通便捷程度很好“时,该组别的农户显著倾向于选择农机作业;当受访农户所处地不是平原时,其相应的ρ值小于0。9,说明不利的地理条件显著限制农户的农机作业;当务农意愿程度为很乐意“时,农户显著倾向于较多地使用农机具。当家庭总收入小于8000元时,其相应的ρ值为0。785,说明较低的家庭收入水平不利于农户在农机具购置方面的投入;当务农意愿程度为很乐意“时,其相应的ρ值为1。385,农户投入农机具购置的倾向性较高;当交通便捷程度很差“。较差“。很好“时,其相应的ρ值均大于1。1,该组别的农户显著倾向于购置农机具(当交通条件差时,农户可能较多地购置农用三轮车);当受访农户所处地不是平原时,不利的地理条件会显著限制农户的农机购置行为。

三。计量模型构建与结果分析

为了进一步分析粮食主产区农业作业与农机投入的影响因素,本文分别以农机作业程度。农机投入成本为被解释变量,构建相应的计量模型。

由于农机作业程度取值范围从1到5共5个值,本文采用排序因变量模型,引入指标变量y星号,y星号取决于χ,如下式所示:

y星号=χTiβ+ε,yi=1,2,…,5

排序因变量模型是依据y星号来定义yi,当依据y星号来定义yi时涉及到临界值γ1,γ2,γ3,γ4,γ5,较大的因变量值与较大的指标变量值相对应,定义yi及yi取每一个选择项的概率如表5所示:

在本文中,y星号=χTiβ+ε的具体计量模型形式如下:

Machw星号=β1Laborout+β2Agridays+β3Land+β4Landps

+β5Netprof+β6Income+β7Subsiby+β8Plain

+β9Trans+β10Agriwill+β11Hage+β12Hedu

+β13Hjob

为了全面反映粮食主产区农业机械化及其影响因素,本文进一步以农机投入成本为被解释变量,构建相应的计量分析模型如下:

Machc=δ1Laborout+δ2Agridays+δ3Land+δ4Landps

+δ5Netprof+δ6Income+δ7Subsidy+δ8Plain

+δ9Trans+δ10Agriwill+δ11Hage+δ12Hedu

+δ13Hjob

运用Eviews6。0对计量模型的运行结果如表6所示:

一是农机作业程度。根据表6,外出劳动力数。耕地面积。耕地块均面积。家庭总收入均未通过显著性检验;作为1996年小麦跨区机收的发源地,河南省农机社会化服务发展相对成熟,小麦生产的农机作业服务能够兼容不同的土地经营规模与土地细碎程度以及家庭收入水平。家庭务农天数对小麦机械化程度的影响系数为-0。0026,且在1百分号的水平上通过显著性检验,意味着家庭务农天数越多,则农户在小麦种植中选择农机作业的概率越低,人工劳动对农机作业存在着显著的替代效应。小麦亩均净收益。种粮综合补贴对农户使用农机具的影响是正向的,且均在1百分号的统计水平上是显著的,说明经济激励与惠农政策能有效地诱导农户选择农机作业。务农意愿程度与户主是否在家务农两个变量对小麦机械化程度的影响系数分别为0。0446与0。0564,且在1百分号的水平上通过显著性检验,说明提高务农意愿。发展专业农民有利于推广农机作业。此外,户主特征变量(年龄。受教育年数)。地区特征变量(是否平原。交通便捷程度)对农户使用农机具存在着显著的正向影响。年份虚拟变量Y2006。Y2007。Y2008均在1百分号的水平上通过显著性检验,各变量对小麦机械化程度的影响系数均为正且依次递增,说明河南省小麦生产的机械化水平逐年显著提升。

二是农机投入成本。根据表6,外出劳动力数对农机投入成本的边际影响系数为198。15元,且在10百分号的统计水平上是显著的,外出劳动力数的增加一方面增加农户非农收入提高了农户购置农机具的资本实力,另一方面由于家庭外出劳动力的存在使农户使用农机具技术的意识与接受能力增强。家庭务农天数对农机投入成本的边际影响系数为-1。89,且在5百分号的统计水平上是显著的,由于人工劳动与农机作业存在较强的替代关系,在小麦生产中投入劳动较多的农户购置农机具的动力往往不足。耕地面积与耕地块均面积对农机投入成本的边际影响系数分别为101。85。698。09,且均在1百分号的统计水平上是显著的,意味着实际土地经营规模越大。土地细碎程度越低则越有利于农户增加对农机购置的投入。亩均净收益与粮食综合补贴对农机投入成本的边际影响系数分别为1。69。11。30,且均在1百分号的统计水平上是显著的,意味着小麦种植的经济收益与相关惠农政策能有效地诱导农户增加对农机具购置的投入,其中惠农政策的影响程度相对较大。此外,户主受教育年数。户主是否在家务农等变量对农机投入成本存在显著的正向影响,其经济意义在于文化程度较高的专业农民是投资购置农机具的重要群体。四。主要结论与政策建议

本文根据河南省1619户调查数据,聚焦农机作业与农机投入的影响因素分析,得出如下结论与相关政策建议。

第一,在粮食主产区扶持发展农机社会化服务体系,引导较大规模的家庭农场。种植大户自行购置小型农业机械。根据计量模型分析结果,农机作业能够兼容不同的土地经营规模。土地细碎程度的农户,它反映了农机作业社会化服务的发展能够弱化农机作业的土地规模约束,既能满足种植大户的农机需求,也能适应兼业农户的农机需要。在户均土地少。耕地细碎化的粮食生产模式下,扶持发展农机社会化服务体系是推进农业机械化发展的重要方式。与此同时,随着农地流转加速与农地经营规模扩大,家庭农场。种植大户使用小型农机的规模经济开始凸显,需要引导以自用为主的小型农机在粮食主产区的广泛应用。计量分析结果表明,耕地经营面积越大。耕地细碎化程度越低,则农户的农机投入越高,因此,需要建立健全农地流转市场。引导农地适度规模经营。

第二,在粮食主产区有序引导农村劳动力流转,积极培育新型职业农民,是推动农业机械化发展的重要途径。农村劳动力流转从根本上扭转农村土地与劳动的比例关系,诱致了农机作业对人工劳动的替代,而家庭成员非农就业带来的工资收入也提高了家庭农场对小型农机的购买能力,进一步强化了农村劳动力流转对农业机械化发展的推动作用。进一步从家庭成员结构来看,户主是否务农与务农意愿程度是影响农户采用农机作业以及农机投入的重要影响,其政策含义在于,新型职业农民在粮食种植中更容易接受农机作业模式,他们也是未来农业机械化发展的直接受益群体。

第三,在粮食主产区劳动力结构性短缺的情形下,提高种粮收益是引导农机替代农民种粮的重要保障,也是对跨越刘易斯拐点后谁来种粮“这一理论命题的现实回答。计量分析结果表明,小麦种植收益与综合补贴是影响农户是否采用农机作业与增加农机投入的重要影响。因此,抑制农资成本过快增长。优化粮食收储价格政策。提高粮食综合补贴,有利于促进农业机械化发展。推动农业生产方式转型。

农地禀赋条件。农村劳动力流转对粮食主产区农机作业与农机投入的影响