普通农户（精选7篇）
普通农户 篇1
一、引言
农村实用人才[1]。杨晓军等认为农民工参加就业培训后的收益是影响其就业培训意愿的主要因素;另外,性别、年龄、受教育程度和打工年限等个人特征都不同程度地影响农民工就业培训意愿[2,3]。第二,从农民生产技能培训视角进行研究。部分学者对农民培训现状、失地农民培训意愿的影响因素、农民培训的投资主体、农民科技培训服务需求意愿、农民职业技能培训状况等问题进行了研究[4,5,6,7]。第三,从农村实用人才的角度来探讨农民培训问题。对农村实用人才主要是集中在区域人力资源开发与培训的角度进行研究,如史明霞、黄建强分别以陕西省和湖南省为例对山区农村人力资源开发进行了详细研究[8,9]。这些研究都是从个案出发,研究个案的现状、存在的问题及原因并提出对策。金星以吉林省为例研究了农村实用人才现状,并提出了一些职业教育发展的对策,更侧重于培训和教育的研究,认为培训教育是人才开发的重要途径[10]。
现有文献大多是以农民工和农民群体为研究对象,以培训对象的同质性为前提,在培训现状、模式和内容上进行了重点研究,但是对以务农经营为主体的农民并未进行细分,农民工主要是集中在进城转移就业的技能培训,而对以务农为主要收入来源的农村实用人才、农村生产一线的普通农民的培训关注比较薄弱。普通农民相对农村实用人才来说,综合素质较低,并不具有相对突出的某些专项技能,但仍然是农业生产的主力军。两者参加农村实用技术培训的现状以及培训意愿差异及影响程度如何有待进一步量化研究。本文利用农户调查数据对农村实用人才和普通农民培训的现状及需求意愿进行分析,并在此基础上提出促进和完善农村实用人才技术培训的相关政策建议。
二、数据来源及样本描述
(一)数据来源
本文选取重庆市合川区、綦江区、秀山县、北碚区、彭水县、云阳县以及万州区等7个典型区(县)进行调查。笔者于2013年11月至2014年3月深入调研区(县)开展调研,先随机选择调研区(县)的1个乡镇,然后在所选乡镇中又随机选择1个村,每个村发放问卷数量为200份,采取进村入户、逐户调查的方式,当面填写。调查共发放问卷1400份,其中有效问卷1259份,问卷有效率为90.9%。在1259份有效问卷中,根据对农村实用人才的定义界定进行筛选,其中符合农村实用人才的样本有514份,占总样本的40.8%。收集的数据样本采用stata11.0统计软件进行分析。
(二)样本的基本统计特征
调查样本中,农户家庭常住人口数平均为3.7人。受访者中男性占比为83.0%,女性占比仅为17.0%;汉族居多,为79.9%;近73.8%的受访者年龄都在40岁以上;大部分受访者的文化程度为初中以下,所占比例为90.8%。总体上看,样本农户的特征符合目前农村老龄化、教育水平较低的现状,样本具有较强的代表性。
(三)农村实用人才和普通农民培训现状比较分析
1. 农村实用技术培训覆盖面低,培训信息传导有限,两者培训需求差异显著。
当前,为农民提供技能培训的组织者主要有政府、村委会、合作社、非政府组织、招工企业、一般培训机构等,据相关研究,政府主导型占50.0%[11]以上。本文主要以政府主导型培训为主,从调查情况看,农村实用人才与普通农民认为政府组织过培训的占61.8%,其中前者认为政府组织过培训的比例为68.2%,高于后者56.9%的比例。选择不知道或者没有的比例中,普通农户占比分别为25.7%、17.4%,均高于农村实用人才17.8%和13.9%的比例,这充分说明农村实用人才获取培训信息相对充分,接受技能培训的积极性更高。而政府主导培训的信息传播或扩散有限,需要加强技能培训信息的宣传与引导。无论参与培训与否,对于当地政府是否组织过培训,不知道、认为没组织过、组织过的农村实用人才对实用技能培训的需求比例分别为82.81%、90%、92.24%,均高于普通农民的44.36%、57.15%、84.37%。调查结果进一步表明,农村实用人才对政府组织的技能培训需求意愿强烈,参与过培训的主体大部分愿意继续参加培训。
2. 两者对培训效果都具有正面评价,均倾向于接受农业技术推广部门组织的培训。
对不同农民主体参与培训的次数、参与培训后的效果以及对政府采取科技培训方式的偏好进行深入调查后发现,普通农民和农村实用人才未参与培训的比例分别高达79.86%和67.24%,其原因主要是:缺乏培训信息、农忙或私人事务、培训参与意愿不强等因素影响。在参与培训次数的选择中,普通农民与农村实用人才以1～2次居多,分别占比为17.54%和20.14%,而农村实用人才参与3～5次及5次以上的比例(7.85%和4.78%)显著高于普通农户(2.37%和0.24%),进一步说明农村实用人才在现有条件下参与技能培训的需求较为强烈,但是政府必须进一步做好农村实用技术培训的宣传力度,扩大技能培训覆盖面,促进农村人力资本的提升。从参与技能培训后的评价效果来看,两者对培训效果均有较高的评价和认同感。对培训组织方式的调研表明,无论是普通农民还是农村实用人才,都认为由农业技术推广站(中心)组织实施的培训对自身帮助最大,占比分别为72.73%和81.18%;其次是农业龙头企业组织的培训,占比分别为14.59%和7.35%;再次是亲朋好友的传授,占比分别为5.92%和5.59%。此调查结果说明基层政府农技推广部门农业技术培训效果较好,在基层农民心目中的认同度高。同时,农业龙头企业由于追求利润最大化,提供的社会化服务也赢得基层农业主体的认可。因此,政府要加大对农业技术推广服务部门的投入,积极鼓励和引导农业龙头企业采取市场化服务方式弥补基层农技推广服务的不足。对于培训的具体组织方式,农村实用人才和普通农民更倾向于“按农时现场传授农业技术”,占比分别为55.49%和48.99%,前者的意愿比后者更强烈。但是紧随其后的是倾向于“利用农闲时间集中讲授全套技术内容”,普通农民的选择偏好(27.64%)强于农村实用人才(19.51%),这种倾向性选择结果表明,无论是农村实用人才还是普通农民,都希望能够到自己所经营的农业生产第一线现场给予展示、答疑解惑,这种现场示范,结合实际解决问题的方式更易于被广大农民所接受,也是最好的一种培训方式。当然,除这种现场示范方式外,普通农民也希望在农闲时间给予理论技术授课,这样既不占用农业生产时间,也可以打发农闲时间,提高自身的农业生产技能。
3. 两者对培训时间的选择具有一致性,但是对培训地点的偏好存在差异性。
农村实用人才和普通农民对技能培训也提出了一些期望和需求。在对培训地点和时间的选择上表现出一定差异。就培训地点需求而言,普通农民更偏向于选择在本村培训(45.27%),而农村实用人才更倾向于选择在乡镇进行培训,这一比例高达54.76%。综合来看,两者对培训地点需求首选乡镇,其次是所在村庄。就培训时间的需求来看,普通农民和农村实用人才都倾向于7天以下的培训,在半个月和一个月的时间选择上,农村实用人才的选择比例高于普通农民。因此,普通农民和农村实用人才都倾向于选择7天以内的培训时间。原因在于,一方面是农民选择本村培训,可以减少相应的物质和时间成本,而农村实用人才倾向于选择乡镇,在于其更倾向和村域外其他人开展更多交流,获取更多的经验和实用技术信息;另一方面太长时间培训占用农民和实用人才太多从业时间,对培训也会失去耐心。
4. 两者都倾向于“现场面授指导的农村实用技术培训”,培训缺乏可持续性。
针对培训内容、形式及存在问题,调查表明,普通农民和农村实用人才都更愿意接受农业实用技术内容的培训,占比分别为24.9%和13.8%。关于培训形式,都更愿意接受现场面授指导,占比分别为41.5%和28.0%。38.8%的调查对象认为培训过程中缺少后续培训,其中普通农民18.9%,农村实用人才19.9%。
三、农村实用人才和普通农民培训意愿的实证分析
(一)研究方法与模型分析
在对农村实用人才与普通农民的培训现状及差异比较基础上,进一步从培训需求角度出发,结合实际调研数据,找出影响两者参与培训意愿的关键因素。考察两者参与培训意愿,主要有参与和不参与,即愿意与不愿意两种结果,本文采用二元Logistic模型对其影响因素进行分析,假定普通农民和农村实用人才参与培训意愿的选择只有“愿意”和“不愿意”两种情况,并将其作为被解释变量,将“愿意”选项赋值为1,将“不愿意”选项赋值为0,其分类二元选择模型的函数形式为:
式(1)中,pi表示农民参与培训的概率,μ为常数项,xij表示影响农民i参与培训的第j个解释变量,n表示解释变量的个数,φj为解释变量的系数。农民是否参与培训的概率比值为事件发生比,简称为“odds”。对odds进行对数变换后,可得到Logistic回归模型的线性表达式为:
(二)变量定义与描述
影响参与培训的因素主要有个人、家庭特征以及培训状况等三大类因素,将其作为控制变量引入模型,具体选取的相关变量定义及统计特征描述如表1所示。
(三)实证结果与解释
本文采用Stata11.0统计分析软件分别对受访总体、普通农民和农村实用人才三类样本在接受政府组织的培训意愿进行了Logistic回归分析,形成具有一定显著性的模型1、模型2和模型3,其主要控制变量的估计结果如表2所示。
1. 个体特征对培训意愿的影响。
性别、年龄和教育水平在总体模型、普通农民模型以及农村实用人才模型中均表现出较强的显著性。对于普通农民总体来看,性别对其参与培训在10%的水平上有显著的负影响,表明男性比女性具有较低参与培训意愿,但是对于农村实用人才而言并未表现出显著性。进一步说明,作为普通农民,由于妇女留守家中从事农业,对农业生产技术知识的获取比较渴望,对参与培训具有较强的兴趣,而男性对农业生产积极性不强,参与意愿较低。从年龄和受教育程度来看,三个模型年龄变量在1%的水平上具有很强的负显著性,说明随着年龄增长尤其是年龄较大的农民或者农村实用人才主动参与农村实用人才技术培训的概率较低,意愿不强,这也进一步契合了当前老龄农民主动参与政府组织的培训积极性较低,另一方面也说明政府组织的培训不能有效激发农民的参与兴趣,缺乏有效吸引力。而教育程度变量也表现出较强的显著性,其中对农村实用人才影响的系数显著性更强,这说明受教育程度高的农民或者农村实用人才更愿意接受先进的实用技术培训,期望能够从技术培训中获取较大收益。
2. 家庭特征对参与培训意愿的影响。
在家庭特征变量中,耕地面积对普通农民和农村实用人才参与培训意愿均有显著正向影响,而家庭人口数对总体样本具有正的显著性,家庭成员越多,参与培训意愿越强烈。拥有耕地面积越多,普通农民和农村实用人才参与培训意愿越强烈,这表明,种植面积多,普通农民和农村实用人才采用农业新技术的意愿就强,通过培训能够获得相应的农业技能,对收益增加有良好的预期,就越倾向于接受农村实用技术培训。
3. 培训状况对其参与培训意愿的影响。
表2显示,政府是否组织过培训、培训地点选择以及对培训效果的态度等因素,对普通农民和农村实用人才参与培训有显著的正面影响。其中,政府是否组织培训在1%的水平上对两者具有显著影响。对普通农民而言,其影响系数为0.517,而农村实用人才为0.572,这表明政府培训服务的组织实施力度越大,对两者参与培训意愿影响就越大。而培训地点变量对普通农民有弱显著性影响,对农村实用人才没有显著影响,原因在于普通农民收入相对于农村实用人才低,更多考虑交通、时间成本的影响。培训效果变量对两者具有显著正面影响,表明对培训所获预期效果越满意的普通农民和农村实用人才,越愿意接受培训。其中,农村实用人才培训所获预期效果的满意度对其参与培训意愿的影响强于普通农民。而培训次数、培训时间以及培训形式的选择对两者参与培训意愿并没有显著影响。说明这些变量并不是影响其参与培训意愿的主要因素,或者是因为被调查对象参与培训的次数少,可接受的培训时间短和培训地点通常都在村域附近,他们对培训时间、培训形式缺乏主观意识性需求,习惯于被动接受。
注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%的统计水平上显著。
四、结论与政策建议
(一)结论
第一,政府组织培训的信息对农村基层实用人才与普通农民的传播和扩散有限,参与培训受益覆盖面低。农村实用人才拥有较多土地资源,对农村实用技术的培训需求远远高于普通农民。在接受培训意愿和选择培训方式上,农村实用人才具有更强的参与培训意愿。实证结果分析表明,个人特质(性别、年龄、教育)、家庭资源(种植面积)、培训状况(政府是否组织培训、培训地点、对待培训效果的态度)等变量对农村实用人才与普通农民参与培训意愿的影响显著,性别和年龄变量表现出负向显著性,其余为正向显著性。在选择培训方式上,两者更倾向于农技推广部门组织的按农时现场传授农业技术的培训方式。
第二,从培训的时间、地点选择上看,两者都倾向于接受7天以下的培训时间,普通农民更愿意在本村培训,而农村实用人才更愿意在乡镇和村域培训,但是实证结果表明这两个变量并不显著影响其参与培训意愿。
第三,从培训的内容与形式上看,培训缺乏可持续性,普通农民和农村实用人才都倾向于“现场面授指导的农村实用技术培训”,但是两者参与培训的积极性不高。培训中反映的主要问题是缺乏后续培训,对农村实用人才队伍缺少较好的政策支持,人们参加培训的积极性不高。
(二)政策建议
第一,政府要加大对农村基层骨干经营主体尤其是农村实用人才的培训力度,采取多形式多渠道传播和扩散培训信息,结合培训对象的承受力、关注度和兴趣点,注重培训的针对性、时效性和连续性,采取现场面授方式,结合农业产前、产中及产后的特点设计种养结合的实用技术培训指导内容,提升农业技术培训的趣味性、通俗性和易接受性。
第二,政府要综合考虑培训方式选择、培训内容、时间、地点、培训效果反馈、培训对象特征等因素,开展针对性的培训,如从培训方式上看,选择由农技推广部门主导的按农时现场传授农业技术的培训,政府也可以采取购买公共服务的形式弥补当前农技推广部门人员不足和素质不均衡的问题,以提升对农村实用人才技术培训的质量和针对性。培训时间最好选择在一个星期以内,地点选择以所在村或乡镇为主,集中力量进行农村实用技术现场培训授课。在培训对象的选择上最好以年龄在50岁以下、具有适度种养规模、初中学历水平、以务农为主的农村居民为主,以提升培训的满意度和忠诚度,提高培训参与积极性。
第三,针对当前农村实用人才缺乏的现状,政府要进一步重视农村实用人才队伍建设,把农村实用人才队伍建设与新型职业农民、新型农业经营主体培育结合起来,分类制定针对性的政策吸引大中专学生、70后农村外出务工青年回乡从事农业生产经营,切实提升农业从业者人口素质,推动先进农业科技成果在农业领域的转化和应用。
摘要：本文以普通农民和农村实用人才为主要研究对象,采用列联表分析、二元Logistic回归方法分别对两者参与培训的差异与培训意愿进行比较与实证分析。调查发现,政府组织的培训信息获取有限,参与培训受益覆盖面低。农村实用人才对实用技术的需求远远高于普通农民,参与培训意愿强,积极性相对较高,两者都倾向于接受7天以下的培训时间,选择培训方式相同。普通农民更愿意在本村培训,而农村实用人才更愿意在乡镇和村域培训。培训缺少针对性和可持续性。二元Logistic回归表明,性别和年龄对两者参与培训意愿有负显著性,教育、种植面积、政府是否组织培训、培训地点、对待培训效果的态度等变量表现为正显著性。
关键词：农村实用人才,普通农民,实用技术培训,Logistic回归
普通农户 篇2
我国已进入加快改造传统农业、走中国特色农业现代化道路的关键时刻。科技进步对农业增长的贡献率从“一五”时期的19.9%, 提高到目前的51%, 已成为推动农业农村经济发展的决定性力量。然而, 现阶段我国农业科技成果应用水平仍然不高, 农业科技成果转化率仅有30%-40%, 远低于发达国家65%-85%的水平, 很多成果不能转变为现实生产力 (孙政才, 2009) [1]。这说明, 与新时期农业发展面临的形势和承担的任务相比, 我国农业科技进步贡献率仍然偏低;与亿万农民迫切的科技需求相比, 农业科技服务供给能力仍然不足;与走中国特色农业现代化道路的要求相比, 农业科技支撑能力仍然不强;与世界发达国家相比, 农业科技整体水平的差距仍然较大 (张宪法, 2009) [2,3,4]。究其根源, 主要是由于我国农户农业技术的需求和政府及科研、推广机构农业技术的供给之间在对接上存在较大差距, 以至造成农业技术应用率偏低, 导致农业技术应用时存在有效需求不足和有效供给不足的双重矛盾。因此, 对当前我国农业技术需求和应用的主体——农户农业技术应用行为的研究就显得尤为迫切和重要。
进入新世纪以来, 我国农民收入保持了年均6%以上的增长速度, 但这一增长与城镇居民收入提高速度相比还有很大的差距 (韩俊, 2009) [5], 因此, 农民收入增长问题仍是当前我国农业和农村经济发展中最突出的问题之一。由于农民收入增长问题对中国经济和社会发展的意义特别重要而受到党和政府的高度重视, 国内学者对此也作了许多有益和深入的探讨和研究。虽然农民收入增长问题的研究表现出明显的多元化特征, 但是, 大多研究者都得出基本一致的结论, 即改革开放30多年来, 农民收入来源多元化、市场化和非农化的基本格局已经形成, 农民非农收入的增长是主要的推动力量, 这是农村经济进入新阶段后农民收入增长格局的新变化, 是市场经济发展和结构调整的必然结果 (黄季焜, 2000;张晓山, 2002;温铁军, 2002;盛来运, 2005;姜长云, 2008等) [6,7,8,9,10]。因此, 现阶段对我国农民收入增长问题的研究具有十分重大的战略意义, 尤其是对农民非农收入增长的研究显得更有突出的现实价值。
对于农业技术应用问题的研究一直是学术界关注和讨论的热点问题, 国内外研究者围绕农户是否应用、为何应用、应用制约、应用程度、应用效果等基本经济主题进行了广泛而深入的研究。其中, 对于农业技术应用与农户收入之间关系的研究相当丰富, 主要围绕农户收入是农业技术应用重要的影响因素展开理论与实证分析。如国外研究者普遍认为, 农户收入是其应用农业新技术的资金保障 (Blasé, 1960;Feder, 1980;Ervin和Ervin, 1982;Herath和Takeya, 2003) [11,12,13]。Thirtle等 (2003) 通过对南非部分区域棉花新技术的应用实证分析得出, 非农收入与技术应用存在显著正相关, 能够成为技术应用的重要资金支持。Smale等 (2001) 利用汇款 (remittances) 作为农户收入的衡量指标, 研究指出, 农户汇款的数额直接影响到其农业技术应用的决策, 这与之前的研究是基本相似的 (Gerhart, 1975;Rochin和Witt, 1975;Demir, 1976;Perrin, 1976) [14]。国内学者研究也进行了大量卓有成效的研究, 所得出的共同结论是, 农户收入水平或其富裕程度是影响农户农业技术应用的主要因素。如袁飞等 (1993) 以浙江省乐清县为例分析认为, 高收入的农民在技术选择上愿意选择节约劳动力的新技术[15]。宋军等 (1998) 研究发现, 农户的富裕程度会影响农户的技术选择行为, 富裕农户往往会选择优质技术和小型技术[16]。廖西元等 (2006) 按水稻生产环节对16个省5 228个农户采用水稻机械化生产技术应用情况调查与分析表明, 农户人均收入影响稻农采用机械化生产技术[17]。李海明 (2007) 分析我国7省28县420 农户对不同类型农业技术的需求, 表明农户家庭经济实力是影响农户技术服务需求的主要因素[18]。然而, 上述国内外研究中存在一个共同问题, 即大都是围绕农户收入影响农业技术应用这一分析路径考查两者关系, 而反之, 从农业技术应用影响农户收入增长这一分析路径探讨两者关系的研究相对缺乏。虽然农业技术应用促进农户收入增长是一个传统的经济学命题, 但是, 基于农业发展新阶段的特点, 此经济命题有了新的内含, 尤其是其传导机制发生了重要的新变化。因此, 探讨现阶段农业技术应用对农户收入增长的影响及其传导机制更具有重大的理论价值和现实意义。
本文旨在利用实证分析方法研究现阶段农业技术应用对农户收入增长的影响, 并给出更为精确的估计。文中将采用中部农业大省江西11村939个固定跟踪观察农户2003-2007年的面板数据 (panel data) , 构建个体和时间双向固定效应模型 (entity and time fixed effects regression model) [19], 其中, 个体固定效应模型用于消除解释变量之外的自然环境、资源条件、村庄文化等不可观测的个体差异对农户收入的影响;时间固定效应模型采用年度时间变量控制宏观经济政策、农产品市场环境等因素对农户收入的影响。同时, 通过引入反映农业技术应用状况的虚拟变量用于考查农业技术应用对农户收入增长的平均影响和动态效应, 其中, 动态效应主要是分析不同年份农业技术应用的影响和变化趋势以反映农业技术应用的时间效应。进而, 本文还利用个体和时间双向固定效应模型分析农业技术应用对农户非农收入增长的影响, 以验证农户通过农业技术应用节省时间和精力, 促进其更好地从事非农就业以提高非农收入水平, 从而促进农户家庭总收入增长这一间接传导新机制的存在和有效。
选择江西农户作为本文的研究对象, 主要基于两方面的考虑:第一, 江西是中部地区典型的农业大省, 也是种植水稻的主产区之一, 该省的农业技术应用与农户收入增长问题越来越引起国内外学者们的关注。究其原因, 主要在于经历了30年的以市场导向为主线的农村经济体制改革, 江西农村社会经济发生了历史性的变化, 但是, 农业目前仍处于先进的生产手段与落后的生产手段并存、机械化作业与人畜力作业并存、现代适用技术与传统耕作方式并存的格局。与此同时, 随着农村产业开始向多元化方向发展, 外出务工经济已经成为江西农村经济发展的重要支柱, 成为农民收入增长的主要渠道。因此, 研究江西农户农业技术应用促进其收入增长, 尤其是促进其非农收入增长问题, 不仅是江西农村经济发展的重大战略问题, 更是反映我国粮食主产区农村经济发展极其重要的典型案例。第二, 笔者来自江西, 且一直从事江西农业和农村经济发展相关问题的研究, 对江西农业和农村具有较为深刻的认识, 与江西相关政府调查和决策部门也有良好的合作研究基础, 拥有江西省2003-2007年连续5年11个固定跟踪观察村、近1 000个固定跟踪观察农户生产、生活情况的面板数据资料。因此, 通过对江西省农业技术应用影响农民收入增长的实证研究, 可以更加精确地估计和验证农业技术应用对农民收入增长的影响程度, 从而为政府相关部门进一步完善农业技术推广服务和促进农民增收提供有益的决策参考。
二、数据来源和变量选取
本文采用的数据来自国家农村固定跟踪观察系统[20]。跟踪观察系统以村为单元, 对村域中的农户实行抽样调查, 以村域中的农户为个体, 对其进行跟踪观察。数据库主要包括农户特征、土地和固定资产、家庭生产经营、家庭收支和家庭消费等方面的详细资料。此系统中涉及江西省的共有13个观察村 (本文所用数据缺失2个村) , 覆盖江西省所有地级市, 具体包括兴国县的回龙村, 上高县的下林村, 九江县的明闸村, 崇仁县的桃里村, 南昌县的甫下村, 余江县的兰田村, 新余市的湾里村, 浮梁县的柏林村, 上饶县的桥下村, 泰和县的龙洲村, 萍乡市安源区等, 总计约1 000个农户样本。
江西, 在经济发展上, 属于中国的欠发达地区, 在粮食生产上, 则属于主产区, 是国家的粮食主要供给地区。该省大多数农户都是兼业户, 即既从事农业生产, 又从事工业、商业等非农生产活动, 选择江西农户为研究对象分析农业技术应用和农户收入增长问题, 具有较强代表性。另外, 本文所用数据时间跨度是2003-2007年, 这个时间跨度正是我国农业技术应用和农民收入增长的关键时期, 恰好可以反映出农业技术应用和农民收入增长之间的现实关系[21]。
基于数据整理过程中产生的误差考虑, 笔者对出现异常值的样本予以了剔除, 同时, 考虑到个别年份少数农户会出现数据缺失, 笔者经过筛选, 最终组成一个包括939个农户、共4 603个有效样本的面板数据, 因此, 所获得的面板数据是非平衡数据。
注:家庭经营主业是虚假变量。
研究农业技术应用对农户收入增长的影响及其动态效果, 首先需要衡量农户农业技术应用具体的时点和时期, 但已有研究指出, 农户应用农业技术存在自我选择性 (self-selection, Jorge Fernandez-Cornejo等, 2002) [22], 即农户应用农业技术的时机和程度具有较强主观性, 无法准确推知所观察各村农户农业技术应用的具体时间和程度, 因此, 笔者以“是否受过农业技术教育或培训”虚拟变量为中间变量来近似反映农户农业技术应用状况, 即如果农户受过农业技术教育或培训, 则认为其具有应用农业技术较强的可能性和可行性, 而其动态效果则通过不同年份农业技术教育或培训后所形成的影响差异来衡量。其次, 农业技术应用对农户收入增长动态影响的研究, 所采用数据的可比性是一个关键问题, 笔者所采用的是来自全国农村固定观察点连续跟踪调查的数据, 自2003年修改与完善以来, 这套数据的统计口径是保持一致的, 各年间的数据也具有可比性 (文中所有价值量的数据均依2000 年不变价指数进行了转换) 。再则, 全国固定跟踪观察系统以村为单元, 对村域中的农户实行抽样调查并进行跟踪观察, 加之, 江西省农户在应用农业技术的具体时间上是相对独立的, 因此, 利用这套数据资料进行计量分析能够避免选择性偏差问题。
一般而论, 影响农户收入增长的因素包含国家宏观经济环境、自然环境和农户个体差异等众多方面, 为了分析农业技术应用对农户收入增长的影响, 需要对其它影响农户收入增长的因素加以控制。对于其中可观测的部分, 结合江西农户水稻生产的特点, 笔者选取了反映农户生产经营特征的一组解释变量, 包括农户年末经营耕地面积、年末拥有生产性固定资产原值、种稻投工量、购买化肥金额、购买农药金额、家庭经营主业、交通通讯支出 (此变量考查其对农户非农就业决策的影响) 等。而因变量则选取农户家庭经营收入和外出打工收入 (所选取的变量主要统计特征见表1) 。而对于其中不可观测的部分, 笔者通过采用农户个体和时间双向固定效应的方式控制, 即采用个体固定效应模型来控制自然环境、资源条件、村庄文化等不可观测个体差异对农户收入增长的影响;采用年度固定效应模型来控制不同年度的宏观经济环境、农产品市场环境等因素对农户收入增长的影响, 同时把2003年未受过农业技术教育或培训的农户作为参照组, 研究2003-2007年间农业技术应用对农户收入增长的影响[23,24]。
三、计量模型和实证结果
面板数据 (panel data) 也称时间序列截面数据 (time series and cross section data) 或混合数据 (pool data) , 它是指在一定时间跨度内对相同的个体每年进行重复测量得到的数据, 它允许各横截面之间存在一定的相关性。由于本文采用的是江西11村固定跟踪观察农户2003-2007年面板数据, 因此, 笔者将构建个体与时期固定效应模型 (entity and time fixed effects regression model) , 并通过STATA10.0统计分析软件进行估计。
个体与时期固定效应模型 (entity and time fixed effects regression model, Hsiao Cheng, 2002) 的基本表达式为:
yit=C+αi+βitxit+γt+εit
i=1, …, N; t=1, …, T (1)
其中yit表示被解释变量, xit表示解释变量, i表示横截面数据, t表示时间序列数据, βit为解释变量的回归系数;截距项为C+αi+γt , 其中C为常数项, αi度量个体效应差异, γt度量时间效应差异, 且截距项αi随个体i变化, 且γt也随时间变化;随机误差项εit代表模型中被忽略的随横截面和时间而变化的因素的影响。
为了分析农业技术应用对农户收入增长的平均影响, 笔者构建个体和年份双向固定效应模型, 具体如下:
LnYit=αi+βitXit+θAdopit+γt+εit
i=1, …, N; t=1, …, T (2)
其中Yit是反映第i个农户第t年收入的因变量 (i =1, 2, …, 939;t =2003, 2004, …, 2007) , 笔者在计量分析中采用了家庭经营收入; αi是农户i的固定效应;Xit是一组反映农户生产经营特征的解释变量, βit为Xit的回归系数;Adopit是反映农业技术应用状况的虚拟变量 (以是否受过农业技术教育或培训表示, 即当年受过农业技术教育或培训为“1”, 否则为“0”) ; γt为年份t的固定效应;εit表示随机误差项;笔者所关心的是Adopit的系数θ, 它度量了农业技术应用对农户收入增长的平均影响[25]。
本模型选取的解释变量有农户年末经营耕地面积、年末拥有生产性固定资产原值、种稻投工量、购买化肥金额和购买农药金额等。其选取依据在于, 农户经营耕地面积与其农业收入增长往往存在正相关关系, 即耕地面积越大, 其农业收入增长越高;基于规模经济效应考虑, 农户拥有生产性固定资产与其收入增长也呈现正相关关系, 即固定资产越大的农户往往其收入增长越快;现阶段种稻收入虽然不是江西稻农经营收入的主要来源, 但仍然占其总收入的一定份额, 因此, 种稻投工量对江西农户收入增长也是正向的影响;而对于化肥和农药的支出费用则与农户收入呈负相关关系 (具体说明见表2) 。
传统观点认为, 农业技术的应用能够提高农业技术生产效率, 从而增加农户收入, 这是直接的传导机制。然而, 笔者认为, 随着市场经济和现代农业的发展, 农业技术应用对农户收入增长影响的传导机制发生了重要变化, 已由原来的直接传导机制转变为现在的间接传导机制, 此间接传导机制即是农业技术应用能够节省农业劳动时间和精力, 便于农户从事非农就业从而增加其非农收入, 最终增加其家庭总收入。因此, 本模型中选取的因变量是农户家庭经营收入, 主要分析农业技术应用对农户收入的平均影响程度 (模型的估计结果见表3) , 而后文实证模型解释时, 选取的因变量则是农户外出打工收入, 主要分析农业技术应用对农户外出打工收入的平均影响程度 (模型的估计结果见表4) 。
注:软件每次分析是根据实际采用的样本数给出观察样本数, 与总样本数会有一定的偏差;由于αi 和γt的回归结果不是本文所关注的重点, 因此, 表中未给出这两部分的估计结果;表中估计的系数均在5%水平上显著。
注:表中估计的系数均在5%水平上显著。
基于表3中的估计结果可以得出, 农业技术应用对农户家庭经营收入的平均影响是正向的, 且影响显著, 即在其它条件不变的条件下, 农业技术应用能够促进农户收入平均增长6.5%Fernandez-Cornejo (2007) [26]的研究结论是一致的, 他研究得出, 耕地保护技术应用对农户家庭经营收入增长的弹性系数是0.46, 抗虫害技术应用对农户家庭经营收入增长的弹性系数是0.97, 影响尤为显著。需要指出的是, 本模型估计出的弹性值与其估计出的弹性值存在差异, 原因在于其选取了具体技术应用作为研究对象, 而且选取了具体技术应用的概率来衡量农业技术应用状况。如前所述, 结合实际考虑, 运用农业技术应用提高农业效率以增加农户农业收入, 从而促进农户家庭总收入增长这一直接传导机制已经很难解释本模型的估计结果。然而, 农户通过应用农业新技术以节省劳动时间和精力, 更好地促进非农就业以提高其非农收入, 从而促进农户家庭总收入增长这一间接传导新机制却能够解释上述实证结果 (本文将在第四部分进一步验证此判断) 。
与此同时, 表3中的估计结果还表明, 除农业技术应用变量之外的其他解释变量的估计结果与笔者预期的情况基本保持一致。经营耕地面积与农户收入增长之间是正相关关系, 即在其它条件不变的情况下, 它能够促进农户收入平均增长6.3%, 与农业技术应用的影响程度十分相似;生产性固定资产对农户家庭经营收入的影响也是正向的, 但其影响程度相对较小, 即平均影响为0.2%;种稻投工量对农户家庭经营收入也是正面的影响, 且其影响度也很小, 即平均影响为0.4%;而购买化肥和农药的支出费用虽然没有与笔者预期的负相关关系相一致, 但其估计系数均为零, 表明购买化肥和农药的支出费用很可能已经不是现阶段影响农户家庭经营收入的主要因素。
为了保证计量模型运行的正确性, 笔者进行了相关统计检验, 即F检验值为8.07, 表明构建个体和年份双向固定效应模型是成立的;LM检验值为61.96, 表明构建个体和年份双向随机效应模型也是成立的;而Hausman检验值为160.46, 表明构建个体和年份双向固定效应模型比个体和年份双向随机效应模型更合理、有效。
为了考察农业技术应用对农户收入增长的动态影响, 笔者将农业技术应用虚拟变量拆分为一组农户受过农业技术教育或培训的年份虚拟变量, 即Adop-1 (2003年农户受过农业技术教育或培训) ;Adop-2 (2004年农户受过农业技术教育或培训) ;Adop-3 (2005年农户受过农业技术教育或培训) ;Adop-4 (2006年农户受过农业技术教育或培训) ;Adop-5 (2007年农户受过农业技术教育或培训) 。如果农户2003年受过农业技术教育或培训, 则Adop-1为1, 而Adop-2;Adop-3;Adop-4;Adop-5均为0, 依此类推[27]。将此组年份虚拟变量加入个体和年份双向固定效应模型中, 可得:
LnYit=αi+βitXit+θ1 (Adop-1) it+θ2 (Adop-2) it+θ3 (Adop-3) it+θ4 (Adop-4) it+θ5 (Adop-5) it+γt+εit
i=1, …, N; t=1, …, T (3)
其中θI (I=1, 2, 3, 4, 5) 考察农业技术应用对农户收入增长动态的平均影响。
通过模型 (3) 的估计可得出农业技术应用对农户家庭经营收入增长的动态影响程度, 也能够验证农业技术应用对农户经营收入增长影响的持久性。模型 (3) 的估计结果见表3。从表3中可以看出, 所选解释变量与模型 (2) 是相同的, 且显著性水平与模型 (2) 保持一致, 解释变量的估计结果也与模型 (2) 的估计结果基本吻合, 而Adop-1;Adop-2;Adop-3;Adop-4;Adop-5前面的系数则反映了农业技术应用对农户经营收入增长动态的平均影响。具体而言, 在受过农业技术教育或培训后的前两年, 农业技术应用对农户家庭经营收入的影响是负值, 其弹性系数分别为-0.026和-0.037, 而从随后的第三年开始, 农业技术应用对农户家庭经营收入的影响转为正值, 且逐步增强, 其弹性系数分别为0.033、0.037和0.057。这表明, 农业技术应用对农户家庭经营收入增长的影响既有短期的, 更有中长期的, 即短期内对农户收入增长呈现负面影响, 但从总体趋势而言, 对农户收入增长的影响却是正向的。本模型的F检验植和Hausman检验值分别为8.52和36.15, 说明构建个体和年份双向固定效应模型对农业技术应用动态影响进行分析是更合理且有效的。
四、农业技术应用促进收入增长的实证解释
从上述研究结论可知, 无论是农业技术应用对农户家庭经营收入增长的平均影响, 还是农业技术应用对农户家庭经营收入增长的动态影响, 都呈现出较高的显著性, 且影响的总体趋势是正向的。若深入探究此问题的经济学解释, 即农业技术应用对农户收入增长的影响究竟是通过传统的直接传导机制实现的, 还是通过新的间接传导机制实现的[28,29]?笔者更倾向于后者, 为此, 仍然运用同样的计量方法来验证[30]。
如前所述, 新的间接传导机制是指农户通过应用农业新技术以节省劳动时间和精力, 更好地从事非农就业以提高其非农收入, 从而促进其家庭总收入的增长。因此, 笔者仍然借鉴模型 (2) 和模型 (3) 的方式, 构建个体和年份双向固定效应模型分析农业技术应用对农户非农收入增长的影响。但是, 此时选取的因变量是农户外出打工收入, 同时选取年末经营耕地面积、家庭经营主业和交通通讯支出等为解释变量。其选取依据在于, 经营耕地面积与农户外出打工收入增长往往呈现负相关关系, 即耕地面积越大越会制约农户外出打工, 尤其是水稻生产领域, 此种负相关关系体现地更为明显;家庭经营主业则直接决定了农户外出打工的收入水平, 其与农户外出打工收入增长是正相关关系;而交通通迅支出通常是农户外出打工决策时需要考虑的重要因素, 且其与农户外出打工收入的增长往往是负相关关系。其它变量的设定、解释与模型 (2) 、模型 (3) 保持一致, 笔者所关心的仍然是Adopit的系数和 (Adop-i) it的系数θi, 只是此时它衡量地分别是农业技术应用对农户外出打工收入增长的平均影响和动态影响 (此模型的估计结果见表4) 。
从表4可知, 正如笔者所预期的一样, 农业技术应用对农户外出打工收入增长具有重大的影响, 农业技术的应用能够促进农户外出打工收入平均增长9%。这表明, 农业技术应用对农户收入增长的影响有极大可能是通过促进农户非农收入增长这一新的间接传导机制实现的。这与Jorge Fernandez-Cornejo (2007) 的研究结论也是一致的, 他研究指出, 耕地保护技术应用对农户非农收入增长的弹性系数是0.98, 抗虫害技术应用对农户非农收入增长的弹性系数是1.59, 影响尤为显著Fernandez-Cornejo (2007) 对农户范围经济效应的实证研究结论是一致的, 其研究表明, 农户既从事玉米、大豆等农业生产又从事服务、营销等非农就业的范围经济效应平均为0.24, 即相比单独从事农业生产或非农就业, 农户能够平均节省24%的家庭成本。
摘要：关于农业技术应用问题的研究, 大都是围绕农户收入影响农业技术应用这一分析路径考查两者关系, 而从农业技术应用影响农户收入增长这一分析路径探讨两者关系的研究相对缺乏。为此, 探讨现阶段农业技术应用对农户收入增长的影响及其传导机制更具有重大的理论价值和现实意义。由于江西是我国中部地区典型的农业大省, 通过对江西省农业技术应用影响农民收入增长的实证研究, 可以更加精确地估计和验证农业技术应用对农民收入增长的影响程度, 从而为政府相关部门进一步完善农业技术推广服务和促进农民增收提供有益的决策参考。
普通农户 篇3
一、相关研究综述
学术界对农户模型的研究主要以外文文献为主。研究始于20世纪初期苏联经济学家A.V.Chayanov, 集中于20世纪后半期发达国家由农业化向工业化快速推进时期, 此后的研究主要由西方学者以源于发展中国家数据的实证分析为主。A.V.Chayanov对市场缺失下自给自足的农户经济活动进行了分析, 论证了农户劳动力时间如何在工作与闲暇间进行分配, 提出农户不是如厂商那样在利润最大化下进行选择, 而是在消费与闲暇边际效用相等处进行选择达到经济均衡。基于A.V.Chayanov的研究, 日本经济学家Nakajima对农户经济建立了数理模型, 他研究了劳动力市场缺失下, 农户将所有产出卖到市场, 并可完全从市场获取消费品下的选择情况, 农户将基于效用最大化同时对生产及消费做出选择。Jorgenson and lau对完备市场下的农户模型进行了分析, 并以此数理模型为基础进行了实证研究。随着分析的深入, 研究者意识到完全自给自足的简单经济模式及完全竞争市场下的农户经济在现实中并不存在, 因此, 学者以已有文献为基础, 对不完备市场下的农户经济选择进行了研究, 以Dwayne Benjamin为代表, 他对不完备市场下的不可分离的农户模型进行了详细分析, 研究表明此情况下, 农户在内生的影子工资下达到经济均衡。国内有关农户模型研究的文献较少, 以张林秀[1]和陈和午[2]两人的研究综述为代表, 其中蔡基宏[3]应用农户模型对农地产出率与兼业程度关系进行了分析。总体来看, 国内相关研究未对农户模型进行深入探讨, 尤其是通过现代西方经济学分析方法将农户模型应用于相关的实证研究。
已有文献在农户数理模型的建立上不存在分歧, 即农户在约束条件下进行效用最大化选择。农户最大化效用函数U (c, l) , 约束包括生产函数F (K, La, O) , 收入约束Pcc=π+ωL及时间约束l+L=T。农户首先在利润最大化条件下进行生产, 所得利润构成农户总约束, 在此基础上农户做出最优经济选择。相关文献将此农户数理模型划分为可分离和不可分离模型。“可分离”是指在完全竞争市场下, 农户可以自由在市场中获得 (出售) 任意数量的产品及要素。因此, 农户进行生产消费选择不是同时进行, 而是先后分开的, 农户首先在利润最大化做出生产选择, 继而在收入时间约束下进行效用最大化选择, 达到经济均衡状态。“不可分离”模型是指在非完备市场下, 农户无法在市场显示的非均衡价格下达到经济均衡, 此时, 农户将同时调整价格、生产和消费以满足客观存在的非完全市场的约束条件, 直至达到均衡状态。与“可分离”相比, “不可分离”下的均衡价格是内生决定的。
市场完备与否是进行农户模型研究的关键前提。绝对意义上的完全竞争市场在现实中并不存在, 应用绝对意义上的“可分离”模型进行的实证研究结论并不可靠。因此, 各种非完备市场下的“不可分离”模型的研究是进行实证分析的基础。虽然基于这一关键前提的实证研究所得结论不同甚至相反, 但已有进行实证分析的文献并未严格区分二者的差别。已有文献中, 作者通常是主观确定采用“可分离”或“不可分离”模型对样本数据进行处理, 而未以真实数据为依据对所采用的模型类型的合理性进行统计意义上的检验。本文以完全竞争市场下农户的均衡分析为起点, 并以此为参照, 着重对非农就业机会有限及农业生产可雇佣的劳动力不足这两种情况下的均衡状态进行了讨论。
二、基本数理模型
经济分析中, 农户满足经济人基本假定, 在效用最大化下做出选择。农户效用函数U (c, l) , 其中c消费品市场是完备的, 农户可在市场上自由买进 (售出) 产品, 这一假定符合现实情况, l为闲暇水平, 效用函数随e和l递增, 并符合边际效用递减原则。生产函数F (K, La, O) 中土地、劳动力及其他要素投入在边际产出价值与价格相等处确定, 但因本文主要关注农户劳动力与产出的关系, 因此将土地和其他要素投入视为恒定。生产利润及非农就业收入构成农户收入约束, 劳动与闲暇构成农户时间约束。农业生产所需劳动来自从市场雇佣及农户自有劳动力。农户经济选择可用如下数理模型进行表述:
MaxU (c, l) (1)
约束条件:
生产函数:Y=F (K, La, O) (2)
利润函数:π=PYY-ωLα-PoO (3)
收入约束:PcC=π+ωL (4)
农业生产劳动:La=Lf+Lm (5)
农户总劳动时间:L=Lf+Lo (6)
农户总时间约束:l+Lo+Lf=l+L=T (7)
农户总约束:PcC+ωL=π+ωT (8)
在完全市场下, 农户首先在外生工资ω给定下做出利润最大化的生产选择, 由此得出总约束条件 (8) 式, 在约束条件下农户进行效用最大化选择并达到经济均衡状态。在非完备市场下, 存在有关市场的外生的非完备条件, 如非农就业机会有限情形下的就业机会, 这时, 在可观测的市场工资水平下, 农户无法达到满足非完备市场条件的均衡, 因此农户将通过调整主观工资、生产和消费水平, 在非完备市场条件下作出最优选择, 均衡状态的工资是内生决定的。
三、农户均衡状态的比较静态分析
完全竞争市场下, 农户在外生工资水平下进行生产消费选择, 当工资发生变化, 农户在变化工资下达到新的经济均衡。在非完备劳动市场下, 存在有关市场非完备程度的约束条件, 这一条件是外生给定的, 而市场上可观测的工资不再是外生的均衡工资。此时, 农户在市场的非完备约束条件下, 做出经济最优选择实现均衡, 均衡下的工资水平内生决定。当市场的非完备条件发生变化, 农户将在变化的约束条件下做出新的经济选择。这部分应用比较静态分析方法, 对农户在不同市场条件下, 经济均衡状态变化情况进行分析。
1.完全竞争市场情形
完全竞争市场下, 农户可自由在市场上进行任意数量的劳动交易, 农户在市场上外生工资给定的情况下做出均衡选择, 这一过程可由以下条件确定:
农户在利润最大化下进行生产选择:PYFLa=ω (9)
由此确定生产所得利润π, 农户总约束条件:PcC+ωL=π+ωT (10)
农户效用最大化满足undefined
为直观得出农户劳动及消费水平的选择, 本文直接考察由劳动和消费品表示的农户效用函数U (c, L) , 与消费品、闲暇的边际效用比, 农户劳动边际效用满足以下条件:UL (c, L) 〈0, Uundefined〈0, Uundefined<0。农户最优经济选择如下所示:
农户最大化效用函数:U (c, L) (12)
约束条件:PcC=π+ωl (13)
建立拉式函数L=U (c, L) +λ (π+ωT-PcC) (14)
约束条件下农效用最大化一阶条件:
undefined
若市场工资水平ω变化, 通过 (15) 三式两边对ω求导可得:
undefined
上式左端系数矩阵为拉式函数L的加边海塞阵undefined。
undefined
上式可分解为第一项替代效应及第二项收入效应。由于加边海塞阵行列式大于零, 则收入效应<0, 替代效应>0。因农户效用函数中闲暇品的特殊性, (17) 式表示的替代效应>0, 但收入效应符号取决于 (L-La) 的符号, 因此, 农户劳动随工资变化的总效应如下:
(L-La) <0或 (L-La) >0。但替代效应绝对值大于收入效应时, undefined。 (L-La) >0, 但替代效应绝对值小于收入效应时, undefined, 且undefined符号不定。
由于闲暇作为正常品, 当工资水平提高, 闲暇消费将减少是符合常理的, 因此本文考察undefined, 且undefined的情形。
在完全竞争市场条件下, 农户在市场中可自由提供 (雇佣) 任意数量的劳动。图1表示农户在工资为ω1和ω2两种水平下的均衡状态, ω1<ω2, 在ω1下, 农户的均衡状态由点a、b所示, 农户向市场上净出售b1a1水平的劳动。当市场工资提高至ω2水平时, 农户达到新的均衡状态, 由点c、d表示, 农户向市场净出售d1c1水平的劳动, 达到新的均衡后, 农户消费及效用水平将提高。
2.非农就业机会有限情形
完全竞争市场情形在现实中并不存在, 但对其进行的均衡分析为现实不完备市场下的理论模型提供了基本研究框架。完全竞争市场下, 农户以工资为外生变量进行经济选择达到均衡。但在现实市场不完备条件下, 农户以不完备条件为外生变量进行选择达到均衡, 均衡时的工资水平由内生决定。在经济体由农业向工业化过渡和农业劳动力转移这一过程, 农户通常面临外出非农就业机会有限的非完全市场条件。因此, 农户将在“非农就业机会有限”为外生的非完备条件下做出最优经济选择, 实现经济均衡。如图1所示, 在市场显示的非均衡工资下, 农户愿意向市场净出售d1c1水平的劳动, 但“非农就业机会有限”这一外生条件使得农户只能从市场上净获b1a1水平的就业机会, 因此农户在ω2下无法实现均衡。农户将通过降低影子工资水平, 使得经济选择满足外生的不完备条件, 最终在a、b点达到均衡, 此时农户向市场净出售b1a1水平的劳动, 农户消费及效用水平降低。
3.农业生产劳动力不足情形
农业生产季节性特征明显, 农忙时节农户生产所需劳动力不足是现实中另一种常见的情形。农户在市场显示的非均衡工资水平可雇佣的劳动不足。如图2d、c点所示, 在显示的工资下农户需要从市场净雇佣d1c1水平的劳动, 但市场外生条件为可净雇佣b1a1水平的劳动。因此农户将提高影子工资水平而满足外生非完备条件, 由此实现最优经济选择, 农户最终将在a、b点达到经济均衡, 此时, 农户从市场净雇佣b1a1水平的劳动, 农户消费及效用水平将提高。
四、结论
由以上分析可见, 确定外部市场情况是进行农户均衡分析的关键。不同市场条件下, 农户所达到的经济均衡存在很大差异。完全竞争市场下, 农户将市场上可观测的工资水平作为外生条件, 并以此做出最优经济抉择。但在非完备市场下, 市场上显示的是非经济均衡下的工资, 农户以此做出经济选择无法实现均衡, 事实上, 市场非完备程度将作为农户进行经济选择的外生条件, 农户由此达到均衡状态, 均衡工资水平是内生决定的。
在应用农户模型进行实证分析中, 清晰界定市场情况, 确定不同市场下的外生条件, 是获得可靠结论的基本前提。若现实数据是由非完备市场环境中获得的, 却应用完全竞争市场下的农户模型进行实证分析, 将所观察到的工资作为外生变量进行各个参数的估计。但事实上农户在外生的非完备市场条件下做出均衡选择, 均衡工资是内生决定的。显然该实证分析得出的结论是错误的。
不同市场条件的确定也是得出正确政策建议的前提。比如, 政策目标是实现农业劳动力的顺利转移, 推进工业化进程。在完全竞争市场条件下, 通过提高工资水平可实现这一目的, 但在非农就业机会有限情形下, 提高工资会使得农户距经济均衡状态更远, 农户实际上通过影子工资达到 “就业机会有限”这一约束下的均衡, 此时, 提供更多非农就业机会才是实现加快农业劳动力转移这一目标的正确途径。
参考文献
(1) 张林秀.农户经济学基本理论概述[J].农业技术经济, 1996, (03) .
(2) 陈和午.农户模型的发展与应用:文献综述[J].农业技术经济, 2004, (03) .
普通农户 篇4
一、文献回顾
Myers and Mailuf ( 1984) 考虑在信息不对称对公司资本结构的影响下, 设计了一个投资决策均衡模型, 提出了著名的啄序理论 ( Pecking order theo- ry) , 该模型表明了企业融资行为的几方面解释, 其中包括企业倾向于依靠公司内部融资, 如果需要外部融资的话, 企业则会倾向于债务融资, 最后才会选择权益融资。相对而言, 农户的融资渠道比较单一, 但面临的信息不对称问题同样十分严重, 根据Barry等 ( 2000) 对来自伊利诺伊州农场的面板数据的拟合结果发现, 对于那些存在更大信息不对称问题的农场而言, 内源融资成为了农场主面临资金需求时首选的方式。而在农村金融市场的二元供给特征下, 农户面临着正式机构和私人借贷两种不同的渠道。农户如何在两者之间进行选择成为了学者们关注的焦点。
Bell等 ( 1997) 对某些发展中国家农户从不同金融机构贷款的利率调查得出, 非正式贷款的利率要远远超出正式贷款的利率, 由此得出这样的结论: 农户首先会争取正式机构的贷款, 如果还不能够满足需求, 才会去求助于非正式渠道。他们利用在Punjabi调查的数据, 通过经济计量估计, 发现大部分借款者和非借款者在正式金融机构受到配给。在此前提下, 学者们给出了两个部门共存的解释。Bhattacharyya and Kumbhakar等 ( 1997) 指出, 非正式机构充当了正式金融机构“溢出”需求的接受者。由于正式金融机构面对的是数量众多的分散农 户, 从而在信息搜集上所花费的成本要远远高于对城镇客户的费用, 并且此类正式金融机构掌握的当地 ( 借款者) 的信息是有限的, 所以在信贷交易中必须得依靠抵押担保物来解决内在的“道德风险”和 “逆向选择”问题; 而非正规贷款者却有着极大的优势, 非正式金融活动时常发生在亲戚朋友之间, 他们掌握着更多的当地信息资源, 可以不必为担保物花费更多的监管费用, 有些生活在同一个社区, 使得放贷人可以利用更好的信息甄别农户的信誉, 监督其行动, 甚至可以通过社会压力或者延期还款等方式有效控制农户的违约行为, 因而对抵押机制的依赖不强, 能够有效地接受正式部门的“溢出”需求。Boucher and Guirkinger ( 2007) 进一步论证了贷款是具有风险成本的, 如果农户是风险规避的, 保险市场又是不发达的, 正式金融机构则会要求农户提供抵押担保物以保证贷款的安全性, 这对于那些没有支付意愿的农户而言, 他们则会转而寻求非正式融资渠道。从这个意义上讲, 非正式部门不但缓解了“数量配给”, 同时改善了“风险配给”。Kochar ( 1997) 、Mushinski ( 1999) 等则强调非正式部门在交易成本方面的优势。他们指出, 在农村金融市场不发达的地区, 农户获得正式部门的贷款需要支付较多的交易成本, 甚至需要额外承担更多的成本, 诸如向工作人员送礼等; 而非正式放款人往往与农户生活在同一个地区, 对借款人的信息了解比较全面, 交易成本几乎为零, 从而使得农户能够以较低的交易成本获得贷款。
对我国农户借贷行为的研究成果亦部分验证了上述理论成果。何广文 ( 1999) 、史清华和陈凯 ( 2002) 、朱守银等 ( 2003 ) 、霍学喜和 屈小博 ( 2005) 、黄祖辉等 ( 2007) 、刘莉亚等 ( 2009) 对农户的调查发现, 农户频繁地参与正式与非正式借贷交易, 其中民间借贷是满足农户借贷资金需求的主要渠道 ( 通常在60% - 80% 左右) , 多数民间借贷 ( 来自亲友) 是免息或者极低的利息, 生产性借贷和生活性借贷都占到了较高的比重。而对于农户的融资偏好顺序这个基本问题, 现有文献较少涉及。马晓青 ( 2009) 、马晓青、朱喜和史清华 ( 2010) 、马晓青和黄祖辉 ( 2010) 对我国不同地区农户融资偏好的调查研究发现, 样本地区农户的第一选择是亲戚朋友借款, 次优选择为正规金融机构, 银行排在信用社前面成为第二选择, 在最不情愿的选项中选择了高利贷。从已有的研究文献中发现, 我国学者的研究主要集中在对农户借贷发生频率、借贷规模、资金来源和用途方面及农户家庭收入、户主的文化程度、年龄等个性因素和特征以及农户借贷动 机两大方面的研究。农户在参与正式与非正式借贷交易过程中, 非正式渠道成为农户的首选, 而且在我国农村金融中, 消费性借贷行为和投资性借贷行为同时存在, 两者很难加以区分。学者们指出, 由于受到政府利率水平的控制, 加上利息成本、交易成本等因素的制约, 农村信用社等金融机构在资金规模、资金用途等方面很难满足农户的融资需求, 因而非正式金融渠道成为农户的重要资金来源。
在很多关于农户融资问题的研究中, 农户的融资偏好都被假定具有特殊性, 由此得出的结论是: 由于各种原因 ( 历史的、文化的或社会的) , 严格偏好于“关系融资”的中国农民从一开始就注定了与正规金融制度的 “基因不合” ( 陈雨露等, 2010) 。那么现实中农户的融资偏好是否如同一些学者的研究结果一样, 是与正规金融“格格不入”的? 不同社会经济发育程度的地区, 农户的融资偏好是否具有差异性? 为此本文必须明确以下几个问题: 第一, 国外关于融资偏好顺序理论的结论, 是在假设正式部门和非正式部门提供的服务除利率水平之外其他因素全部相同的前提下才能得到的。如果考虑到其他因素, 农户的融资偏好或许就会有改变。第二, 现有分析很大部分是基于农户实际发生借贷行为而得出的, 它是农户借款需求与金融供给相互作用的结果, 不能完全反映农户的融资意愿。从这一点而言, “融资偏好”和实际的融资顺序存在差异, 因为前者是一个意愿的融资顺序, 而在外部条件的约束下, 意愿的融资顺序和实际的融资顺序并不总是一致, 这也就意味着农户融资偏好不仅仅是要通过实际观察到的农户的融资顺序来反映, 农户的融资意愿更具有说服力和研究意义。第三, 以往研究中, 并没有出现《林权证》这一抵押物, 在林权抵押贷款政策实施后, 也未对农户融资偏好的变化进行过研究。所以, 在缺乏明确抵押物的农村金融市场的背景下, 将《林权证》纳入到农村金融体系中, 成为农户融资的金融工具, 将会对林区农户融资偏好产生一定的影响。第四, 非正式融资除了在抵押、交易成本、执行效率等方面具有优势以外, 还具有重要的保险功能。我国的学者有研究指出, 农户在面临疾病、学费等支出时常常求助于非正式融资 ( 王芳, 2005) ; Udry ( 1994) 对尼日利亚村庄的研究亦证实了这一点。而国内对于保险功能对农户融资偏好的影响还没有得到足够的重视。
基于以上原因, 本文以农户融资需求调查分析为基础, 进而考察农户的融资偏好顺序, 通过增加《林权证》这一新的抵押物, 研究在林权抵押贷款政策下, 农户融资需求的变化及林权抵押对农户融资偏好的影响。通过农户的直接评价必然存在一定的主观性, 但能够更为直接、准确地反映出资金需求主体的融资意愿以及对于不同渠道信贷服务的认可程度。
二、数据描述
通过对浙江省丽水市的605户农户家庭进行的细致的专题调查, 共收回有效问卷598份。调查问卷涵盖了农户在2009年的收入、消费、林地及林权、一般信贷及林权抵押贷款等各个方面的情况, 尤其是在林权抵押贷款方面的详细信息。丽水是浙江省欠发达地区, 2008年全市GDP仅为全省GDP的2. 4%, 人均GDP为全省人均GDP的52. 2%, 农村居民家庭人均纯收入相当于全省平均水平的54. 5% 。丽水市又是中国南方重点林区之一, 全市有林业用地143. 4万hm2, 林木蓄积量4425万m3, 森林覆盖率77. 6%, 森林绿化率80%。其中集体林136. 7万hm2, 占林业用地的95. 3%。如此丰富的森林资源为林权抵押贷款的开展打下了坚实的基础。林权抵押贷款政策在林业资源丰富的欠发达地区实施, 将影响农户的融资偏好, 使得本研究更具有代表性, 但是鉴于样本数据只代表农户经济状况, 尤其是信贷状况的一部分, 并不能代表所有农户的信贷情况, 这也是本文研究中客观存在的不足之处。
1. 借款交易
共有400个样本农户在调查年份有过信贷交易, 占样本总数的66. 9%。从融资渠道的频率来看, 当农户需要借款时, 在多数情况下 ( 69. 75%) 求助于正式金融机构, 而且完全求助于正式机构的农户比例相当高。林权抵押贷款作为一种正式的融资渠道, 其在正式融资渠道中所占的比例达到了68. 64%, 可见, 林权抵押贷款对于农户的融资需求起到了很大的作用。从融资规模来看, 正式借款的平均数额达到12万多元, 而非正式借款的规模约为6. 6万元, 其中通过林权抵押获得贷款的平均规模约为10万元。这可能是由于与亲友等民间借款人相比, 银行、信用社等正式金融机构拥有更多资金, 因而当农户的资金需求较高时, 比如为了扩大生产、商业投资以及买房等, 无法通过民间渠道解决时, 更多地求助于正式渠道, 其中林权抵押贷款的总额达到了1906. 75万元, 占据了正式融资总额的一半左右。从表1的统计结果来看, 正式融资渠道发挥了主要的作用。
说明: ( 1) 林权抵押贷款属于正式融资渠道; ( 2) 数据来源于调查问卷整理所得。
不同类型的农户其融资目的具有差异性。钱水土和陆会 ( 2008) 在对温州农村三县 ( 市) 15个村庄的调查中发现, 农户的融资需求已经由过去传统农户“非生产性和应对自然风险”的主要融资目的开始向 “生产性投资化”的融资目的转变, 调查中的商业性融资行为 ( 如经商办厂、购买房产等) 占到了很大的比重。从本文的数据统计来看 ( 见表2) , 在借款目的方面, 所调查农户主要将借款用于生产性用途, 比例超过了50%。在生产性借款中, 主要用于工商业 ( 做生意、办厂和投资) 的借款占到了总笔数的52. 47%, 是发生频率最高的。用于传统投资用途 ( 如林业、购买农资、购买农机具等) 的借款占到总笔数的37. 64%, 表明在农村地区, 农业生产对于农户生活还是起到重要的作用。消费性借款的用途比较多样, 为造房子、婚丧嫁娶等农户家庭的传统大事进行的借款占到总笔数的60. 96%; 因为遇到灾难、疾病等收入受到冲击时而进行的借款占到总笔数的25. 24%; 生活周转等应付日常开支的借款占到了11. 43%。
说明: ( 1) 借款用途为多选, 因而所有融资目的的借款频次 总和超过借款笔数; ( 2) 数据来源于调查问卷整理所得。
农户在面临不同的融资目的时, 其求助的融资渠道也大不相同。Feder等 ( 1992) 指出: 正式借款满足投资性需求, 非正式借款满足消费性需求。根据本文所调查地区的数据统计, 在需要为子女上学融资的农户中, 仅19. 44% 完全求助于民间渠道, 80. 56% 完全求助于正式机构。这与Feder研究的结果大致是符合的。送子女上学属于人力资本投资, 发达地区农户通过融资, 也为子女的学费获得了一定的解压空间。在传统投资用途融资的农户中, 12. 40% 完全求助于非正式机构, 72. 99% 完全求助于正式机构; 而为消费性用途融资的农户中, 只有36. 67% 完全求助于非正式机构, 有63. 33% 的农户求助于正式渠道。显然在本文的研究中, 正式渠道是满足农户融资需求的主要途径, 而非正式放款人在满足农户部分消费性资金需求的同时, 也为农户生产性资金需求做出了重要的贡献。
林权抵押贷款作为正规融资方式, 其初衷是为了帮助农户解决林业生产经营融资难的问题, 因此, 对其贷款用途也做出了具体规定, 即农户的实际贷款用途必须与合同中规定的贷款用途相一致。在调查中发现13. 68%的农户没有按照合同规定的用途使用信贷资金。而从林权抵押贷款的融资目的看, 农户借款主 要是用于 生产性用 途, 其比例高 达71. 67% , 在生产性借款中, 主要用于种养业的借款占到了45. 71%, 其次是工商业, 其借款比例达到34. 76% 。从表3中可以看出, 浙江地区的农户林权抵押贷款的融资目的是多样化的, 农户利用获得的贷款进行多样化的投资, 从而增加其实际的收入; 同时, 在增加了林权抵押品后, 较好地满足了农户的融资需求, 又保障了金融机构资金交易的安全性。
说明: 数据来源于调查问卷所得。
以上分析基于农户的实际借款交易, 简单总结如下: 作为农村金融市场的资金供给者, 正式与非正式部门各自承担了重要的任务, 但两者的服务对象、服务特点等存在着较大的差异。前者成为农户融资的主要渠道, 不仅服务于农户的传统生产投资资金需求, 而且对于农户的工商业经营也起到了重要的作用, 平均规模相对较大, 对农户的抵押、期限都有较严格的要求, 其中林权抵押贷款作为新的融资方式, 较好地满足了农户的融资需求; 后者更多地服务于农户的消费性资金需求, 平均规模相对较小, 在抵押、担保和期限等方面的要求十分灵活, 很好地弥补了正规金融的不足。
2. 农户融资偏好顺序
正式与非正式渠道各有特点, 那么农户究竟遵循什么样的偏好顺序呢? 农户的实际借款交易取决于农户自身的资金需求与放款人的资金供给, 无法直接反映出这种偏好, 因此在本文的调查中进行了一项意愿调查, 让农户根据自己的偏好对亲戚朋友、银行、信用社、高利贷、台会、其他民间金融组织进行优先次序排列。此项问题总共获得413个有效答案, 在这413个样本农户中, 将亲戚朋友作为首选融资渠道的有170户, 占到41. 16%; 将信用社、银行等正式融资渠道作为解决资金需求首选的, 占到了样本的总数的58. 84%, 而其中获得过林权抵押贷款的农户有191户, 表明林权抵押贷款在一定程度上缓解了农户融资难问题。以上统计分析表明, 农村金融市场正在逐步完善, 随着林业金融制度的创新, 林权抵押贷款的开展, 正规金融机构将越来越多地服务于农村地区, 特别是在满足广大山区农户的资金需求方面, 逐步开始显现正式金融机构的作用。
三、农户融资偏好的计量分析
1. 计量模型
以往研究认为非正式融资渠道是农户的主要选择, 基于浙江省丽水地区农户融资需求的调查统计分析, 发现选择正式融资渠道的比例超过了50%, 起到了主要作用, 而其中林权抵押贷款对于农户融资偏好是否产生显著影响, 需要通过计量分析来研究, 寻找其中的关键性因素。考虑到农户的偏好是二元选择, 因此对样本数据的实证检验主要采取Probit方法, 即运用概率单位推测农户与正式金融、非正式金融之间发生信贷关系的因素, 考虑到林权抵押贷款的加入对于农户融资偏好的影响, 令Y代表农户的融资偏好意愿, 若首选正式渠道取值为1, 首选非正式渠道取值为0, 令X代表影响农户融资偏好顺序的因素, 建立以下模型:
方程 ( 1) 代表的是农户对于林权抵押贷款正式融资渠道的选择偏好, 其中Y*表示农户选择林权抵押贷款渠道的净效用的潜在变量, 如果Y*> 0, 即农户更愿意选择林权抵押贷款渠道进行融资。ε代表非系统性的随机干扰项。由于选取的变量较多, 为了避免多重共线性, 在变量的选择上, 本文遵循选取最具有代表性的一个变量或不相关的若干变量的原则。
2. 假说及变量选择
根据已有的研究以及对调查问卷的整理, 将影响农户融资偏好的因素归结为以下几部分。
( 1) 家庭禀赋。林权抵押贷款是农户特别是林区农户获得资金的重要方式, 而农户家庭禀赋则是其获得林权抵押贷款的重要因素。家庭禀赋是指农户家庭成员及整个家庭所拥有的包括天然所有的及其后天所获得的资源和能力 ( 孔祥智, 2004) , 包括成员受教育程度、个人经历、社会网络、资源可得性和家庭经营规模、地理位置、经济环境等。本文选择林业收入占农户家庭总收入的比重、劳动力受 教育程度、户均拥有林地面积、外出务工、农户信用可获得性 ( 是否有成员担任村干部等因素) 作为解释变量。其中: ①林权抵押作为正式的融资渠道, 其政策目标是服务林业生产经营, 增加农户收入。林业收入占家庭总收入比重较大, 说明农户对于林业生产经营的依赖性较强, 且会积极通过林权抵押的融资方式获取资金, 由此可见林业收入占家庭总收入的比重对农户融资偏好会产生影响, 使得农户更倾向于正式融资渠道。②由于银行、信用社等正式机构不能完全掌握借款农户的私有信息, 他们会更多地利用收入、劳动力受教育程度等指标对农户的偿还能力进行评价。不能够满足这些条件的农户预期较难得到正式渠道的服务, 从而选择非正式渠道。林权抵押贷款是以《林权证》中所载明的林地面积和林分质量等来衡量农户偿还能力的, 因此户均拥有林地面积会对农户的融资偏好产生影响, 使得农户倾向于正式融资渠道。③在外打工收入已经成为我国农户收入的重要来源。一方面, 打工收入相对稳定, 这样的农户可能更容易得到正式机构的信任; 另一方面, 在外打工的农户具有现代金融的认知, 能够更熟练地使用银行等现代部门提供的服务, 从而会对其融资偏好产生影响。本文认为农户家庭中有外出务工家庭成员会对农户林权抵押贷款融资偏好产生影响, 使得农户倾向于正式融资渠道。④农户家庭中有成员担任村干部等因素都使得农户与银行、信用社等正式机构的关系更密切, 获取信息的成本会相对较低, 从而更容易得到正式机构的服务。由此本文提出农户家庭中有担任村干部的家庭成员会倾向于林权抵押融资渠道。
( 2) 生命周期。农户家庭的经济行为受到生命周期规律的影响, 尤其是户主年龄结构的影响。当农户家庭人口负担较低时, 农户的经济收入会有较快增长, 处于财富积累的上升阶段; 而农户家庭人口负担较高时, 农户的经济收入增加乏力, 处于下滑阶段。一般而言, 户主是家庭的主要劳动力, 不同年龄阶段的户主, 其对家庭经济收入的贡献具有差异性。正式金融部门总是希望找到偿债能力较强的农户, 农户生命周期的变化, 很可能会影响正式部门在贷款时的决策。林权抵押贷款政策的出台, 使得农户不管处于生命周期的哪个阶段, 都能在一定程度上缓解农户家庭资金需求问题。而非正式放款人不会因为农户处于生命周期的低谷而拒绝放款。总体而言, 户主年龄越大, 其对林权抵押贷款这类正式融资渠道的偏好意愿就越低。
( 3) 贷款用途限制。国外许多实证研究结果表明, 在农村金融抑制条件下, 农户选择正规金融渠道或非正规金融渠道与其贷款用途有关 ( Feder, Lau, Lin and Luo, 1992) 。贷款用途与利率影响实证研究结果表明正规金融机构借款用于生产性还是生活性用途对借款利率影响不显著 ( 韩俊、罗丹、程郁, 2007; 王琅, 2008) 。我国林权抵押贷款属于正式金融渠道贷款, 贷款是以生产性目的为主。集体林区农户相对贫困, 贷款用途限制对农户林权抵押贷款需求应该有影响, 从而会进一步影响农户的融资偏好, 但是否会使得农户更倾向于非正式融资渠道尚需实证检验。
( 4) 政府政策性信贷补贴。有关利率是否过高的问题, 不同的研究得出的结论大相径庭。有的研究认为正式金融机构的贷款利率过高, 特别是农村信用合作社的贷款利率超过了农户所能承受的范围, 从而使得农户 更偏向于 非正式渠 道 ( 韩俊等, 2007) 。也有些研究成果显示, 利率因素对农户信贷需求的影响不明显。农户可以接受现行的利率, 甚至认为农户在选择金融机构贷款的过程中考虑的是贷款的方便程度和安全性, 而没有考虑贷款的成本———利率因素 ( 张军, 2000; 何广文、李莉 莉, 2005) 。林权抵押贷款属于正式融资渠道, 一般贷款利率都是金融机构规定的, 利率的降低终究是有限的, 而政府政策性信贷补贴的推出将有助于降低农户的交易成本, 使得农户有可能倾向于正式融资渠道。
( 5) 正式金融部门的分布程度。农户所在乡镇银行和信用社的数量代表着当地正式金融部门的发展状况。林区农户居住相对较分散, 交通不便, 这使得正规金融部门服务林区农户的交易成本上升, 同时使得农户自身获得贷款的交易成本也增加。若农户所在乡镇拥有银行或信用社的分支机构或代理点, 则农户有可能更倾向于正式渠道。
根据上述内容, 被解释变量和解释变量全部根据598份实际问卷调查所得的农户信息进行指标编制和数据化处理, 各个变量的标识及含义解释如表4所示, 变量的基本统计如表5所示。
3. 实证分析
表6列出了实证模型的估计结果。其中, 户均拥有林地面积、户主年龄、贷款用途限制、政策性信贷补贴和所在乡镇是否有银行等变量通过了显著性检验, 其余主要变量并没有通过显著性检验。
注: 显著性标注: ***: 为在 0. 01 的显著水平下, **在 0. 05 的显著水平下, * : 为在 0. 1 的显著性水平下。
从表6中可以得到以下几个判断:
( 1) 在丽水农村地区农户家庭收入来源中, 林业收入所占的比重相对较低, 农户通过林业生产经营赚取的收入远远不够其家庭的生产性和消费性支出, 农户家庭只有通过外出打工、经商等其他渠道, 才能有效地满足其家庭支出。虽然林业收入占总收入比重、外出务工对农户偏好林权抵押贷款这一正式融资渠道具有正效应, 但是并不显著。
( 2) 户均林地面积对农户偏好林权抵押贷款有显著的正效应。林地面积的大小直接关系到农户能否获得林权抵押贷款, 户均拥有林地面积反映了农户林地资源的丰富程度, 林地面积越大, 农户越具有林权抵押贷款的倾向, 从而有利于农户进行林业生产经营。
( 3) 户主年龄对农户林权抵押贷款偏好具有显著的负效应。这主要是因为年龄较大的农户, 其生产性需求逐渐减弱, 主要以生活性消费为主; 而且年龄较大的农户对于林权抵押贷款政策的认知程度较低, 甚至会出现抵触情况。因此, 户主年龄越大, 其对林权抵押贷款的融资偏好就越小。
( 4) 贷款用途限制对于农户偏好林权抵押融资具有显著的正效应。林权抵押贷款用途限制的初衷是为了促进当地林业的发展, 实现林农收入的增加。林地作为林区农民最主要的生产资源, 势必使得农户在林业生产经营上进行较大的投入。林权抵押贷款作为正式融资渠道, 其政策目标是服务于林业生产经营, 增加农户收入。而现实当中农户为了获得林权抵押贷款, 认同了贷款用途主要用于林业生产, 其目的是通过《林权证》的抵押来得到资金以帮助促进生产经营。从这一方面而言, 贷款用途限制变量无疑存在一定的缺陷, 并不能很好地监督农户是否真正将获得的贷款用于林业生产。
( 5) 政策性信贷补贴对于农户偏好林权抵押贷款具有显著的正效应。Komicha ( 2007) 认为影响农户在正式机构和非正式机构之间做出选择的因素有很多, 其中两个市场的利率应该是重要的因素之一。林权抵押贷款作为正式机构的金融产品, 其利率的高低会对农户是否贷款产生重要的影响, 而且政府政策制定的利率与市场决定的利率相比, 缺乏灵活性, 较为固定, 有时甚至存在较高的利率。政府政策性信贷补贴就是为了降低农户的贷款成本, 提高农户的贷款积极性而推行的, 降低贷款成本实质上就是降低了农户的贷款利率, 为农户贷款创造融资便利, 所以政策性信贷补贴提高了农户进行林权抵押贷款的可能性。
( 6) 所在乡镇是否有银行对于农户偏好林权抵押贷款具有正效应, 但并不显著。这可能是因为林权抵押贷款的供给方以农村信用合作社为主, 甚至出现供给垄断的情况, 农户只有向农村信用合作社申请才有可能得到贷款, 其他银行等金融机构并没有条件放贷给农户, 这使得农户无法在农村信用合作社之外的正式机构获得贷款。乡镇单一的金融机构布局限制了林权抵押贷款的发展, 使得广大农户的贷款选择性降低了。
四、结论与政策建议
通过对农户信贷的问卷调查, 发现69. 75%的农户在面临资金需求时会求助于正式渠道, 这与国外学者的观点具有一致性。对农户借款交易的分析发现, 林权抵押贷款对于农户的融资需求起到了很大的作用, 不仅服务于农户的传统生产投资资金需求, 而且对于农户的工商业经营也起到了重要的作用, 农户获得林权抵押贷款额度较大。总体而言, 林权抵押贷款的推行, 较为有效地缓解了农户融资难问题。
对农户融资意愿的进一步实证研究表明, 户均拥有的林地面积、户主年龄、贷款用途限制、政策性信贷补贴是影响农户通过《林权证》抵押获得贷 款的主要因素。林地面积作为林权抵押中贷款额度的衡量标准之一, 其大小对于农户获得贷款具有显著的影响, 面积越大, 农户越有机会获得贷款; 山区农户林业生产经营普遍, 对于林业生产的投入也相对较大, 林权抵押贷款政策的贷款用途限制对于农户林业生产而言, 起到了政策的导向性作用; 政策性信贷补贴降低了农户的贷款成本, 对引导农户利用手中的“绿色资产”获得资金, 满足其部分融资需求起到了催化作用。
值得注意的是, 从农户实际借款交易数据来看, 正式渠道和非正式渠道都起到了重要的作用, 尤其是林权抵押贷款这一新的融资工具, 对农户获取资金, 解决其生产生活资金短缺问题起到了积极的促进作用。此外, 对农户融资偏好选择的意愿调查中, 将信用社、银行等正式融资渠道作为解决资金需求的渠道占据了主导地位, 其中, 林权抵押贷款在正式融资渠道中所占的比例达到了68. 64%, 表明林权抵押贷款的实际开展具有一定的成效, 同时也表明农村金融市场正在逐步完善。随着林业金融的创新, 林权抵押贷款的开展, 正规金融部门在服务于农村, 特别是在满足广大山区农户的融资需求方面, 将起到重要的作用。
在林权抵押贷款实施过程中, 也有一些问题需要解决。政府应该鼓励合作经济组织在农村进一步发展。单个农户在获取融资政策信息上处于相对劣势, 且获取相关信息的成本较高。而通过村集体经济, 特别是通过村合作经济组织获取融资政策信息, 一方面可以解决正式金融机构面对分散农户的信息和交易成本等问题, 另一方面又可以将林权抵押贷款政策的信息切实有效地传递给具有贷款需求的农户, 从而能够积极地引导农户盘活其森林资产, 获得所需的资金。
摘要：《林权证》作为农户对其所拥有林地使用权和林木所有权的合法凭证, 使得山区农户第一次拥有了真正意义上的抵押物。作为一种正式的融资渠道, 林权抵押贷款无疑会对农户的融资偏好产生影响。本文通过对浙江省丽水地区3县 (市) 598户样本农户融资偏好的调查, 发现一半以上的农户在资金需求时首先会求助于正式渠道, 其中林权抵押贷款对于农户的融资偏好选择起到了重要的作用。户均拥有的林地面积、户主年龄、贷款用途限制、政策性信贷补贴是影响农户偏好林权抵押贷款的主要因素。
普通农户 篇5
新疆的农业发展在国民经济中占据主导地位, 新疆的荒漠绿洲生态环境较为恶劣, 是自然灾害多发地区。天山北坡经济带地处天山北麓, 具有绿洲农牧业地带的典型特征, 农业地位在全疆社会经济发展中举足轻重, 农业产值约占自治区农业产值的40%以上。频年冬春季北坡经济带接连的暴雪、低温、大风灾害给农业生产造成了很大的经济损失, 给该区的农民生活带来困境, 农业保险是把因为天气灾害或不测事件的发生所造成的农业财产损失转嫁给保险人, 从而实现化解风险、减小损失的风险转移方式, 保障农业发展和农民生活稳定性的制度安排, 投保人支付一定数额的保费后, 保险人理当根据协议约定, 向投保人支付赔偿、承担保险责任。是一种经济补偿过程。农业保险的发展也日益受到党和国家的高度重视。从2004年到2014年, 中央一号文件连续11年对农业保险的发展进行了战略部署, 2013年3月1日《农业保险条例》的出台, 将农业保险定位于有国家补贴的商业保险, 给以财政补贴。农户对政策性农业保险的满意情况是农业保险政策制定和实施的依据, 是未来转化为让农民满意的成果, 通过研究调查可以反映出当地农户对政策性农业保险的需求情况及政策性农业保险运行中的基本问题及发展困境, 因此, 探寻农户对政策性农业保险满意度的影响因素, 无论是对政策的受益者农户还是政策的制定者政府来说, 都具有重要的意义。
二、天山北坡经济带农业保险发展现状
2007年中央实施政策性农业保险补贴试点政策, 天山北坡经济带农业保险发展状况良好, 截止2014年底实现保费收入192839.34万元, 同比增长27.92%;赔款支出合计179492.28万元, 同比增长68.11%;赔付率达到93.08%, 同比增长31.42%。作为政策性保险试点的两个地区昌吉回族自治州和塔城地区, 据统计, 截至2014年底, 塔城地区承保种植业农作物达300.31万亩, 保费收入19871.91万元, 赔款支出24016.00万元, 赔付率120.85%。昌吉市参加种植业保险的农户共有3679户, 承保各类农作物面积达96.98万亩, 保费51716.72万元, 赔款总额35171.50万元, 赔付率68.01%。
天山北坡经济带的试点工作取得了良好的成果, 2012年, 在玛纳斯、吉木乃、察布查尔三县开展畜牧业政策性保险试点工作。2013年初, 畜牧业政策性保险试点赔付兑现大会在阿勒泰地区吉木乃县召开, 保险公司为吉木乃县240户受灾牧民发放了61.78万元赔款, 计划在2012年的基础上加快推进畜牧业政策性保险的实施, 2013年将试点县扩大到10个。2013年, 乌鲁木齐、吐鲁番、阿勒泰、哈密等地分别实行了设施农业保险试点, 参保各类温室及大棚作物3.31万亩。截至2014年底, 实现了全疆80%以上的乡镇有农业保险的服务网点, 并建立村级保险服务点, 基本形成了全面覆盖、清晰管理、规范运行、服务到位的“三农”保险基层服务体系。“一号文件”中提及, 增强涉农信贷与保险协作配合, 新疆昌吉地区应运而生推出“城乡小额贷款保证保险”业务, 解决了农户担保难贷款难的问题, 为农户提供贷款担保保险, 使更多农户得到了实惠。
三、天山北坡经济带农户对政策性农业保险满意度调研概况
(一) 样本概述
本次调查采用抽样调查的方法, 调研地区包括:昌吉回族自治州、塔城地区、新疆生产建设兵团农六师、农八师团场, 在每个县或市随机抽样1个乡镇或团场, 调查过程中, 一部分问卷通过随机选择参保客户, 在保险公司的业务人员带领下进行调查, 还有一部分问卷到各村对当地农户进行随机调查。本次调查问卷共发放200份, 回收有效问卷198份, 有效问卷回收率达99%。
(二) 样本特征
根据调查发现:农户的户主年龄主要在30~50岁之间;民族分布主要是汉族、哈萨克族、回族、维族, 汉族人口最多;男性比例高于女性;文化程度基本都在初中及小学, 农户文化程度不高;种植面积多在100亩以下, 农户种植面积10亩以下占比达到21.7%;农户家庭人均收入大多在2万元以下;农户种植面积大的收入就越高, 可以体现出天山北坡经济带农户收入来源主要是农业收入, 主要农作物有棉花、小麦、玉米、葡萄、番茄等农作物业。
四、农户农业保险满意度评价研究
(一) 农户满意度情况统计
本部分利用描述统计学的分析方法, 从农户自身具体特征上分析农户对政策性农业保险满意程度。采用李克特 (Likert) 量表的五级测量态度作为评价标准, 即使用“1、2、3、4、5”五个数字表示级别的高低, 即满意程度分为“很不满意”、“不满意”、“一般”、“满意”、“很满意”五个级别, 分别赋值为1、2、3、4、5 (见表6) 。
数据来源:根据调查结果整理得出。
调查结果显示:根据满意度调查数据, 农户对政策性农业保险满意度, 很不满意人数25人, 占比12.6%;不满意人数55人, 占比27.8%;对满意度持模糊态度人数74人, 占比37.4%;满意人数28人, 占比14.1%;很满意人数16人, 占比8%。通过计算农户整体满意度为55.45%, 折合等级制满意度为2.77, 农户对政策性农业保险满意度为中等偏下, 农户满意度水平并不理想, 实施绩效不荣乐观, 不能够满足农户需求。
(二) 满意度结果分析
结果表明:在农户自身特征方面, 民族、文化程度、收入情况、种植面积大小是农业保险满意度的影响较为明显, 维吾尔族、收入高、种植面积大、文化程度高的农户对农业保险满意度较高, 维吾尔族、哈萨克族农户满意度高于其他民族, 北坡经济带维吾尔族农户相对较少, 维吾尔族农户大部分居住在农村, 农村是国家政策改善基层民生, 所以维吾尔族农户更能体会到惠农政策带来的好处;调查农户的教育程度分布情况大致相同, 多为初中文化水平, 文化程度越高的农户参加农业保险的比例大一些, 对农业保险的工作内容、作用更为了解和认可, 愿意配合政府和保险工作人员, 对农业保险政策更加满意;农户种植面积越大, 收入情况就越好, 收入越高的农户购买保险的能力和欲望越高, 对农业保险政策越满意;在年龄和性别上对满意度也有差异, 年龄越大, 种植经验越丰富, 农业收入情况越稳定, 对农业保险政策满意度越高, 男性对农业保险的认识和投保决策性高于女性, 男性满意者占比24%, 女性占比18%, 男性高于女性;自然灾害对家庭影响程度越小的农户对农业保险的满意度越高, 灾害影响程度大的家庭对家庭收入造成影响, 农户对保险满意度低, 可能是对农业保险发展水平的不满。
五、结论与启示
(一) 结论
本文通过对天山北坡经济带的乡镇及团场进行抽样调查, 对数据采用模糊评判的方法和层次分析法对农户满意度进行静态分析, 从农户作为对农业保险政策满意度的评价主体来看, 自身特征是影响农户对政策性农业保险满意度的直接原因, 对满意度的影响占有相当一部分的比重, 从农户角度出发, 提出相应的农业保险方案, 提高农户满意度是稳定新疆农业生产, 促进农业经济发展, 为农业保险业务的顺利开展和保险产品的开发提供依据, 更好地指导并运用于实践工作。
(二) 启示
1. 加强基层沟通与宣传, 做到农业保险的精耕细作。
我们要在现实工作中, 找准发力点, 按规范实施管理, 坚持办事标准, 将有关要点落实到农业保险工作的每个流程环节中。宣传方面, 保险公司可以利用新传媒方式, 例如进村入户授课、网络视频等多种形式, 农户接受保险的意愿增强, 满意度提高。承保方面, 保险公司为投保农户建立分户投保信息并给予投保清单, 做到承保到户。核保控制方面, 保险公司要严格审核投保人、被保险人在承保业务单证上签字或盖印项目。财务管控方面, 保险公司对农户自缴保费进行确认后, 通过业务系统打印保险单和保险凭证, 利用创新信息技术将电子凭证交给被保险人。理赔管控方面, 接到报案后24小时内进行现场查勘, 对合同约定和查看结果进行不少于3天的公示, 取得被保险人认可后10日内给与赔付。
2. 扩大农业保险覆盖面, 满足现代化农业主体需求。
农业、保监、财政等部门成立协商共管轨制, 将各相关主体的利益诉求充分体现出来, 推动农业保险向“需求导向”转变, 加大中央和省两级财政对新疆特色农产品的保险覆盖面和补贴优惠力度并给予适当奖补, 保证全部物化成本的覆盖。考虑农民生产成本高的实际情况, 采取配套险种的模式, 加快建立覆盖不同保障水平的保险产品。探索推广“城乡小额贷款保证保险+生产保险”等各种合作模式, 创新政府、银行、保险公司合作机制, 提高农户信贷需求满足率。开拓产量保险、价格保险等产品市场, 将目标价格保险试点在部分地区开发探路, 渐渐覆盖全部规模。
3. 适度强制投保, 提高农户参与率。
坚持自愿保险与强制保险相结合, 对少数几种农牧产品如水稻、小麦、大豆、玉米、棉花及牛, 羊, 猪等关系国计民生的大宗农产品的生产实行法定保险, 提高农业保险的参与率和效率, 其他产品的生产实行自愿保险。对农业保险经营方面的范围、原则、监管等加以法律明确, 以合同形式明确政府、农户、保险公司在农业保险中的责任义务, 解除农户参保后顾之忧。注重农民问题, 从根本上提高农民生活水平, 对农户素质进行提升, 展开对农户农业种植、农田管理、灾害预防等方面的培训, 提高农户对农业风险和农业保险的认知程度, 防范农业灾害发生对农民家庭产生的不利影响;更应该提高少数民族关注度, 对于居住在交通不便、信息闭塞的少数民族农户, 加强教育水平和基本设施建设, 稳定新疆社会发展。
4. 农业保险可持续发展, 优化资源配置。
天山北坡经济带是干旱绿洲经济区, 水资源短缺, 自身生态环境较脆弱, 抵御沙漠化威胁, 坚持植树造林, 合理利用自然资源, 趋时避害, 辨土施肥, 减少农药化肥等化学物质的长期过量使用, 大力发展生态循环农业, 利用天山北坡经济带的工业发展优势, 大力促进农业现代化与新型工业化、信息化、城镇化同步发展, 实施农村“三产融合”, “竞争型农业产业化”发展战略, 从单一的产业化经营向一二三产业融合发展, 实现农业增产、农民增收、农民生活环境健康的良性循环。加强对土地流转工作的领导, 优化资源配置, 完善家庭承包责任制, 提高农业综合生产能力和竞争力, 将土地分布零星、管理水平差的农田集中交于种植经验丰富的农户进行生产管理, 不愿种植和种植管理技术较差的农户得到应有的租金收入, 实现农业现代化的综合发展, 降低生产风险, 实行订单农业, 大规模集中种植管理, 根据农产品市场需求反映指导农户生产, 增加农民收入。
摘要：本文选择以农户自身特征对农业保险满意度的影响为研究对象, 通过设计调查问卷, 对天山北坡经济带农户实地调研, 采用模糊评判的方法对农户农业保险满意度评价分析, 结果显示:少数民族、男性、文化程度高、种植面积大、收入水平高、灾害对家庭影响程度小的农户满意度较高, 最后提出了几点对策建议。
关键词：农业保险,农户,满意度
参考文献
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普通农户 篇6
一、农户生态财产权与农户生态补偿的内涵特征
生态资源的市场化配置,关键是明晰生态资源产权,并通过合理定价反映生态资源的真实成本,实现资源的有偿使用和生态补偿。在我国,农户财产权以土地为核心,由土地的承包经营权、宅基地使用权、集体收益分配权等构成。其中,土地承包经营权是相对于所有权的一种独立财产权。农户传统生态资源主要包括自然生态空间的耕地、林地、草地、水资源等。农户生态财产权基本上由以上自然生态资源的占有、使用、收益、抵押、担保等权能构成。由于自然资源外部效益的提供依附土地而存在,与土地使用权密不可分,生态财产权也就建立在以土地为核心的财产权之上,农户在拥有土地使用权 (即农户的承包经营权的同时也就拥有了产生于土地使用权之上的生态财产权,所产生的生态效益同样应归属于农民,并与其它财产权一样,应该具有明确性、专有性、可转让性和可操作性,即农民可以依法占有、使用、获得收益并可以自主处置这些权利。明确这一产权关系是构建农户生态补偿机制的前提。
生态补偿是对生态价值的补偿,生态产权价值决定补偿价值。产权不清、权利义务失衡、产权交易困难等是生态补偿机制建立健全的极大障碍。对农户的生态补偿就是对农户的土地使用权与产生于土地使用权的生态财产权产生价值的补偿。重点生态功能区农户对当地的生态资源形成了事实上的占有关系,享有资源的使用权、受益权和环境遭到破坏的补偿请求权。因此,生态财产权与土地使用权两种产权应当赋予同一个主体,以保证土地使用权的完整性和效率。也即赋予土地使用权人对土地外部生态效益的财产权,使农户既是重点生态功能区内自然空间的重要产权主体,又是生态补偿机制的重要受益主体,通过生态补偿机制,调整生态环境保护相关各方的经济利益关系,实现生态资源外部效益内部化,解决“公地悲剧”和生态产品消费中的“搭便车”现象,建立保护生态环境的经济激励机制,实现生态资本保值增值和资源环境持续利用。
因此,包括自然生态恢复补偿、生态保护性投入补偿和为保护生态环境失去发展机会的补偿等的政府足额补偿,以及市场机制的充分发挥作用等,都应建立在承认农户生态财产权并根据其生态产权价值决定补偿金额的基础上。通过明晰生态财产权实现对生态产品的合理定价,并通过定价由市场决定资源配置。正确认识农户生态财产权与农户生态补偿的本质和内涵,是政策创新、健全完善重点生态功能区农户生态补偿机制的基础。建立基于农户生态财产权基础上的生态补偿制度,将土地产生的生态外部效益财产权赋予农户,使农户对其经营的土地行使完整物权,就是要对农户在生态环境保护中所支付的额外成本和所丧失的发展机会进行足额和持续补偿,从而激励农户作为生态投资经营者在市场机制作用下追求土地利用的利润最大化,建立国家作为补偿主体的、市场机制激励与农户等利益相关体积极参与的生态补偿机制。
二、重点生态功能区农户生态补偿原则
1.生态效益政策能有效率地执行的公平原则
国家在重点生态功能区实施限制性开发,是国家基于向社会提供公共产品的社会效益,迫使农户让渡土地使用权和发展权、使农户不能自主地基于自身利益进行生产决策,实质是农户为供给生态环境外部效益支出的成本。另一方面,农户在创造外部效益的同时自身的发展受到限制,而具有经济价值的外部效益又因缺乏生态财产权保护难以量化并反映到生态产品价格上,致使农户在提供生态产品的同时,无法获得由此带来的收益甚至不能收回成本。
实现社会利益最大化和重点生态功能区外部效益内部化,最直接的方法就是国家公平补偿农户土地使用权受限的不公平。政府按照公平原则,通过产权制度的激励机制调整相关主体的利益分配关系,将土地产生的生态外部效益财产权赋予农户,使公共产品的生产能够得到合理经济回报,建立起对农户在生态环境保护中所支付的额外成本和所丧失的发展机会予以足额和持续性补偿的、激励生态保护行为的机制,促使重点生态功能区农户的生产决策能充分考虑外部生态效益,消除和减少生态环境的“公地悲剧”和“搭便车”现象,使生态效益政策能有效率地执行。〔1〕
2.清晰产权基础上的足额补偿原则
产权是对经济行为主体的地位、责任与行为的规范,是生态补偿的依据和基础。产权交换应遵循等价交换原则,产权价值决定生态补偿金额。但由于我国现有的生态补偿制度建立在不承认农户生态财产权的制度背景下,没有清晰的产权界定,农户没有明确的生态财产权。退耕还林等生态工程的补偿本应为国家对农户土地使用权的一种购买,却变成了政府不以均衡损益为目的的对农户生态贡献的“补助”,远不足以支持实现生态外部效益的内部化,实际上是把农户凭借土地使用权提供的外部效益产权,以生态环境的无偿使用赋予给了社会大众,从而是对农民土地使用权的限制和收益权的侵犯。〔2〕
在重点生态功能区,土地使用权与由土地派生的外部生态效益财产权两种产权的分割,导致土地使用权与生态财产权发生冲突,是生态区农户得到的补偿大大低于所付出的生态环境价值、无法弥补生态补偿成本和发展成本的根源。德姆塞茨指出:“产权的一个主要功能是引导人们实现将外部性较大的内在化的激励”。〔3〕健全重点生态功能区生态补偿机制,必须赋予土地使用权主体对土地外部生态效益的财产权,积极寻求综合解决自然资源产权与生态补偿之间的协调机制,以保证土地使用权的完整性和效率,使农户基于土地使用权之上的生态财产权得到保护和申张,避免农户因单纯追求土地的农用效益而影响生态目标的实现。为此,对农户的足额补偿,包括对农户土地使用权经营约束 的补偿、对附着于土地上的自然资源生态效益价值的补偿,还有对农户让渡土地经营权、或农户依 法继承、出租、入股、抵押经营权和收益权的补偿等,使生态环境保护与生态产品提供者获得与其创造的生态外部效益基本相等的个人收益,是提高生态效益的重要经济激励手段。
3.损益均衡与可持续发展原则
经济学收益成本理论认为,人类社会的首要理性原则和行为的基本出发点是收益大于成本的预期。生态保护和建设属于经济活动范畴,生态产权交易应遵循等价交换原则,且生态产权价值的变化决定生态补偿多少的变化。
在重点生态功能区,农户以提供生态产品为第一要务,生产资料的生态功能和社会功能更加重要,具备准公共产品特性。当经济效益与生态效益发生冲突时,经济效益应让位于生态效益。同时,农户既是环境保护的实施主体,也是生态投资的经营者,追求土地利用的利润最大化,必然要比较生态保护的成本与收益。〔4〕因此,健全重点生态功能区生态补偿机制,应充分考虑生态效益、社会经济效益及补偿行为本身的效率,对产权主体因以生态效益为主减少的直接经济价值,应通过建立生态环境保护和建设的长效机制,由政府和市场机制给予合理的补偿,促使重点生态功能区农户在追求生态环境资源配置最优化同时,根据收益成本的效率原则实现经济、社会、生态环境之间的良性互动,保证激励机制的高效率和长效性,实现损益均衡。
4.相关利益方充分参与原则
农户是生态保护的重要参与主体,充分尊重其利益所在是保证生态补偿政策实施效果的重要前提。我国将生态环境作为公共产品供给,实施的相关生态补偿政策的制定均以政府为主体。由于政策制定者对生态效益的外部性和农户的生态财产权认识不足,在缺乏利益相关者充分参与的情况下,补偿方案对农户的均衡损益和地区差异问题考虑不足,补偿标准过低、补偿对象有偏差、补偿期限太短。
在重点生态功能区,由于地理位置偏僻、经济发展水平低,对生态环境依存度高,导致贫穷与生态恶化恶性循环。生态补偿机制的建设,实质是一项涉及众多利益主体及利益关系的改革。农户作为拥有生态财产权的利益主体,是直接利益相关者,也是参与生态补偿制度安排的重要主体。政府要立足于农户的生态财产权,尊重农户意愿并均衡多方利益,在制定和实施生态补偿政策过程中要以产权价值为基础,与农户一同协商制定具有可操作性的成本测算和生态价值计量方法,再根据各地的社会、经济、环境条件和财政能力、公共服务水平,决定区域补偿强度,把生态保护与农民的长远生计及农业结构调整结合起来,确定补偿标准、年限和方式,使对农户的生态补偿更具科学性和合理性。
三、构建重点生态功能区农户生态补偿机制的路径选择
1.建立明确稳定的产权关系和清晰健康的产权制度
(1)以土地使用权界定生态财产权生态补偿机制的实质是调节生态保护相关者的经济利益关系。财产制度是完善生态补偿制度的基础。健全生态补偿制度的前提是要加快产权制度改革,明白生态效益的提供者和受益者,明晰生态资源产权价值及产权权利主体,并明确生态财产权收益归产权所有者所有,只能实行等价交换。重点生态功能区农户对自然生态资源形成了事实上的占有关系,享有资源的使用权、受益权和受补偿权。在对农户土地使用权确权认定基础上,应对土地外部生态效益的财产权予以明晰界定,将土地使用权与生态财产权赋予同一个主体,明确农户对区域内的生态环境和生态资源具有占有、使用、转让、收益等权益,以土地使用权界定生态财产权,建构一套实现生态财产权补偿的激励机制。
(2)建立生态资源和生态产品价格制度生态资源和生态产品价格制度是开展生态市场交易、实现生态资源和生态产品使用权让渡、为生态环境的保护和建设提供补偿并促使生态补偿长期良性发展的关键。目前,作为“生态资本”的大多数生态资源和生态产品或因其外部性和公共产品的特性而没有价格,或因价格偏低或价格不能实现而普遍被无偿使用,生态价值及其包含的机会成本和外部成本等不能通过价格得以体现,导致生态补偿没有基础、市场机制失灵。以农户生态财产权为基础建立生态补偿机制,在明确界定重点生态功能区生态财产权并建立了产权制度后,有明确产权主体的生态资源在市场上等价交换,生态资源资产化就有了前提和基础。在我国,林权是农户生态财产权的核心。因此,应以林地资源为突破口,对生态资源和生态产品进行定价,建立生态资源和生态产品的价格机制和市场激励机制,进而建立完善市场交易制度,在最优配置生态资源的同时实现对生态保护者的补偿。
(3)创新生态资源土地产权流转制度重点生态功能区实行限制性开发并具有特殊功能,应该成为农村土地产权制度和土地流转制度改革的先行区。重点生态功能区在不改变农村土地所有权归属和农业用地性质的情况下,在承包权中将土地使用权 (经营权)分离出来 并转移给 农户,核发产权证、明确土地产权,通过价格机制和市场化运作建立土地经营权流转市场及外部生态资源的市场交易制度,使农户根据成本效益核算明确收益预期,改善经营行为,优化生态结构。同时,农民还可以通过土地经营权置换进入城镇就业和生活,政府以国家城镇建设资金和土地使用权出让金给予足额的经济补偿,并允许农户自带退宅还耕指标等生态财产权到城镇购房、就业。通过土地等 生态资产的流转,也从根本上解决了生态移民及人口城镇化的生态资本问题,实现人地关系重组和生态资源的有效配置。进一步措施是实现城乡土地的 “同权、同地、同价”和统一产权结构,在妥善安置生态移民的同时使资源优势尽快转化为经济优势。
2.实行 “国家-市场- 自力”的多元化补偿模式
目前,生态补偿的资金短缺问题极大地制约着我国的生态环境维护与建设。破解难题的根本手段是将国家购买的一元补偿模式,转变为“国家-市场-自力”的多元化补偿模式,即国家作为生态效益主要购买者的同时,使市场机制在生态补偿过程中发挥重要作用,使生态建设成为农户的自主行为。
(1)国家投入为主的补偿。生态资源的外部性和公共产品特性,是国家补偿的根据。国家补偿主要有政府对生态建设的初始投入、收购生态产品等形式的政府直接购买、利用制度和政策资源的间接购买和财政转移支付等形式。目前,财政转移支付是重点生态功能区最主要的资金来源。在财政转移支付上,国家通过征收资源税、环境保护税等生态补偿税费,通过用于公共服务的一般性财政转移支付和用于生态环境建设的专项转移支付,实现对生态区农户的补偿。作为财政体系的重要内容,加大政府投资,构建环境保护财政预算支出保障机制,将重点生态功能区的经常性生态环境建设资金纳入中央和地方预算科目,在国家加大对生态保护地区的财政转移支付力度的同时,相关地方政府应落实生态保护补偿资金,并确保其用于生态补偿,是建立重点生态功能区农户生态补偿机制的关键因素。应基于农户生态财产权的足额补偿和地方政府实际减收增支情况、发展机会成本,确定功能区转移支付基数,以国家生态保障建设专项资金形式明确资金的用途。同时,在整合多项相关财力性转移支付基础上,积极探索建立健全政府间横向财政转移支付机制,并探索在重点生态功能区实行特殊的财政支持政策,实现政府的间接购买,如适度调高财政留存比例、投资基础设施、实行差别化税收政策、在环境保护税中增设水电、矿产、生态旅游开发等生态环境保护与治理相关税目,以及信贷优惠等项目融资支持、政府调节性采购政策、建立土地流转市场、对农户的智力、技术投入等,引导和支持对农户生态建设投入的补偿。
(2)市场补偿发挥重要作用。国家作为生态效益主要购买者的同时,快速有效地使生态保护者得到经济补偿需要市场发挥重要作用。在宏观上创造生态产权清晰、流转方便的制度环境,在微观上建立约束和激励机制,是市场化生态补偿机制建立和有效运转的关键。因此,通过制度创新,将市场机制引入重点生态功能区生态环境建设,吸引社会各种资本进入,并开发森林碳汇,建立健全碳排放权交易机制,探索生态旅游、土地租赁、信用额度交易等多种形式的市场补偿机制;遵循“谁开发、谁保护,谁破坏、谁恢 复,谁受益、谁补 偿,谁污染、谁付费”的基本原则,使环境和自然资源的开发利用者承担环境外部成本,履行生态环境恢复责任,赔偿相关损失,支付占用环境容量的费用;享受了资源环境外溢收益的地区、企业和民众,通过交纳环境资源税、直接经济补偿、援建等多种形式开展生态合作,以区际间和流域间横向转移支付,建立生态保护共建共享机制等等,都是通过市场补偿促进生态资源有效配置的重要方面。
(3)农户自力做补充。重点生态功能区多为生态脆弱区、贫困地区和少数民族地区的叠加区,因此,一是实施生态锁定与生态补偿相结合机制;二是完善生态资源开发的利益分配机制;三是增强农户自身“造血”功能。
摘要：重点生态功能区农户生态财产权缺位,缺乏激励农户生态保护行为的机制,是造成功能区生态保护和建设低效率的重要根源。本文基于生态财产权角度,立足农户生态补偿的本质内涵,明确提出,对农户的生态补偿是对农户的土地使用权与产生于土地使用权的生态财产权价值的补偿,应遵循公平、足额、效率和尊重利益主体意愿的原则,建立明确稳定的产权关系和清晰健康的产权制度,按照国家、市场和农户自力的多元模式,建立生态资源持续开发的配套制度,构建重点生态功能区农户生态补偿长效机制。
农户养鸡巧消毒 篇7
把准备消毒的物品擦洗干净后浸入水中，加热、煮沸20～30min，待自然冷却后取用;喂鸡用的碗罐、免疫用的注射器和针头等，都可以用煮沸法消毒。
2 日晒消毒法。
对不适合用煮沸法消毒的用具，如鸡筐、鸡笼等，可以放在日光下曝晒3～6h，以杀死表面的病原菌。
3 食醋消毒法。
取食醋100～150g，加水200～300g，放入瓷碗中，关闭门窗后在鸡舍内小火慢蒸，可预防鸡呼吸道传染病。
4 石灰消毒法。
用生石灰配成10～20%的悬液，喷洒在鸡舍、地面、围墙等处，可以净化鸡舍环境。另外，将生石灰撒在鸡舍入口处，每隔1-2d洒一次水，亦有一定消毒效果。
5 酒精消毒法。
对鸡体新鲜外伤，可用净布蘸取酒精或高度白酒擦拭，防止感染。
6 大蒜消毒法。