农户融资意愿（精选9篇）
农户融资意愿 篇1
摘要：文章旨在从理论分析角度探索农村宅基地抵押融资的可行性与合理性。为进一步厘清农户对宅基地抵押融资意愿的影响因素,在对江苏省省内农村宅基地抵押融资实地调研的基础上,构建了土地价格影响因素的理论分析研究框架。并通过建立Logistic二项回归分析模型,分析各变量对农户参与宅基地抵押意愿的影响。
关键词：农村宅基地,抵押融资,农户,意愿
近年来,我国金融机构“脱农现象”十分严重,“融资难”已经阻碍了我国农村经济的发展和农民生活的改善。由于缺少金融机构要求的抵押物,农户资金需求得不到满足,而农民渴望增收的强烈愿望,使得农村土地隐形交易市场悄然出现。因此文章通过理论与实证分析研究得到影响农户抵押融资意愿的因素,从实际出发,提出针对性建议,为进一步开拓农村金融市场、促进农村经济发展做出一定的贡献。
1 数据来源及描述性统计
(1)数据来源。研究样本来源于对江苏省不同市区管辖下的共7个行政村农户调查问卷的统计结果。其中问卷除了涉及农户的年龄、性别、文化程度、生产经营类型、家庭结构等基本信息外,还包括农户对农村宅基地抵押融资的了解程度及对相关政策的认知程度,另外还包括农户融资渠道、农村宅基地抵押意愿及对开放农村宅基地抵押融资政策的看法等主观要素。
(2)描述性统计。1农户基本情况。根据统计结果,问卷中共有47%农户从事非农业主导型的经营类别,占绝对优势地位,而纯农业型农户仅占34%,一定程度上说明随着工业化进程加快,农村与城市的接轨不断契合,农民渴望增收的愿望越发强烈;2农户对宅基地相关政策的认知。数据显示,样本农户中有60%都认为宅基地归自己所有,属于自己的私人财产。而认为宅基地属于村集体的仅占14%,所占比重最低。另外调查样本中约有61%的农户表示自己了解宅基地抵押融资的相关政策规定。部分农户听说过甚至较为了解农村宅基地抵押融资含义及相关政策规定。但是,由于政策贯彻的不彻底、农村农户整体文化程度较低,即使对政策略知一二,但由于关注度低、学习能力差,一些农户对宅基地相关概念的了解只存留于表面;3宅基地基本情况。国家法律规定,农村宅基地用于建造房屋,满足农户住宅需求,但不能用于其他用途。此次调查发现,多数农户住房并不只是用于住宅一种用途,而是集出租、转让、借贷等多种用途于一体。这种情况一方面反映出农户强烈的资金需求,另一方面也说明农村土地隐形市场的存在;4农村宅基地抵押融资意愿。A.农村宅基地抵押融资意愿。数据显示,约有55.7%的农户愿意在相关政策开放后对宅基地进行抵押融资,44.3%的农户表示不愿意。调查结果在一定程度上显示出大多数农户对资金的需求,认为允许宅基地融资是符合农户切身利益的好政策,为国家相关政策的改革提供给了群众支持;B.农村宅基地抵押融资意愿与职业因素的交叉分析。数据显示,不同职业倾向农户的抵押意愿存在明显的差异。其中非农业主导型兼业农户的抵押意愿最强烈,这部分农户中大多具备较强的经济实力,有些自己经营生意和创办企业,因此对资金需求比较大。还有一部分外出打工,这部分人喜欢接受新事物,思维想法较活跃;C.农村宅基地抵押融资意愿与收入因素的交叉分析。数据显示,不同收入水平农户的抵押意愿存在明显的差异。总体来说,各收入水平的农户的抵押意愿随收入的增加而上升,较高收入的农户比较低收入农户参与宅基地抵押贷款的意愿水平更高。调查研究中发现,大多数收入较高的农户通过非农业途径获取收入,比如做生意或进行其他投资,所需资金金额较大,因此更愿意将宅基地抵押;D、农村宅基地抵押融资意愿与农户对宅基地抵押政策了解程度交叉分析。数据显示,宅基地抵押政策了解度不同的农户其抵押意愿存在明显差异,总体来说,随着农户对宅基地抵押融资相关政策了解的加深,农户的抵押意愿也逐渐增强。研究结果在一定程度上显示出国家关于宅基地抵押的相关政策能提高农户抵押融资的意愿,有效盘活农村资源、资金、资产,推进农村土地制度改革,促进农民增收致富;另一方面也表明,加大宣传抵押相关政策的力度,是高效、稳步推进改革的有效手段。
2 影响农户宅基地抵押贷款意愿的因素
(1)变量选取、定义及模型回归分析。农户抵押融资意愿分为二分变量,“不愿意抵押=0”,“愿意抵押=1”,可进行Logistic二项回归分析。文章从农户个体特征、家庭特征等方面选取了10个变量对农户意愿进行全面研究。使用stata软件中的二元logistic回归模型进行回归分析。
(2)结果分析。1年龄与农户宅基地抵押融资意愿呈现负相关关系。即农户年龄越大,其宅基地抵押融资意愿越弱。随着农户年龄的增长,其越愿意追求安逸的生活,因而这部分农户更愿意维持现状,而不愿意从事脑力活动较大的工作,其进行贷款抵押的意愿也较低;受“安享晚年”思想的影响,农户的年龄越大,其负债的抵触心理越强,对新兴融资渠道的接受能力差,承受贷款风险的能力较低;另外年龄较大的农户相比于年轻人,乡土情结更深,对自己宅基地的感情更深,因而越不愿意将宅基地抵押;2性别变量系数为负号,即男性宅基地抵押意愿更强烈。现阶段我国农村受教育程度普遍不高,受“男主外,女主内”传统思想的制约,大多数男性由于在外打工、做生意,从脑力活动,接触了较多的新鲜事物和都市的现代思想,同时承受更多抚养家庭的生活重担,因此更愿意进行宅基地抵押融资。而女性则普遍将生活重心放于家庭的和谐、家人的吃住以及儿女的抚养上,因此,其宅基地抵押融资的意愿较低;3家庭人口数与农户宅基地抵押融资意愿呈正相关关系。随着家庭人口数增加,家庭生活支出增加,对资金的需求必然增加,因此其抵押贷款的意愿就越强;另外,调查中发现,子女较多的家庭,儿女大多在城镇工作、做生意,接收新事物的能力更强,对资金的需求也更大,买房后,由于父母跟其一起居住,农村的宅基地闲置,因此其抵押意愿更强;4宅基地规模与农户宅基地抵押融资意愿呈正相关关系。通常,宅基地规模越大,其抵押价值越大,因此对资金需求较大的农户通常会选择将宅基地抵押,以获得足够的资金。另外,较大的土地面积提供了充足的可抵押财产,具备申请抵押贷款的条件。
3 结束语
综上所述,结果表明,农户的年龄、性别、家庭结构、职业性质以及对政策了解程度等对宅基地抵押融资意愿有很大影响。高龄农户的抵押意愿低于中年农户;家庭人口数越多,其抵押意愿越强;非农业兼导型农户的抵押意愿更强;而对政策越了解,其越愿意进行宅基地抵押。
农户融资意愿 篇2
[关键词]农药减量施用；Logistic模型；生态经济
[基金项目]国家自然科学基金“食用农产品生产者道德风险发生机理及防范机制研究——基于农户视角”（71263018）、江西省经济社会发展重大招标项目“新发展理念引领下江西现代农业产业体系建设研究”（16ZD06）、江西省社科规划经济社会发展智库项目“江西扎实推进农业供给侧结构性改革对策研究”（16ZK03）、江西省现代农业及其优势产业可持续发展的决策支持协调创新中心课题“农产品质量安全及可追溯体系研究”（XDNYA1507）与江西省研究生创新项目“蔬菜种植农户不合理农药施用行为防范机制研究”（YC2015-B060）的阶段性成果。
农户土地退出意愿分析 篇3
关键词：土地利用,模型,区划,土地管理,城镇化,土地退出意愿,影响因素,结构方程
在高速城镇化进程中, 城市与工业的迅速扩张不仅需要更多的土地做依托, 也需要大量的农民转移到城市和工业中去。在此社会背景之下, 农地被占用、农户退出土地转移进城已成趋势。另外, 农户兼业化现象在中国越来越普遍, 随着农户非农收入的不断提高以及城市落户政策的逐渐宽松, 使得大量兼业农户在城市定居, 而其农村的土地则处于低效利用、闲置落荒状态, 这无疑造成了土地资源的严重浪费。所以, 提高农业现代化水平、实现农业规模经营、提高耕地资源利用效率, 急需农民退出土地承包经营权, 从传统的耕种农业中转移出来, 将耕地资源向种田能手与大户转移。因此, 制定并实施合理的土地承包经营权退出机制与政策, 不仅可以加快中国的现代化进程, 也是解决城镇化、工业化过程中劳动力需求、土地需求的可靠出路与方法。
所谓土地退出, 是指农村居民自愿、有偿放弃宅基地使用权或土地承包经营权并将土地以不同的形式退还给农村集体经济组织的行为。由于农村建筑成本以及运输成本相对较低, 农民的居住环境普遍较差、住房面积偏小, 进城务工的农民数量越来越多, 使“空心村”大量涌现, 而且农村“人走屋空”的现象愈发普遍。许多农民工在城市工作、落户之后, 由于存有“多一份宅基地, 多一份家业”的小农思想, 大部分农民工不仅在城市购房, 在农村也占地重建住宅, 但却不在农村居住, 这使得大量土地资源闲置, 造成了土地资源的严重浪费。
学术界对于宅基地退出的研究已几近成熟, 从农村宅基地退出的必要性研究, 到宅基地退出机制、退出模式及评价, 以及农户宅基地退出意愿研究和补偿意愿研究, 即便如此, 耕地资源大量闲置的问题也不容忽视。因此本文对土地承包经营权退出进行研究, 分析影响农户土地承包经营权退出意愿的相关因素, 以便为建立自愿、有序、有偿的土地承包经营权退出制度提供参考。
目前存在的一种退地办法是, 农户在自愿、有偿的前提下将土地退还给农村经济组织, 对于被退回的土地, 在政府允许的前提下, 农户可以带着土地进城落户;当然学术界认为更有效率的一种方法是, 根据政府建立的土地退出机制, 引导具备进城落户的农民自愿、有偿的退出土地。然而无论是哪一种退地方法, 一定是建立在农户“自愿”的基础之上, 并给予农户一定的经济补偿。在样本农户中, 选择“非常不愿意退出土地”的农户有142户, 占样本农户的24.5%, 几乎1/4的受访农户对退出土地持极度否定的态度;选择“不愿意退出土地”的农户216户, 所占比例最高, 为37.3%, 前2项意愿选择的累计百分比高达61.8%, 说明在目前的社会背景条件下大多数农户仍不愿退出土地;对土地退出持中立态度的农户共计81户, 占样本农户的14%;选择“愿意退出土地”的农户有90户, 在样本农户中占15.5%, 而“非常愿意退出土地”的农户仅有50户, 所占比例最低为8.7%, 说明受访农户的土地承包经营权退出意愿并不强烈。
农户融资意愿 篇4
摘要:订单农业是推进我国农业现代化发展的重要方式,然而近年来却出现了农户参与度降低、满意度不高的问题。文章以农户的续单意愿为切入点、以湖北省22个行政村制种农户的调查数据为基础,对农户续单意愿及其影响因素进行了分析,井创新性地引入农户对订单农业的满意度作为中介变量,构建了农户对订单农业续单意愿的影响模型。结论认为龙头企业对订单执行过程的管理、生产设施与生产条件、土产要求和质量标准、政府的支持与组织、订单农业的比较效益、订单的收入等因素都显著影响农户对订单农业的参与意愿,而农户前期参与订单农业的满意度对上述影响因素与续单意愿之间的关系又存在着显著的中介效应。最后结合分析结果给出了相应的政策建议。
关键词:订单农业;续单意愿;满意度;中介变量
中图分类号:F324.6 文献标识码:A 文章编号:1009-9107(20]2)03-0022-06
引言
随着农业产业化进程的推进,我国订单农业有了飞速发展,越来越多的农产参与到订单农业中来。近年来,关于中国订单农业的报道层出不穷,而且基本上所有的内容都是积极正面的,如:“某县结合辖区实际,加强对“订单农业”的指导,通过发展订单农业来引导农业走产业化、规模化、区域化道路。去年,全区订单农业总额达到2.3亿元,受到奖励补助的有8560万元。粮食、蔬菜、花木等主要农产品均纳入订单体系,这为农户解决了后顾之忧”;“某工商所充分发挥工商职能优势,以发展农村经济、促进农民增收、维护农民权益为重点,勇于开拓创新,指导农产与合作社签订“订单农业”,努力发挥合同帮农职能推广农业订单推进农业产业化进程。通过签订订单农业,实现了先找市场后生产。农户家的农产品不怕没有销路,而且价格有保障,另一方面合作社也有丫充足的货源”。照此发展,参与过订单农业的农户续单意愿应该很强烈才对。但在对订单农业的实际调研中却发现有龙头企业反映农户续单意愿不够强,要扩大订单规模具有一定困难。由此,就有了本文最初的研究设想:曾经参与过订单农业的农户是否会继续参与这种形式的农业生产呢?哪些因素影响着他们的续单意愿?农户不愿意续单是不是因为对订单农业不满意?那么,农户对订单农业的满意度作为中介变量如何影响农产的续单意愿?基于此,本文以湖北省22个行政村制种农户的调查数据为依据,实证分析了农产的续单意愿及其影响因素。文章还创新性地引入农户对订单农业的满意度作为中介变量,从而构建了农户对订单农业续单意愿的影响模型,最后结合分析结果给出了相应的政策建议。在中国“十二。五”规划政策的引导下,这些研究内容不仅在理论上有意义,在实践上更能为我国订单农业的壮大与发展提供指导。
一、简短理论回顾及研究模型
近年来,国内外学者们运用交易费用经济学等理论和方法,把订单农业视为对农户市场交易方式的替代,对影响农户参与订单农业的因素进行了很多实证研究。Lajili等对影响美国农户参与订单农业因素的实证研究表明,在生产过程中专门性投入越高的农产,参与订单农业的可能性越大。此外,农产对风险的态度也会影响农户参与订单农业的行为,风险承受能力较低的农户,参与订单农业的可能性较大。Spriggs等的文章中提到,农产品生产者与购买者所处的市场交易环境的不确定性越大,农户参与订单农业的可能性越高。Key等对美国生猪业养殖场参与订单农业意愿的调查表明,养殖场的经营规模越大,养殖场参与订单农业的可能性越大,而农场主的受教育程度越高,参与订单农业的可能性反而越低。在国内,郭红东以全国部分农户为例分析了影响农户参与订单农业的影响因素。研究表明,农产参与订单农业的行为受农户生产的专业化程度、商品化程度、生产农产品的类型、农产品的目标销售市场、政府支持等多方面因素的影响。其中,农户生产的专业化和商品化程度、农产品的类型、农户生产农产品的目标销售市场等等都会影响农户参与订单农业的行为。除此之外,政府的支持则有利于提高农户参与订单农业的可能性等。
目前,以农户为研究对象的订单农业的研究大都在集中在两个方面:一是影响农户参与订单农业的因素;二是订单履约率的相关问题(郭红东;郭锦墉等),而且学者们在这两方面的研究已经基本趋于成熟。然而,在实际调研中发现订单农业发展需要解决的问题除以上两点之外,还有另外一个重要问题,即农产的续单问题浮出水面。比如,有龙头企业反映农产续单意愿不够强,要扩大订单规模具有一定困难等(黄敏礼)。这就要求我们对影响农产续单意愿的因素进行探索和分析,找出农户关注订单农业的关键点,真正提高农产对订单农业的满意度,从而吸引更多的农产继续从事订单农业的生产,甚至不断扩大自身的订单规模。
基于文献回顾,实际调研,与农户、龙头企业深入访谈结果总结,并结合本文所要研究的主要内容,建立本文的研究模型(见图1)
二、数据来源及说明
本次调查于2010年3月至4月在湖北省杂交油菜制种基地进行。由于该省油菜制种涉及到22个行政村,原则上是按照每个村20份来发放问卷,但考虑到每个村制种规模的不同,我们根据实际情况对每个村的问卷数量稍作了调整。最终发放问卷434份,其中有效问卷406份,有效回收率为92.27%。
由于调查的主体为农民,且大多文化程度较低,因此在发放问卷的同时,由调查员进行解释,并按照实际情况进行适当深层次的访谈。本研究主要采取实证研究方法,以问卷法收集资料。问卷由多个问题及量表构成,以封闭式提问为主,个别问题采用开放式问答。问卷对象涉及谷城县22个村的400多户农民。具体问卷由三部分组成,第一部分是关于农户的一些基本资料,包括农户的年龄、受教育程度、收入水平、参加制种的原因、参加制种的年数、油菜制种面积在总耕地面积中的比例、油菜制种的收入在家庭总收人中的比例等。第二部分主要涉及农户对订单农业各方面的满意度,如生产环境、公司管理、技术要求、村级管理、制种投入、制种收入等方面,这部分由3个五段式里克特量表和4个问题组成。第三部分是一些开放式问题,同时询问了农户继续从事订单农业的意愿。问卷的最后收集了农户对订单农业发展的一些建议。
分析之前先对数据进行信度和效度分析。406份有效样本总体Cronbachs a系数达到0.863,各部分内部各维度的。系数均超过0.797,问卷整体和各部分的一致性程度较高,问卷各项目设计比较理想。另一方面,本研究所用的测量量表都是依据国内外学者常用的测量项目并结合制种农户的实际来设计的,而且经过了农经专家们的检验。此外,经过文献探讨、将变量操作化,通过向相关领域的专业人士咨询以及试调查后的修正完善,研究问卷内容效度较高。研究量表中各测量项目之间相关性也较强,其对应的潜在变量内部一致性较好,量表回答的准确性有所保障。
三、样本农户的基本情况介绍
问卷回收后经过检查与核实,进行编码并录入整理和分析,其中参加油菜制种(订单农业)的农户基本情况如下:
1.年龄。被调查的406个农户中,年龄在41-55(中年)的就有222个人,有效百分比占到54.7%。40岁以上的就占到88.6%,也就是说我们的调查者基本上都是中老年人。这与现在农村的现状是分不开的,年轻人都外出打工或求学,留下在家种地的大都在40岁以上。
2.受教育程度。大多数人(84%)的受教育程度都在初中及以下。高中、中专及以上“稍高”学历的人只有16%。
3.家庭年均总收入。50%的农户家庭年均总收入在5000一10000元之间,在农村属于中低收入。
4.油菜制种面积在总耕地面积中的比例、油菜制种的收入在家庭总收人中的比例。80%以上的农产油菜制种面积在总耕地面积中的比例达到40%以上,然而,80%的农户油菜制种收入在家庭总收人中的比例却在40%以下。这有两个原因来解释:(1)在耕种内容上,参与订单农业、参加制种是大多数农户的选择。这说明,相比别的农作物来说,订单农业在某方面占了优势,比如收入。这一点调查数据上也有体现。(2)农户增收的方式已经走出了单纯的种植业,创收方式迈向多元化。不仅是国家政策的体现,在我们开展调查过程中也亲眼见证了这一点。养殖业、水产、农产品深加工等已经成为农民增收的好办法。
5.农户参与订单农业的年数。农户参加订单农业的年数平均值在6·17年,从这一点可以看出:对于大多数农户来说参与订单农业已经多年,他们对油菜制种工作已经轻车熟路,这有利于他们降低风险、减少成本。
6.参与订单农业的原因。问卷显示,农户参与订单农业的原因主要归于以下四种:公司宣传介绍,村里组织带动,听他人经验介绍,收入好又省力。其实,这几种原因是相通的,正如Eaton归纳的订单农业发展模型中提到的,油菜公司经过实地考察与研究,证明此地适合油菜生产,于是便开始在各村进行宣传介绍;进一步与村里进行协商,油菜制种收入好又省力,比小麦等其他农作物的效益要强很多;村里考虑到农产的利益,于是有村干部带头参与订单农业的生产;在第一年尝到甜头之后便开始经验介绍于其他村民。因此,订单农业很重要的一环体现在龙头公司与村里的合作。这一点在数据分析中也得到了有力证明。
四、农户的续单意愿分析
为了研究农户续单意愿及其影响因素之间的关系,进一步了解其影响程度和显著性,本研究将分为两个步骤来进行:首先建立农户对订单农业满意度及其影响因素的多元回归模型;其次,探讨和分析农户的满意度作为中介变量对农户续单意愿的影响机理。
1.农户对订单农业满意度的多元线性回归模型多元线性回归模型,是指含有多个解释变量的线性回归模型,用于揭示被解释变量与其他多个解释变量之间的关系。通过建立多元线性回归模型恰好能使我们得到农户对订单农业的满意度及其影响因素之间的关系。根据理论回顾的总结及调研的实践发现,可能的因素主要包括:(1)生产环境与生产设施。主要包括家庭劳力数是否足够,交通的便利性,生产条件,可制种面积是否足够等。(2)龙头企业的管理。包括公司支付的效率及方式,公司工作人员的态度及其与农户的交流方式,技术服务的及时性与有效性等。(3)公司规定的生产要求及质量要求。分别指公司规定的制种要求和公司规定的质量要求。(4)政府的组织与支持。政府在整个订单农业发展过程中的引导与支持情况,比如对农户利益的保障等。(5)订单农业的比较效益。相对于其它农作物来说,订单农业的收入与投入之比。(6)订单农业的比较收入。指参与订单农业生产相对于其他农作物的收人情况。相似于订单农业的比较效益,这里之所以将比较收入单独提出来是为了了解农户对订单农业的收入水平的评价情况。将农户对订单农业的满意度设为因变量у(hi),则所建立的多元回归的数学模型为:
у(hi=β(ho)β(h1)χ(hi1)β(h2)χ(hi2)β(h4)χ(hi4)β(h5)χ(hi5)β(h6)χ(hi6)+εi
结果表明,修正后的解释度系数R(m2)=0.687,其他分析结果如表1所示。
由此,得到最终标准化后的模型为:
уi=0.340(hxi1)+0.426(hxi2)+0.241(hxi3)+0.514(hxi4)+0.538(hxi5)+0.431(hxi6)
上式中,уi代表第i个农户参与订单农业的意愿,工、生产设施与生产条件,χ(h2)龙头企业的管理,工。生产要求与质量要求,χ(h4)政府支持与组织,χ(h5)订单农业的比较效益,χ(h6)订单农业的比较收入。
2.满意度中介作用的检验。在进一步的分析中,我们选择农户对订单农业的满意度的中介作用进行分析。本文采用Baron和Kenny所建议的方法来检验和评价中介作用。具体来说,检验步骤为:(1)求中介变量在自变量上的回归;(2)求因变量在自变量上的回归;(3)求因变量在中介变量上的回归(含自变量)。中介作用存在的标准在于:(1)在第一个回归方程中,自变量显著影响中介变量;(2)在第二个回归方程中,自变量显著影响因变量;(3)第三个回归方程中,中介变量显著影响因变量,同时自变量对因变量的影响减弱。以上三个条件同时满足的情况之下,在第三个回归方程中,自变量对因变量的影响,即臼值减弱为不显著,则存在完全中介,如果依然显著则视为部分中介。
按照理论指导进行数据检验:(1)进行农户对订单农业的满意度及其续单意愿的回归;(2)再进行农户续单意愿对所列农户满意度的影响因素的回归;(3)然后是农户续单意愿对所列农户满意度的影响因素和农户满意度的回归;(4)最后对回归系数日进行比较。结果如表2所示。
从表2可以看出,自变量所列因素对农户满意度的影响显著(β=0.176,P<0.005)。自变量所列因素对农户的续单意愿的总效应系数为β=0.123(P<0.001)。一旦加入中介变量,以自变量所列因素和农户满意度为自变量,农户续单意愿为因变量时,所列因素对农户再续意愿的影响消失了(β=0.041,P>0.1),而中介变量农户对订单农业的满意度对农产再续意愿的影响显著(β=0.261,P<0.001)。说明所列因素中农产对订单农业的评价通过农户对订单农业的满意度间接影响农户的续单意愿。
五、总结及政策建议
1.提高政府对订单农业的组织和支持力度。首先,订单农业发展的政策环境和社会、经济发展条件等影响着农产参与订单农业的兴趣与热情。政府的支持和良好的社会、经济发展条件有利于减低农户及订单发起单位参与订单农业的成本。在其他条件不变的情况下,政府对订单农业发展的支持力度越大,越有利于扩大订单农业的规模,提高中国农业产业化的规模和水平。其次,政府应该为订单农业的发展创造良好的外部环境。不但要加强对订单农业的管理和监督,保护订单双方的利益,特别是农产方的利益;还要在资金、税收、技术及信息服务等诸多方面提供相应的优惠政策,以吸引农户和更多的市场主体(例如龙头企业)参与到订单农业中来。再次,怎样赢得政府的支持与合作也是龙头企业需要考虑的重要因素。
2.如何提高农产对订单农业的满意度是增加农户续单意愿的重要途径。第一,生产环境与生产条件虽然不是农户或公司力量可以解决的问题,但是他却可以指导龙头公司在选择订单农业基地的时候,充分试验考察当地的实际情况。因为生产环境与生产条件的好坏会影响农产的耕作风险和成本。当然从另外一个角度上讲,选取生产环境与生产条件好的地方有可能会增加公司的成本,是需要权衡各方面才能决定的因素。第二,订单农业生产要求与质量要求影响着农户的满意度。因此订单的生产要求和技术要求一定要在农户的掌握范围之内,除此之外,龙头公司一定要配有技术人员的指导,及时解决农产在生产过程中所遇到的技术问题。
3.提高订单农业的比较收入和比较效益是增加农户满意度和农户续单意愿的关键。调查结果显示,订单农业在投入方面,相比其他的农作物要多一些,因此只有更高的收人才能调动农户的参与积极性。较高的比较效益和比较收入是农户参与汀单农业的主要原因、也是能提高农产满意度,增加农产续单意愿的重要因素。因此,不论是政府还是龙头企业,都要继续强化和加大强农惠农的力度,加大农民收入,科学引导农户走农业产业化经营的道路。
农户宅基地退出意愿分析 篇5
1 数据来源与指标选择
1.1 数据来源
2013年6月, 课题组成员利用暑假大学生社会实践机会, 采用随机抽样调查与参与式评估相结合的方法, 到河南省的12个区县21个村庄对农户进行问卷调查, 一共发放问卷420份, 收回问卷407份, 有效问卷350份, 有效率为83.3%。
1.1.1 被调查农户特征。
在350户有效调查问卷中, 90%的被访谈者为男性, 年龄多为40岁以上, 其文化程度集中在小学、初中水平。户主家庭人数以三口之家、四口之家和五口之家为主。家庭收入水平多集中在三万元以内, 占60.00%。收入来源以非农业收入为主, 占64%, 具体见表1。
1.1.2 农户宅基地使用情况。
在350份有效问卷中, 农户宅基地使用权面积普遍较高, 宅基地占地面积150m2以上农户占被调查农户数的90.00%。农户仅有一处宅基地的占总户的74.86%, 有2处及2处以上宅基地的家庭占25.14%。整体上, 农村宅基地容积率偏低, 土地利用率不高。13.43%的被调查农户宅基地容积率低于0.4;63.43%的农户宅基地容积率介于0.41~0.80之间。关于农户有无空闲宅基地的调查显示:82.86%的农户家庭无空闲宅基地, 17.14%农户有空闲宅基地。92.29%被调查农户宅基地的主要用途是用于满足自身居住, 仅有7.71%农户的宅基地用于自身居住, 还用于出租、个体经营等其它经济活动。具体状况见表2。
1.2 指标选择
借鉴学者们对农户宅基地退出意愿的研究结果, 本文选择年龄、文化水平、家庭收入水平、家庭人口规模、家庭主要收入来源为因变量, 分析农户的宅基地退出意愿。
(1) 年龄:农民年龄越大, 思想越保守, 对宅基地的“祖业”观念越强烈。假设农户年龄越小, 越愿意退出宅基地。
(2) 文化水平:一般来说, 受教育年限越长, 文化水平越高, 越容易接受新事物和新思想, 其在城镇就业的能力也越强。假设农民文化水平越高, 其退出宅基地的意愿越强烈。
(3) 家庭收入水平:家庭收入水平越高, 在城镇买房、落户的可能性越大, 对生活需求的层次越高, 成为城镇居民的意愿也迫切。因此, 假设家庭收入水平越高, 退出后宅基地的意愿越高。
(4) 家庭人口规模:家庭人口规模越大, 农村宅基地作为生产资料的功效越大。假设家庭人口越少, 其宅基地退出意愿越强。
(5) 家庭收入来源:如果家庭人口中大多从事农业生产, 对宅基地的依赖性就强。若家庭人口中大多从事非农业或外出务工, 其对生活环境改善的愿望就越大。假设家庭中外出和非农务工的人口比重大, 宅基地退出的意愿高于家庭劳动力主要从事农业生产。
2 农户宅基地退出意愿分析
2.1 农户年龄与宅基地退出意愿的关系
通过对被调查农户所处的年龄阶段与闲置宅基地退出意愿进行相关性分析, 发现农户年龄越小, 相对来说其退出意愿也越强烈。在被调查农户中, 年龄段处于30岁以下的, 赞成宅基地使用权退出的约占74.70%;年龄段处于30~39岁之间的, 赞成宅基地使用权退出的约占71.60%;年龄段处于40~49岁之间的, 赞成宅基地使用权退出的约占51.40%, 而年龄段处于50岁以上的, 则只有40.70%的农户赞成宅基地使用权退出。随着年龄的增加, 农户对宅基地退出的意愿呈下降趋势。
2.2 农户文化程度与宅基地退出意愿的关系
通过对被调查户主所受教育水平与其退出意愿进行相关性分析, 发现户主文化程度越高, 其退出意愿也越强烈。在被调查农户中, 文化水平处于大学及以上的农户, 其赞成宅基地使用权退出的比率占74.90%;文化水平处于高中阶段的农户, 赞成宅基地使用权退出的比率为47.10%, 文化水平处于初中阶段的农户, 赞成宅基地使用权退出的比率为36.42%;而文化水平在小学及小学以下的农户, 仅有7.56%的农户赞成宅基地使用权退出。显然, 随着农户文化水平的提高, 对新政策和新事物的适应能力和接受能力更强, 更易于退出闲置宅基地。
2.3 农户家庭年收入水平与宅基地退出意愿的关系
通过对被调查农户家庭年收入水平与其退出意愿进行分析, 发现农户家庭年收入水平越高, 其退出意愿越强烈。在被调查农户中, 家庭年收入水平在5万元以上的, 赞成宅基地使用权退出的比率占78.90%;年收入水平在40001~50000元之间的, 赞成宅基地使用权退出的比率占66.10%;年收入水平在30001~40000元之间的, 赞成宅基地使用权退出的比率占48.70%;年收入水平在20001~30000元之间的, 赞成宅基地使用权退出的比率占36.40%;年收入水平在10001~20000元之间的, 赞成宅基地使用权退出的比率占35.20%;而年收入水平在10000元以下的, 则只有23.10%的农户赞成宅基地使用权退出。显然, 随着农户家庭收入的增加, 赞成农村宅基地退出的比率在提升。说明农户收入增加后对宅基地的依赖性逐渐下降。
2.4 农户家庭人口规模与宅基地退出意愿的关系
通过对被调查农户家庭人口规模与其退出意愿进行相关性分析, 发现农户家庭人口越少, 相对来说其退出意愿也越强烈。在被调查农户中, 家庭人口数量在3人及以下的, 赞成宅基地使用权退出的比率约占65.20%;家庭人口数量为4人的农户, 赞成宅基地退出的比例为44.60%;家庭人口数量为5人的农户, 赞成宅基地退出的比例为14.00%;家庭人口数量为6人的农户, 赞成宅基地退出的比例为4.80%;而家庭人口数量为7人及以上农户, 发现被调查农户无一人赞成宅基地使用权退出。随着家庭人口规模的增大, 农户宅基地退出的意愿呈下降趋势。
2.5 农户家庭收入来源与宅基地退出意愿的关系
通过对被调查户主家庭收入来源与其退出意愿进行相关性分析, 发现户主家庭收入来源与宅基地使用权退出意愿相关性没有其他上述几个因素显著。分析发现, 以纯农业即以务农为主的农户, 一般来说不愿意放弃宅基地, 其赞成退出宅基地的比率仅为19.40%;完全自主创业的农户, 其赞成退出宅基地使用权的比率较高, 为59.70%;在本地和外地务工的农户, 其赞成退出宅基地的比率分别为23.50%和34.00%, 调研中发现, 这部分农户大多是兼业型农民, 农忙时回到村庄, 农闲时到本地或外地的企业打工, 宅基地对他们依然发挥着重要的保障作用。
3 结论及政策建议
3.1 结论
(1) 农户年龄越大, 其退出宅基地的意愿越弱。
(2) 文化程度与宅基地退出意愿呈正相关关系。农户文化水平越高, 其退出宅基地的意愿越强。
(3) 家庭收入水平越高, 农户宅基地退出的意愿越强, 相反, 则越弱。
(4) 农户家庭人口规模与宅基地退出意愿呈负相关关系。家庭人口越多, 其对宅基地的生产资料功能需求越强烈, 其宅基地退出意愿低于家庭人口少的农户。
(5) 家庭收入主要来源于非农业生产和外出务工的农户宅基地退出意愿明显强于家庭收入主要来源于农业生产的农户。
3.2 政策建议
针对以上结论, 为推进农村宅基地有序退出, 本文提出以下对策:
一是加强农民就业技能培训工作, 增强农民就业竞争力。通过开展对农民的就业教育, 培训适合农民的就业技能, 使其能够在城镇找到合适的工作岗位, 促进农民收入增加和增强就业的稳定性。二是建立有偿的农村宅基地使用制度。对于一户多宅及超标占用宅基地的农户而言, 对其超出法律法规规定标准的宅基地部分实行有偿使用制度。实行农村宅基地收费有利于农村土地产权的建立, 加快农村土地资源的市场化进程, 推动农村土地使用制度改革, 引导农户建房逐步向小城镇和中心村集中。三是建立宅基地地价评估体系。建立健全的宅基地估价体系对制定合理的土地价格, 保障土地交易者的利益, 实现土地资产价值具有十分重要的意义。既可为集体土地市场提供地价标准和宏观导向, 又是实施土地公平交易、合理征收土地税费的基础。四是建立宅基地退出补偿机制。研究制定更加科学、合理的农民自愿退出宅基地的经济补偿机制, 开发农民宅基地的经济价值, 剥离宅基地的保障功能。
参考文献
[1]许恒周.基于农户受偿意愿的宅基地退出补偿及影响因素分析[J].中国土地科学, 2012, 26 (10) :75-81.
[2]胡银根, 张曼, 魏西云, 等.农村宅基地退出的补偿测算[J].中国土地科学, 2013, 27 (3) :29-35.
[3]彭长生, 范子英.农户宅基地退出意愿及其影响因素分析[J].经济社会体制比较, 2012 (2) :154-162.
[4]陈霄.农户宅基地退出意愿的影响因素[J].中国农村观察, 2012 (3) :26-36.
农户建立合作组织意愿的博弈分析 篇6
无论是从理论上进行分析, 还是现实中的发展来看, 农户合作组织对于提高农户谈判地位, 降低交易成本, 以及指导农业生产等方面都有着十分重要的作用。在当前, 典型的农户合作组织的建立的模式主要包括诱致性为主, 强制性为辅的美国模式、强制性为主, 诱致性为辅的日本模式以及强制性的澳大利亚模式。不同国家对于模式的选择的不同主要是由于本国的具体社会经济体制, 以及合作组织建立所面临的现实障碍不同。对于我国合作组织的建立和发展, 已有的研究大多认为应该选择美国的模式。而关于发展合作组织所面临的障碍问题, 已有的研究主要从宏观和微观方面两个层面入手, 宏观方面, 包括不完善的制度环境和市场机制环境, 以及合作组织不清晰的法律地位等。微观方面, 包括农户自身的素质、思想意识、资金上的束缚等障碍。但是已有的研究忽视了一个根本性的问题, 即农户本身是否具有合作的积极性。其才是合作组织建立和诱致性制度变迁产生的最基本的前提。[1]因此, 本文试图结合现实中的问题, 构建分析框架, 并在此基础上对其加以论证, 进而提出主要的结论。
二、分析框架的构建
1.农户合作意愿与参与谈判积极性的逻辑关系
可以肯定一点, 在现实中, 一些农户合作组织的最初建立, 是在单个农户具有谈判意愿的基础上, 为了进一步提高谈判地位, 以解决其与潜在交易主体进行交易时往往处于不平等地位, 利益容易受到剥夺这一方面的需求, 即合作组织以提高农户谈判地位为最初建立的目标。那么反过来, 也就意味着农户自身是否具有参与谈判的积极性, 对其相互之间是否具有合作意愿具有决定性的作用, 如果单个的农户都没有参与谈判的积极性, 那么针对提高谈判地位的合作行为是很难出现的。因此, 分析农户的合作行为产生的可能性, 首先必须分析农户是否具有与高谈判地位者进行谈判的积极性或者说进行谈判的意愿。
2.相关概念及逻辑框架
为了分析上述问题, 首先需要界定两个相关的概念, 一是外部性不对称, 由于本文分析的是农户的行为, 因此将其界定为在单个农户与高谈判地位者进行交易时, 谈判如果取得成功, 会产生很大的正外部性 (例如当面对的是买方垄断行为, 如果谈判成功, 那么收购价格会提高, 这时所有的农户都会受益) , 但是当其谈判失败时, 其会单独的受到高谈判地位者惩罚, 而并没有改变其他农户的收益, 因此不会相应的产生负外部性。其次是逐个击破的策略, 指高谈判地位者对各个农户分别实施威胁, 即对于单个农户而言, 如果谈判失败, 其将会受到高谈判地位者的报复, 进而使得农户的预期收益下降。在此基础上, 并基于理性农户的假设, [2]本文试图构建外部性不对称下的逐个击破策略对农户行为的影响这一逻辑分析框架, 其中隐含着如下的假设:由于外部性不对称问题的存在, 高谈判地位者通过实行逐个击破的策略, 能够形成可置信的威胁, 使得农户参与谈判的积极性消失。并通过建立和分析博弈模型来对其加以论证。因此, 如果假设成立, 那么就意味存在如下结论:由于合作组织建立是以农户之间存在潜在的合作积极性作为基本的前提, 在诱致性的制度变迁下, 上述两个问题的存在, 导致农户没有参与谈判的积极性, 进而导致农户相互之间也没有进行合作的意愿, 最终使得基于农户自发行为的合作组织建立出现了障碍。
三、博弈模型的设计
传统的分析中, 对于农户缺乏与相关经济主体进行谈判的积极性, 主要包括两种观点:其一是由于集体行动的逻辑, 即由于外部性的存在;其二是由于谈判地位的不平等。[3]但是, 如果采用上述观点对农户的行为进行的定性分析, 得到的结果并不直观, 也缺乏说服力, 奥尔森在《集体行动的逻辑》关于集体物品的供给中就指出了有些成员即使必须承担提供集体物品的所有成本, 他们得到的好处也要比不提供集体物品时来得多, 在这种情况下可以假定会提供集体物品。但是奥尔森并没有对其详细的加以分析。而当前博弈论的发展使得经济研究可以结合现实中的具体问题来构造分析模型, 因此得出的结果更加符合现实, 也能够比较直观的说明问题。
为了方便和简化所要说明问题, 本文所设计的模型中引入两个完全相同的农户在权衡是否与高谈判地位者进行谈判时所进行的单次的静态博弈, (1) 然后向多个农户之间进行博弈的情形扩展, 初始设计的博弈要素如下:
1.参与人
两个农户 (农户1, 农户2) 和高谈判地位者。
2.战略
两个农户同时选择战略, 每个农户的战略集合为 (与高谈判地位者谈判, 与高谈判地位者不谈判) 。高谈判地位者基于其所了解的信息, 同时制定具体的威胁或惩罚策略——逐个击破策略。
3.规则与支付
①如果至少有一个农户参与谈判, 且谈判取得成功, 那么自身和对方都会获得既定的R单位的预期收益 (其中R>0) 。②如果两个农户都参加谈判, 但谈判失败或都不参加谈判, 那么双方都获得0单位的收益 (这样的假设是有道理的, 因为如对两个农户都报复, 可能导致两个农户都不与其进行交易, 以抵抗其报复行为, 这样会导致高谈判地位者的利润为0) 。③如果只有一个农户参加谈判, 那么谈判失败会使其受到高谈判地位者的报复, 导致受到C单位的损失 (C为高谈判地位者的报复函数, 随着C的增大, 高谈判地位者实施报复行为的难度加大。R, C为三方的共同知识) , 而未参加谈判的农户则会免于受到报复, 因此其获得收益为0。④作为高谈判地位者, 知道农户双方所知道的所有信息, 并同时基于所了解的信息制定其具体的惩罚或威胁战略 (逐个击破策略) , 以确定其报复行为会给农户带来收益损失的大小。⑤基于此, 假设单个农户谈判的概率为P (R) , (R是一个农户认为应获得的合理的收益, 因此农户预期的高收益会提高起参与谈判的概率, 即P' (R) >0) ;农户谈判成功的概率函数为Ps (n) (这里的意思是高谈判地位者为了体现自身的地位, 不会根据农户要求的不同而改变自身策略) , (n=1, 2;Ps (n) ≤1Ps (n) 单调递增, 即参与谈判的农户越多, 谈判取得成功的可能性越大) 。 (2)
四、博弈均衡的导出及分析
1.农户参与谈判的均衡条件
因为农户之间决定其是否谈判时, 其受到报复所导致自身收益的损失是一个不确定的、由高谈判地位者所实施的相应报复函数, 因此其大小并不是一个确定的信息, 不是一个具体的实数, 其大小完全的取决于于高谈判地位者的报复行为, 所以从这个角度来看, 该博弈属于一个不完全信息的静态博弈。
而从农户1的角度来看, 其是否有参与谈判的积极性、是否会进行谈判, 取决于谈判与不谈判所获得相应的预期收益之间的大小, 因此, 如果农户1有积极性进行谈判, 那么意味着其参与谈判所获得的预期收益将大于其不参与谈判的预期收益, 即下列不等式严格成立:
P (R) Ps (2) R+0+ (1-P (R) ) Ps (1) R+ (1-P (R) ) [1-Ps (1) ] (-C) >P (R) Ps (1) R+0+0 @
其中, 不等式左边前两项分别表示农户1参加谈判的前提下, 在农户2参加谈判时, 谈判取得成功和失败时农户1获得的收益;后两项表示农户1参加谈判的前提下, 农户2不参加谈判时, 谈判取得成功和失败时农户1获得的收益;不等式右边前两项表示农户1不参加谈判的前提下, 农户2参加谈判时, 谈判取得成功和失败时农户1取得的收益;第三项表示两个农户都不参加谈判, 双方获得的收益。
因此, 从上面的不等式可以得到, 当且只当C<[P (R) Ps (2) +1-2P (R) Ps (1) ]R/ (1-P (R) ) [1-Ps (1) ]时, 农户1才会参加谈判;当C>[P (R) Ps (2) +1-2P (R) Ps (1) ]R/ (1-P (R) ) [1-Ps (1) ]时, 农户1不会参加谈判;当两者相等时, 参与谈判与不参与谈判的预期收益相等。这就意味着, 农户所要求的预期收益R固定时, 随着C的变化会导致不同的博弈均衡结果。
2.高谈判地位者的逐个击破策略
在上面的均衡结果中, 不等式右边是一个常数, 假设其为m, 其作为信息为高谈判地位者所掌握, 因此高谈判地位者就可以通过逐个击破策略, 即对单个的农户制定较高的报复函数C值, 使得C大于m, 就会使农户参与谈判的积极性消失, 进而农户双方都没有参与谈判的积极性, 导致双方都会选择不参与谈判这一战略, 只是被迫的接受高谈判地位者所提出交易条件。例如高谈判地位者可以传递一个信号, 如果只有一个农户参加谈判, 那么谈判失败会导致对其收购价格的降低, 以使其收益损失为m+1, 那么, 农户们就会失去谈判的积极性, 进而农户间形成 (不谈判, 不谈判) 的贝叶斯均衡结果, 而这个信号也就成为了“可置信”的威胁。与此同时, 农户之间合作的意愿也随之消失。
3.外部性不对称与可置信威胁
从不等式@的左边可以看到, 可置信威胁之所以容易形成, 主要是由于两方面问题的存在, 首先, 是由于第四项 (1-P (R) ) [1-Ps (1) ] (-C) 的存在, 此项表示的是农户1谈判的前提下, 农户2不。行谈判的时候, 谈判失败时农户1获得的收益。而此时, 农户2获得的收益为0, 大于农户1获得的收益, 这也意味着农户2获得收益与在农户1没参与谈判的条件下所获得的收益相同;其次, 是由于第三项的存在, 而第三项 (1-P (R) ) Ps (1) R表示农户1参加谈判的前提下, 农户2不参与, 谈判取得成功时农户1获得的收益, 此时农户2获得的收益为 (1-P (R) ) Ps (1) R, 与农户1获得的收益相等, 也大于农户1没参与谈判的条件下所获得的0单位的收益。
因此, 从中可以看到, 在农户1参加谈判, 农户2不参加谈判时, 谈判取得成功使得农户2收益提高, 因此对于农户1来说, 其谈判结果产生了正的外部性;而其当谈判失败时, 只有农户1一个人承担高谈判地位者报复所带来的损失, 农户2的收益结果并没有受到影响, 因此此时农户1的谈判结果并没有相应的产生负的外部性。所以, 除了受到高谈判地位者制定的实施报复行为的战略的影响之外, 由于两种结果产生的这种外部性不对称这个原因, 使得农户1的谈判积极性很容易被高谈判地位者所制造的威胁所削弱。 (试想, 如果将 (1-P (R) ) [1-Ps (1) ] (-C) 的一部分转移到农户2身上, 或者将 (1-P (R) ) Ps (1) R的一部分转移到农户1身上, 那么高谈判地位者的可置信威胁就不那么容易形成, 进而农户1谈判的积极性就会增强) 。
4.多个农户之间是否参与谈判的博弈分析
上述的分析也同样适合于农户2, 因为这里考虑的两者是处于对称的情况下, 因此博弈的贝叶斯均衡结果为农户双方都不参加谈判, 只是被迫地接受高谈判地位者所提出的交易条件。而当农户很多的情况下, 单个农户的谈判积极性会更加的低, 进而导致大家都不谈判的博弈均衡结果——这是因为, 随着农户数量的增加, 给定农户i, 在比较多的农户都参与谈判时, 对于农户i来说, 其是否参加谈判对谈判的结果并没有多大的影响, 因此其更愿意作为免费的乘车者以获得预期收益;而在其他农户都不参与谈判的情况下, 如果农户i进行谈判, 而且谈判如果取得成功, 那么所有的农户都会得到农户i得到的收益数量, 因此其谈判成功实产生的正外部性很大, 由于面对单个的谈判者很容易制定出可置信的威胁, 所以当农户i谈判失败时, 由于高谈判地位者通过其制定的威胁策略进行报复, 使得农户i单独承受报复带来的所有的损失, 而其他农户并没有受到影响。因此这种建立在外部性的不对称基础上的可置信的威胁的存在也就消除了农户i进行谈判的积极性。因为农户i代表任意的一个农户, 所以农户之间的博弈会导致都不参与谈判的贝叶斯均衡。也就意味着多个农户之间也是缺乏合作意愿的。
五、结论
从上面的分析可以看到, 由于外部性不对称的存在, 高谈判地位者通过采取逐个击破的策略使得农户参与谈判的积极性消除, 进而使得农户之间合作的意愿消失, 也就没有了自发建立合作组织的积极性, 从而导致诱致性的制度变迁的效率不能实现。而且该类问题在现实中是不乏普遍性的 (如地方政府的强行征地行为, 农产品的买方垄断组织、要素的卖方垄断组织对农户利益的剥夺等, 之所以能够实现, 主要就是由于农户之间存在外部性的不对称, 进而可以采取逐个击破的策略) , 从这一点可以推定, 其也可以作为合作组织建立障碍的一个一般性结论, 进一步来说, 在我国, 由于合作组织的建立是以诱致性的制度变迁为主, 而本文的分析又是从农户自身的角度来考虑, 所以不仅弥补了已有研究的不足之处, 也说明了当前一些类型的合作组织建立所面临的根本障碍。
参考文献
[1]于建嵘, 翁鸣, 陆雷等著.农民组织与新农村建设[M].北京:理论与实践中国农业出版社, 2007.
[2] (美) 舒尔茨著, 梁小民译.改造传统农业[M].北京:商务印出版社, 1987.
农户融资意愿 篇7
1、农户的家庭经济情况
农户家庭经济情况可能对农户农业保险的需求意愿产生两种作用相反的影响,一种是正面的影响,即家庭收入水平越高,农户对农业保险费用的承受能力越强,因缴费困难而不愿意购买农业保险的可能性也就越小;另一种则是负面的影响,家庭的经济实力越强,来自农业的收入在其家庭总收入中所占比例就越小,那么农业生产风险对于家庭的影响也就越小,这样的农户对风险的厌恶程度和规避倾向就不会特别的强烈。
2、家庭主要劳动力年龄
随着年龄的增大,农户意愿参加农业保险的比例也随之不断的降低。有两种原因或许可以解释这种现象,一种是随着农户年龄的增长,其从事农业生产的时间也就越长,那么该农户累积的生产经验也就越丰富,防范和灾后补救的能力也就越强。
3、家庭主要劳动力的文化程度
随着文化程度的提高,愿意参加农业保险的比率也逐渐提高,总体呈现上升趋势。主要原因可能在于随着教育程度的提高,农户对于农业保险的功能与作用以及重要性的理解程度也更好。
4、农户对农业保险的了解程度
为了研究农户对农业保险的需求意愿水平,那么了解农户对农业保险的了解程度认识情况就十分有必要了。总的来说,随着对于农业保险了解程度的增加,愿意参加农业保险的比例也随之增加。
5、以往面临的风险状况以及损失程度
农业保险的主要功能是分摊农业的生产风险、弥补农业的生产损失。如果农户所在地区面临的风险很小,损失微不足道,那么农业保险在此地区就没有存在的必要。所以毫无疑问,农户以往面临的风险状况和遭受的损失程度对于农户的农业保险需求意愿有着重要的影响。
二、农户农业保险需求意愿的回归分析
(一)模型建立、数据来源及数据量化处理
1、模型建立。
假设农户参加农业保险的预期授予函数为E(Xi,Zi),机会成本函数为C(Xi,Zi)。Xi为农户自身因素,Z i为外界因素,则模型可表达为:D=E(X i,Z i)-C(X i,Z i),约束条件为:E(X i,Z i)≥0 C(X i,Z i)≥0 X i,Z i≥0
我们将意愿结果分为愿意=1,和不愿意=0的二分变量,所以我们以因变量为yi,自变量为xi来使用binary logistic模型。
我们将农户对于农业保险的需求意愿的条件概率标注为:P(yi=1|xi)=pi就可以得到以下logistic回归模型:
本文研究主要考察农户对于农业保险的需求意愿,含义是农户愿意购买农业保险,还是不愿意购买农业保险。因此,我们采取二元logistic模型进行回归分析。
2、数据来源。
本文的研究数据是通过2008年8月对浙江省农户农业保险需求意愿信息的问卷调查。调查涉及的调查对象为20岁以上的农村居民;调查以随机抽样的方式,对农户农业保险需求的具体状况进行入户访谈和问卷调查;经统计和整理,共回收有效问卷507份。
3、数据量化处理。
在确定农户对农业保险需求意愿的影响因素后,本文对相关数据进行量化处理。具体量化处理为:(1)因变量需求意愿的量化。本文以虚拟变量表示,有需求意愿为1,无需求意愿为0。(2)年龄、收入因素均取各选项实际平均值,如年龄选20-30岁,则取25岁。(3)农户对农业保险的了解程度的量化。本文以虚拟变量表示,了解为1,不了解为0.(4)文化程度的量化。本文将有效教育年限作为衡量教育程度的标准,即小学赋值为6,初中为9,高中为12,大专及以上为15。(5)农户面临农业生产风险的量化。本文以虚拟变量表示,面临比较大的风险为1,没有什么风险为0。
(二)变量描述性统计
根据上述量化方法,笔者将各变量基本特征进行统计描述(见表1),各项统计结果能反映浙江农村居民的基本特征,具有一定代表性。
(三)回归结果分析
本文运用SPSS 13.0 for windows对统计数据进行回归分析,在进行B in a ry l o g is ti c分析时,所有变量采用强行进入法。从最终结果来看模型各因素除个别外都很显著,检验结果也比较理想,拟合效果较好,与预期结果基本一致。
1、年龄因素分析。
年龄变量在1%的统计检验水平下显著,且系数符号为负。这就说明在其他条件不变的情形下,随着年龄的增长,农户对农业保险的需求意愿就越弱。这可能是因为年龄大的农户由于受教育水平有限而对于农业保险的了解程度不够造成的,也可能是因为年龄大的农户由于务农时间长而具有较高的技能和丰富的经验,从而对于防范自然灾害以及灾后补救的能力就比较强,因而对农业保险的需求意愿就相对较小。
2、家庭年收入因素分析。
农户家庭年收入变量在1%的统计检验水平下显著,且系数符号为正。这说明,正面积极的作用占了主要方面。即家庭的收入高,农业保险费占收入的比例就相对较低,农户的保费承受能力就越强,则其购买农业保险的相对成本支出就越小,需求意愿也越强。
3、农业保险了解程度因素分析。
农业保险了解程度变量在1%的统计检验水平下显著,且系数符号为正,这说明,在其他条件不变时,如果农户对农业保险的了解程度越深,则其需求意愿也会越强烈。
4、是否购买商业保险因素分析。
是否购买商业保险变量没有通过显著性检验,且系数符号为正。这说明,对于参与调查的浙江省5各地区的农户来说,是否购买了商业保险对于农户农业保险需求意愿的影响没有那么明显,但是我们也并不能就此否定此因素对农业保险需求的影响。
5、文化程度因素分析。
文化程度变量在5%的统计检验水平下显著,且系数符号为负。这点和前文中对于影响因素的分析结论有点冲突,根据实证检验结果来看,在其他因素不变的情形下,受教育程度越高的农户,反而对于农业保险的需求意愿越小。
(四)小结
本章通过Logistic模型,考察了浙江省农户对于农业保险需求意愿的诸多影响因素。由此可知农户是否愿意购买农业保险不仅仅受其支付能力影响,也受农户的文化程度、风险意识、对农业保险的了解程度等因素的影响。此外,在与农户的具体交谈过程中,我们也发现诸多农户不愿意购买农业保险的重要原因还是有其对农业保险不信任的因素在里面。就其中的政策含义而言,要改善浙江农业保险市场的现状,我们不仅要提高农村居民的收入水平,更重要的是需加强农业保险的宣传和教育,并提供合适的农业保险产品,最终将他们的支付能力转化为需求意愿。
参考文献
[1]、高永标.我国保险需求决定因素的实证分析[D].对外经济贸易大学,2007
[2]、宁满秀,邢鹉,钟甫宁.影响农户购买农业保险决策因素的实证分析[J].农业经济问题,2005(6)
山西省采煤区农户复垦意愿研究 篇8
1 研究方法
1.1 模型选择
研究农户意愿最常用的是Logistic模型[1,2,3,4],该文也采用Logistic模型分析山西省采煤区农户对矿区土地复垦的意愿,在分析中将农户对土地复垦的意愿作为因变量,采用二元选择模型,愿意或支持矿区复垦的为1,不支持或不确定的为0,为0～1型因变量。
1.2 数据来源及样本选择
课题组在山西省范围内选取6个主要矿区:大同矿区、西山矿区、汾孝矿区、灵石矿区、潞安矿区、晋城矿区,对其自然状况和社会经济发展状况进行实地考察,并在每一矿区随机抽取1个村进行入户调查并发放调查问卷,收回调查问卷90份,剔除无效问卷23份,最终获得有效问卷为67份。
1.3 变量定义及模型估计
对调查数据用SPSS13.0软件进行Logistic回归分析。假定采煤区农户的户主特征、家庭特征、外部因素3组变量对其支持复垦有影响,对有关影响农户支持矿区土地复垦的变量定义见表1。以农户是否支持或愿意复垦作为二分类因变量,模型可表述为lg Y=B0+B1X1+B2X2+B3X3+B4X4+B5X5+B6X6(其中,B为回归系数)。运用SPSS统计软件对表1所选的变量进行二项Logistic回归处理,采用Backward wald方法,从采煤区农户户主特征变量、家庭特征变量及外部环境3个方面寻找不同因素对农户复垦意愿的影响,结果如表2所示。
在该模型的拟合优度中,模型的判决系数为0.654,调整后的判决系数为0.917,这说明可以解释变量65.4%的变化,表明模型的拟合符合要求。
根据回归结果可以看出,最后进入模型的有2个变量,即人均收入(X3)、国家政策(X6),其中国家政策包括政府是否给予补贴、提供大量资金、技术等,它们对农户是否支持土地复垦有显著影响。由此,可以得到回归方程:
模型拟合优度评价中R2=0.917,说明该模型对数据的拟合情况较好,揭示了变量91%以上的变动,根据分析结果,对引入回归模型变量的统计意义进行检查,从每个自变量的p值(sig)可以看出,在0.05的检验水准下,显著性很强,具有统计意义。
2 结果与分析
模型研究结果表明:人均耕地面积、种植业收入比例、学历、土地房屋破坏程度变量在模型的检验系数中均没达到显著水平,因而剔除,而人均纯收入及国家政策进入此模型当中。
2.1 人均纯收入
从回归结果看出,p值为0.011,B值为-0.001,说明农户的复垦意愿与人均收入呈负相关,即人均收入越低,愿意复垦的概率就越高。因为人均收入越低,就意味着农户获得收入的途径较少,对土地的依赖程度较大,所以农户期望通过复垦获得一些就业途径,提高收入。例如将被破坏的土地平整,恢复农田生产,提高土地利用率,使粮食产量增加;或在复垦土地上大量种植牧草,发展养殖业,增加农户人均纯收入。
2.2 国家政策
从回归结果看出,p值为0.024,B值为4.588,Exp(B)为98.322。说明国家的政策对农户复垦意愿具有非常大的作用。如果国家对受损农户给予补贴,并确保到位,在复垦土地上投入大量的资金、技术,以改善土质、提高土地生产率,并在就业指导方面提供大量的支持和帮助,增加其就业机会,提供增收出路,农户对于土地复垦就越有信心,越愿意复垦[5]。
3 讨论
矿区复垦关系着广大农户的利益。进行矿区复垦需从以下几方面入手:一是加大宣传力度,转变部分农户对复垦存在的认识偏差,加强法规建设,完善矿区土地复垦政策。二是科学合理复垦,加强矿区复垦科学技术攻关创新力度[6],增加科技投入含量。三是实现第一、二、三产业的结合发展[7,8],实现矿区资源地最大利用和开发。四是增宽融资渠道用于进行矿区土地复垦。五是平衡各方关系,实现矿区和谐发展。
摘要：以山西省主要采煤破坏区的67户农户实地调查数据为依据,对影响农户复垦意愿的主要因素进行了Logistic模型分析,结果表明:农户是否支持复垦主要与农户人均收入、国家是否投入复垦资金、技术,能否给予农户补贴等因素有关。
关键词：采煤区复垦,农户意愿,Logistic模型,山西省
参考文献
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[7]张国良,卞正富.矿区土地复垦技术现状与展望[J].煤矿环境保护,1996(4):21-24.
农户融资意愿 篇9
中国农村20世纪70年代末所推行的家庭联产承包责任制, 曾创造了令世界瞩目的农业生产经营绩效。然而近年来, 伴随着工业化、城镇化与农业市场化进程的逐步推进, 家庭联产承包责任制下的小农经济所带来的农地规模小且分散、“小农户”与“大市场”对接难、农产品质量安全问题频发、农村碳排放量逐年递增等问题凸显, 成为严重制约农民增收、农业增效及农村可持续发展的重要瓶颈。作为世界农业发展的一种基本趋势, 家庭农场等形式的农业规模经营通过生产要素的重新组合与优化配置, 在农村系统演进中实现了功能优化, 因而受到各国政府与学术界的高度关注。2013年的中央一号文件也明确指出, 要“坚持依法自愿有偿原则, 引导农村土地承包经营权有序流转, 鼓励和支持承包土地向专业大户、家庭农场、农民合作社流转, 发展多种形式的适度规模经营”。目前, 学者们围绕家庭农场的概念界定、特征、发展的模式和类型、产生机理及未来的发展方向、经营的绩效评价与测度、发展的影响因素及经营规模的确定等方面展开了大量的研究, 以省域或地区为研究范围来开展的研究也开始出现。国际上, 已有大量研究采用案例分析、计量经济分析等方法围绕农地制度与家庭农场发展效率、家庭农场发展的路径、方向及其影响因素、家庭农场的劳动供给与经营决策安排等方面展开。这些研究表明, 以微观视角的研究正引起更多的关注;发展家庭农场等形式的规模经营不仅受农户所处的客观实际与区域宏观政策环境制约, 且与微观主体农户的经营息息相关。
湖北是农业大省, 农业在省域经济中占有十分重要的战略地位。然而, 近年来, 伴随着工业化、城镇化与城乡一体化战略的逐步推进, 湖北大量的农村剩余劳动力不断向城镇转移, 不少农村开始出现“空心化”与“老龄化”, 客观上需要对原有农地的使用权进行重新分配。此外, 湖北农业转型的特征明显, 家庭农场等新型农业经营主体的已开始不断出现, 且发展迅速。据统计, 截止到2012年底, 湖北省仅武汉一市就已有各类示范性家庭农场167家 (1) 。2013年以来, 湖北省政府又不断出台各类促进家庭农场发展的政策措施, 全省各地家庭农场的发展势头就更为强劲。但笔者在调研中发现其发展壮大多受农地规模影响明显;农业生产机械化、现代化与耕地流失、农业生产绩效下降、农地“撂荒”等现象并存。因此, 有必要在湖北加快推行家庭农场等形式的适度规模经营。已有的实践表明, 农户的规模经营意愿是推行家庭农场等形式的规模经营的一项重要前提条件 (鲁莎莎等, 2011) 。鉴于此, 本研究基于农户抽样调查数据, 以劳动生产率为评价标准, 结合微观个体的风险效用理论, 对湖北农户扩大规模、经营家庭农场的意愿及其影响因素进行实证分析。
二、数据来源与研究方法
(一) 数据来源及初步分析
本文的主要分析数据来源于2013年3月至6月间对湖北仙桃、监利、汉川、天门、孝南、大悟等地21个镇97个村的360户农户的抽样调查数据。采取分层随机抽样的方式来选择样本:在每个镇随机挑选4-5个村, 接下来在每个村随机选择4-5户人家作为调查对象。调查以农户自己填写加上调查员对其“一对一访问”的方式进行, 共发放问卷402份, 回收后剔除无效问卷42份, 得有效问卷360份, 问卷的有效率为89.55%。调查内容包括受访农户基本信息、基本生产状况、家庭农场经营意愿、及影响农户扩大规模经营家庭农场意愿或决策的因素等。调查结果显示: (1) 被调查农户农业劳力老龄化现象较普遍, 50岁以上的农户占56.1%, 而40岁以下的青壮年劳力所占比重仅为15.0%。 (2) 户均总人口为5.13人, 户均农业劳力为1.83人。 (3) 户均农地面积为9.1亩, 人均耕地面积为1.77亩。 (4) 2012年人均收入为11 346.27元, 高于同期湖北省农村居民人均纯收入的7 851.7元 (2) 。 (5) 农户就业的多样化趋势明显, 户均非农收入占家庭年总收入的比重为74.69%, 说明农户兼业的现象比较普遍。 (6) 户主的就业类型“以农业为主”、“以建筑业和工业为主”以及“以商业和服务业为主”所占比重分别为61.4%、25.8%和12.5%。 (7) 农地经营面积在5亩以下的超小规模农户所占比重为34.44%, 在15亩以下的小规模农户所占比重竟高达89.17%, 而在20亩上的较大规模的农户仅占5%左右, 这说明农户农地细碎化现象比较严重, 而农地规模化经营严重不足 (见表1) 。 (8) 约有48.6%的农户有扩大现有经营规模经营家庭农场的意愿, 一半以上 (51.4%) 的农户不愿意扩大现有经营规模或者无所谓。
(二) 理论分析框架
农户的经营行为总是在扩大农地经营规模或维持现有规模之间作出最佳决策, 以实现自身经济利益的最大化, 符合“理性的经济人”假设。依生产的规模报酬原理, 农户将扩大农地经营规模直至利润的最大化, 此时农地经营规模达到临界值。其利润函数可以表示如下:
公式 (1) 中, R为农户规模经营利润;Y为影响农户规模经营利润或生产决策的各因素的函数;x1、x2…xn为农户家庭特征、受教育程度、经济状况等方面的因素。
依风险理论, 农户是考虑了风险等不确定性因素, 期望自身利益最优化的理性经济人, 将在是否扩大现有经营规模这一赌局g中作出期望效用最大化的经营决策。若假设农户扩大经营规模的概率为P1, 此时获得的收益R1;不扩大经营规模的概率为P2, 此时兼业所获得的收益为R2, 则其经营行为的期望效用函数可以表示如下:
公式 (2) 中, DL为农户的规模经营意愿, 它是判断函数IF的函数;L为规模经营要素土地。CE是和一定量的财富相等价的确定性等价物, 农户作出是否扩大经营规模决策的效用必须和农户为达到期望效用水平所要求保证的财产水平相等, 即CE=U (R1P1+R2P2) 。EMV为以货币值表示的在赌局g中农户效用的期望值, EMV=U (R1) P1+U (R2) P2。当CE
农户在是否扩大经营规模间决择的依据是自身期望效用的最大化, 而其期望效用又受自身所在地的宏观政策、地理禀赋、个人素质、家庭状况、经济基础等的影响, 所以这些都是影响农户规模经营意愿的因素。鉴于上述分析, 在借鉴前人的研究成果的基础上, 本文选用在微观计量领域应用广泛的Logistic模型对湖北农户规模经营意愿的影响因素进行分析, 从农户个人特征、家庭状况等方面来量化测度影响湖北农户规模经营意愿的主要因素。
(三) 研究方法
Logistic模型适用于因变量为两分变量的情况, 同时自变量可以全部是定性变量、定量变量, 或者是定性与定量变量相结合的情形 (钟太洋, 2005) 。依二元Logistic回归模型的定义, 文中因变量“是否愿意扩大现有经营规模”的取值为:当农户选择愿意时, 赋值为1;否则赋值为0。x1、x2…xn为影响农户规模经营意愿的各个因素, 包括农户个人状况、家庭状况、经济特征、外部因素、是否有过租种或代种他人耕地行为等5类共11个。β0为截距项, β1、β2…βn为各影响因素前的回归系数。经Logit变换后, 概率函数与各影响因子间的线性关系式为:
公式 (3) 中, p为农户愿意进行规模经营的概率;f (p) 为其Logistic回归方程的具体形式, ;各变量的描述具体如表2所示。
三、结果与分析
利用统计分析软件SPSS19.0对以上建立的模型执行二分类数据的Logistic回归, 统计分析结果显示:在1%的显著性水平下, 模型系数的卡方检验显著 (χ2=255.172, P<0.001) , Nagelkerke R2=0.839。说明模型中至少有一个解释变量前的系数不显著为0, 即模型的建立是有效的, 且预测的有效度为92.8%。具体的模型估计和检验结果如表3所示。
(一) 农户个人状况对规模经营意愿的影响
年龄和受教育程度等农户个人状况对其规模经营意愿的影响方向不一致, 且均影响不太显著。其中, 年龄对农户的规模经营意愿的影响为正, 即年龄越大, 由于体力和精力上的原因, 扩大经营规模的意愿就越弱, 但影响不太强烈。 (sig.=0.437>0.05) , 这与目前农业从业人员老龄化、兼业化普遍密不可分。而户主受教育程度对农户的规模经营意愿有反向影响, 即受教育程度越高, 兼业或从事非农产业的机会就越多, 对扩大农业规模经营的期望效用就越低, 因此就越不愿意扩大农业经营规模。鉴于目前湖北省农村人口受教育程度普遍不高, 多集中在初中水平及以下, 故这方面的影响不太明显。
(二) 农户家庭状况对规模经营意愿的影响
农户的规模经营意愿受农业劳力数、家庭总人口等农户家庭状况因素的正向影响, 但都影响都不太显著;且与家庭总人口 (sig.=0.666) 这一变量相比, 农业劳力 (sig.=0.182) 这一变量对规模经营意愿的影响要更为强烈。这主要是因为, 农业是一个以家庭经营为主的行业, 对传统上意义上的农业来说, 农户的家庭状况对其经营的规模有比较重要的正面影响———“人多好种田”。但受目前农业生产机械化、现代化以及农业生产雇工现象普遍化的影响, 家庭农业劳力的多少、家庭总人口的多少对农户经营规模的影响正在弱化。同时, 由于农村剩余劳动力的不断向城镇转移, 家庭总人口中实际留下来从事农业的劳力并不多, 所以农业劳力的对规模经营意愿的影响则要更为直接。
(三) 农户经济特征对规模经营意愿的影响
户主目前所从事的职业、非农收入占家庭收入的比重等农户经济特征对农户的规模经营意愿均有着显著的反向影响。其中, 户主目前所从事的职业在5%的水平下影响显著 (sig.=0.033<0.05) , 农户家庭非农收入所占比重在1%的水平下影响显著 (sig.=0.000<0.01) 。这主要是因为, 农地规模经营意愿不仅要受所从事农业与非农产业的所获得的比较收益的影响, 还要受到农户扩大经营面积所面临的各种风险大小的影响。农户作为理性的经济人, 多为风险厌恶型, 必将在扩大农地经营规模所带来的较大的自然风险、市场风险、技术风险所获得的效用期望值与从事风险相对较小的非农产业所能够获得的效用期望值之间进行理性抉择。所以农户目前从事的职业若为非农产业, 其非农收入占家庭收入的比重越大, 其扩大农地经营规模的风险就越大, 效用的期望值就越低, 农户因此就越不愿意扩大农地经营规模。
(四) 农地的资源禀赋对规模经营意愿的影响
家庭承包地总面积对农户扩大经营规模的意愿有显著的正影响, 且在1%的水平上统计显著 (sig.=0.004<0.01) 。在湖北省目前农地细碎分散的大背景下, 农户在维持单位面积劳动的投入不变的情况下, 为获得较高的收益, 只有扩大经营规模, 这一点在农地资源匮乏的湖北省表现得尤为明显, 这符合生产理论中的规模经济理论。同时, 在5%的显著性水平下, 达到一定规模土地流转的难易程度对农户扩大经营规模的意愿有显著的反向影响 (sig.=0.0.031<0.05) 。这是因为, 要提高农业的比较收益, 就必须走适度规模化、专业化、标准化的现在农业之路, 而流转达到一定规模的土地, 并在一段相对较长的时间内稳定下来农地的经营权是这一切的先决条件。所以, 达到一定规模土地的流转越难, 农户的规模经营意愿就会越弱。
(五) 其他因素对农户规模经营意愿的影响
除了上述因素外, 农户是否发生过租种或代种他人耕地的行为, 以及农户是否接受过专业培训等其他因素, 对农户的规模经营意愿也有影响。其中, 农户是否发生过租种或代种他人耕地的行为对农户扩大经营规模的意愿有显著的正向影响 (sig.=0.000<0.01) 。一般而言, 有过租种或代种他人耕地的农户, 其家庭农业劳力较充裕, 农业经营的单位面积效益较高, 而原有的农地规模太小, 或者流转到一定规模的土地相对比较容易, 所以较愿意扩大现有的经营规模, 以获得较高的规模经营效益 (林善浪, 2005) 。农户是否接受过专业培训对农户的规模经营意愿有正向的影响, 但在5%的显著性水平下, 影响并不显著。这是因为, 技术是农业生产的重要投入要素之一, 接受专业的农业技术培训能提升农民的从业技能、经验和信心, 进而促进农业规模经营效益的提升。但现实中, 湖北省农民大多很少接受专业的农技培训, 即使接受了, 培训的效果也因农民自身素质等原因大打折扣, 故虽然接受过专业培训的农户更具备扩大经营规模的潜力和意愿, 但二者之间并无很强的联系。
四、总结
(一) 发展家庭农场等形式的农业适度规模经营是促进农民增收、农业增效以及农村可持续发展的重要途径。目前湖北的农村正处在转型与发展的关键阶段, 推进家庭农场等形式的农地适度规模经营是大势所趋, 势在必行。基于仙桃、监利、汉川、天门、孝南、大悟等地21个乡镇97村的360户农户的问卷调查结果表明:约有48.6%的农户有扩大现有的农地经营规模, 经营家庭农场的意愿, 一半以上 (51.4%) 的农户不愿意扩大现有的农地经营规模或无所谓。
(二) 基于规模报酬原理与风险期望效用理论构建的二元Logistic模型, 从农户的个人状况、家庭状况、经济特征、农地的资源禀赋、其他因素等方面探寻影响湖北农户扩大规模, 经营家庭农场意愿的影响因素。研究发现农户的个人状况、家庭状况对其规模经营意愿影响不明显;而户主目前从事的行业越偏向非农产业、非农收入占家庭收入的比重越大、农地资源越匮乏, 即流转到一定规模的土地越难, 农户扩大规模, 经营家庭农场的意愿就越弱;家庭所拥有的承包地面积越大, 农户扩大现有经营规模的意愿就越强;发生过农地租种或代种行为的农户, 其扩大农地经营规模, 开展家庭农场经营的意愿更为强烈;而加强对农户的专业技术培训, 有助于推进家庭农场等形式的农地规模经营。