惠農新政對糧食主產區農戶農業投資行為的影響分析——基于湖北省670農戶的調查

汪厚安，葉 慧

（1.華中農業大學 經濟管理學院，武漢 430074；2中南民族大學 公共管理學院，武漢430073）

0 引言

黨的十六大召開以來，我國實施城鄉統籌發展的戰略和“工業反哺農業、城市支持農村”的方針，出臺了一系列支農惠農政策，如取消農業稅、實施糧食直接收入補貼、實施農機具購置和更新補貼、進行農業綜合開發等。惠農新政的受益對象重點在種植糧食作物的農民，實施區域重點在糧食主產區。其政策實施在于促使糧農擴大生產規模，提高主產區糧食產量，從而保障國家糧食安全。那么惠農新政能否刺激糧農農業投資需求，從而擴大生產以增加糧食產出呢？在對我國的實證分析中，惠農政策對農戶私人投資影響的微觀研究并不多見，但現有的研究還是肯定了公共政策對農戶農業投資的積極影響。

現有的研究均表明政府的公共政策對我國農業微觀經營主體——農戶投資行為具有一定影響，且表現出一定的地區差異[1]。但是文獻資料對當前惠農政策對農戶投資行為的研究還不充分，尤其是糧食主產區的農戶投資行為。為研究惠農新政對糧食主產區農戶農業投資行為的影響情況，本文以我國13個糧食主產區之一的湖北省為例，選取保康縣、谷城縣、老河口市、南漳縣、襄陽區、宜城市和棗陽市①谷城縣、老河口市、南漳縣、襄陽區、宜城市和棗陽市均為國家糧食局認定的糧食主產縣，其中棗陽市是2008年全國糧食生產先進標兵縣（市）。，采集2006年7縣670戶農戶數據，構建Tobit模型對影響糧食主產區農戶農業投資的因素進行實證分析，冀期尋找到能夠提高糧食主產區農戶農業投資水平，從而增加糧食產出以保障國家糧食安全的公共政策路徑。

1 理論框架

1.1 惠農政策對農戶農業投資行為影響的理論依據

農業投資包括公共投資和農戶私人投資。在有關的經濟理論文獻中，農業公共投資一般被界定為由政府在農業領域進行投資形成資本的活動。黨的十六大召開以來，我國實施積極的財政支農政策，相繼出臺了一系列惠農政策，加大了農業公共投資力度。從糧食主產區的政策實踐來看，涉及農業公共投資的惠農新政包括兩方面內容：一是從總量上保證財政支農投入的增量要繼續高于上年，國家固定資產投資用于農村的增量要繼續高于上年，土地出讓收入用于農村建設的增量要繼續高于上年。二是從結構上采取直接和間接的方法大力支持農業生產。一方面直接投資農業基礎設施，加大農業綜合開發力度，解決農民生產中的實際問題；另一方面對糧農進行多項補貼，如糧食直接收入補貼、良種補貼、農機具補貼等，從而刺激農民農業投資需求，政策間接投資農業生產。

農戶私人投資可以定義為在各種社會經濟信號的影響下，作為行為主體的農民所表現出的農業投資反映[1]。農業投資分為短期投資與長期投資，短期投資指用于簡單再生產的種子、飼料、用電量及化肥、農藥、農用地膜等日常生產支出。長期投資通常指農戶購買生產性固定資產的現金支出。一般認為，農戶農業投資是農戶對農業的長期投資[1]-[2]。因此，本文的農戶農業投資主要指農戶對農業生產性固定資產的投資，其中農業生產性固定資產指農戶家庭在農業生產經營過程中可長期使用、并且在使用過程中保持特有的實物形態的主要勞動資料。其中主要包括役畜、大中型鐵木農具、農林牧漁機械、工業機械、運輸機械、生產用房以及其他生產用固定資產②根據國家統計局農調隊界定。

惠農政策對農戶私人投資影響的研究，根據現有國外公共投資與私人投資關系的研究成果[5]，一般認為農戶利用擁擠性公共資本進行生產，公共投資對農戶私人投資的作用取決于公共投資的產出擴張效應、擁擠擴張效應和擠出效應三種效應的綜合作用，不同的生產函數將產生不同的結果。在發展中國家，農業公共資本稀缺是普遍現象，公共資本的規模可能遠未達到邊際報酬迅速遞減的水平，而且人均私人資本也處于較低水平，公共資本與私人資本具有互補關系，擁擠擴張效應相對較高。因為公共資本邊際報酬遞減效應不足以抵消公共資本的產出效應和擁擠擴張效應，公共投資將刺激農戶私人資本擴張。從我國的實踐來看（見表1），2004年以來我國主要惠農政策的中央財政支出持續增長，而農戶農業生產性固定資產原值同時也在不斷增加。惠農政策對刺激農戶農業投資需求應該具有一定積極作用。

表1 主要惠農政策的中央財政支出與農戶農業投資水平 單位：億元、元/戶

1.2 影響農戶農業投資行為的因素假定

影響農戶農業投資行為的因素涉及政策、市場和農戶家庭等多方面情況，因此分析惠農政策對農戶投資行為的影響，需要綜合考慮其他方面因素的影響，根據文獻和理論分析，這里選擇如下因素進行分析。

1.2.1 惠農政策的因素假定

為進一步分析惠農政策對糧農農業投資行為的作用方向及影響程度，根據調查資料，這里選擇糧食直接收入補貼、良種補貼、農機具購置和更新補貼、農田水利設施投資、開展農村勞動力轉移培訓③2002年以來農村勞動力轉移培訓被納入惠農政策，目的是推動農村剩余勞動力轉移，常被稱為“陽光工程”。五種惠農政策進行分析。（1）合理假定糧食補貼政策對農戶農業投資行為會產生影響，按實際種植面積進行補貼的糧食直接收入補貼和良種補貼會促使農戶增加糧食種植面積，經營規模擴大就有可能增加對農業生產性固定資產的需求。（2）假定農機具補貼政策會提高農戶購置和更新大型農機具的積極性，從而增加農戶農業投資規模。（3）農田水利設施建設作為農業綜合開發項目的重要內容，能夠優化農田灌溉設施，提高灌溉效率，這里假定農田水利設施建設會促使農戶擴大投資以便更有效地利用水利設施。（4）進行農村勞動力轉移培訓的“陽光工程”主要是加快農村剩余勞動力轉移，如家政培訓，假定該項培訓會降低農戶農業投資需求。對這些假定，將在后文進行實證檢驗。

1.2.2 農戶家庭稟賦特征的因素假定

根據現有的研究文獻，部分學者提出一些人口社會學特征因素，如受教育程度、性別和年齡，可能會對農戶投資行為有一定影響[1]-[4],[6]。根據調查資料，這里選擇家庭勞動力數量、年齡、性別、受教育程度，以及勞動力非農化程度來進行分析。（1）農戶家庭勞動力數量是反映農業人力資源的量的因素。一般而言，勞動力數量越多，農戶越有能力增加投資，擴大經營規模；（2）勞動力年齡和學歷是反映農業人力資源的質的因素，中青年勞動力、高學歷勞動力的農業投資欲望可能更大；（3）就業人口中非農勞動力的比例反映家庭勞動力配置狀況，它受各產業比較效益影響。一般而言，該比例越高，反映農戶從事非農產業的積極性越高，則農業投資就越少；（4）農業勞動力的性別結構也是影響農戶農業投資的一個因素。理論上，男性勞動力比女性在農業投資決策上更有欲望，也更為果斷。對這些因素的辨識，將在后文進行實證檢驗。

1.2.3 農戶財富稟賦及信貸能力的因素假定

在影響農戶投資行為的諸多因素中，毫無疑問，農戶財富稟賦和信貸能力是最直接和主要的因素。（1）在糧食主產區，農戶擁有的耕地面積是其農業經營規模的重要標志，耕地越多，農戶進行農業生產性投資的動機可能越強；（2）農戶上一年農業生產性固定資產原值也能反映農戶農業經營規模，上一年投資越多，固定資產存量越高，農戶本年度可能會減少投資，但也可能基于規模效應而追加投資，因此這一變量對農戶農業投資的影響需要得到檢驗；（3）農戶上一年銀行存款反映農戶農業投資能力大小，理論上，存款越多，農戶農業投資能力越強；（4）農戶當年重大的消費支出也會影響農戶投資行為，如住房、教育和醫療支出，這些替代品支出越多，農戶農業投資金額會越少；（5）農戶的信貸行為和信貸渠道是農戶農業投資資金的主要來源之一，農戶信貸能力越強，渠道越多，其借貸資金越多，進行農業投資的可能性就會越大。對以上因素的辨識，將在后文進行實證檢驗。

2 實證模型及分析結果

2.1 模型選擇

本文使用的資料來源于筆者2007年7月對湖北省7縣市的抽樣調查，包括保康縣、谷城縣、老河口市、南漳縣、襄陽區、宜城市和棗陽市。每個縣市調查10個村，共收集70個村780戶農戶資料，剔除信息不全的樣本，有效樣本量為670戶，樣本數據是個截面數據(Cross Section Data)。為了分析惠農政策對農戶農業投資行為的影響，進一步明確其作用方向及影響程度，本文從微觀角度建立農戶農業投資行為的計量經濟模型。由于每個農戶的農業投資變量均有可能等于零，這樣我們就面臨著樣本選擇偏誤的問題。也就是說，當我們研究農戶農業投資行為時，如果所有農戶均進行了投資，那么用最小二乘法OLS就能夠直接估計回歸方程。而當只有一部分農戶投資的時候，普通的回歸模型就不再適用，在這種截斷數據的情況下，Tobit模型是有效的計量經濟模型，模型定義如下：

(1)式中，Y*為原始被解釋變量，Y表示農戶農業生產性固定資產投資額，且 Y*=Xβ+ε，ε～N(0,σ2)，X 為各種影響農戶農業投資的因素。由定義可知，當Y*＞0時，Y=Y*，當Y*≤0時，觀察到的農戶農業投資金額為0。由此可用最大似然法對參數β進行估計。Tobit待估模型具體形式如下，其中模型變量賦值及其描述性統計結果如表2所述。

根據表2，得到以下描述性統計分析結果：

從農業生產性固定資產投資來看，樣本戶農業生產性固定資產價值高于全國平均水平。2006年樣本戶進行農業生產性固定資產投資為326.44元，全國為272.75元⑤來源于《中國農業發展報告2007》。，反映糧食主產區農戶農業生產性投資速度顯著高于全國平均水平。

從農戶家庭稟賦特征來看，一是樣本戶勞動力比重較大。據統計，農戶家庭常住人口4人，就業人口約為3人，戶均勞動力比重為75%；二是樣本戶就業人口以中青年為主，且文化程度較低。16～50歲中青年勞動力占常住人口比例有58.77%，高中以上勞動力比例僅為11.44%；三是非農產業是農戶收入的主要來源之一，非農勞動力比例約為33.92%，而農業勞動力逐漸以女性為主，男性比例僅為40.23%。

表2 模型變量與統計描述

從農戶財富稟賦及信貸能力來看，一是樣本戶經營耕地面積低于全國平均水平，戶均僅為6.9畝，而全國達到8.67畝⑥來源于《中國統計年鑒2007》。，反映中部農耕制度仍然以小規模土地精耕細作為主；二是樣本戶上一年農業生產性固定資產原值顯著低于全國水平，但略高于湖北省平均水平。樣本戶平均為3631.31元，全國為5452.21元，湖北省僅為3183.41元⑦；三是樣本戶上一年銀行存款金額為11236.9元，人均約為是2809元，遠低于同期全國城鄉人均12293元的水平；四是樣本戶住房、教育和醫療支出占當年總支出的比例比較合理，均在4%～7%之間，和全國大致相當；五是已有相當數量的農戶存在借貸行為，約占樣本戶的27%，但向銀行或信用社信貸的比例很少，97.85%的貸款金額仍然依靠向親戚朋友等的民間借貸方式。

從惠農政策實施來看，59%的樣本戶獲得過糧食直接補貼（含良種補貼），3%的農戶獲得過良種補貼，0.6%的農戶獲得過購置和更新大型農機具補貼。49.32%的耕地得到了灌溉，19%的勞動力參加過“陽光工程”。

2.2 實證結果及經濟分析

根據表3回歸結果，模型擬合優度為53.57，通過似然比顯著性檢驗，回歸方程有效。回歸系數的經濟含義及其顯著性檢驗結果如下所述：

（1）家庭稟賦變量中勞動力受教育程度對農戶農業投資行為具有顯著影響，當高中以上勞動力比例增加時，農戶農業生產性固定資產投資金額會相應增加。而家庭勞動力數量、勞動力年齡結構、勞動力非農化程度及勞動力性別則均無影響，不符合假定，但符合劉榮茂，馬林靖(2006)的研究結論[6]。

（2）家庭財產和信貸能力變量中耕地面積對農戶農業投資行為具有顯著正影響，上一年農業生產性固定資產原值和上一年家庭銀行存款無顯著影響。當耕地面積增加時，農戶農業投資金額會相應增加，由此可見，農業經營規模對農業投資具有一定影響。此外，替代性商品消費對農戶農業投資行為影響不大。住房、教育和醫療消費支出變動均對農戶投資行為無顯著影響。究其原因，可能是因為住房、教育和醫療品不是經常性消費支出，對于這些非一般性支出，農戶會根據家庭具體情況采取儲蓄等方式預先積累資金，然后在整個生命周期內平滑掉。最后，是否有信貸行為對農戶農業投資行為影響不大，但信貸渠道對農戶農業投資行為具有顯著影響，這不符合劉榮茂，馬林靖(2006)的研究結論[6]，但與劉承芳、張林秀和樊勝根(2002)的結論一致[1]。向銀行或信用社信貸比例增加時，農戶農業生產性固定資產投資金額會相應增加，而劉承芳等(2002)以向他人借入款占全年借貸款比例為信貸變量進行分析，發現向他人信貸比例越高，農戶農業投資金額越大。這些結論都證明信貸渠道的增加、信貸能力的增強都有益于農戶擴大農業生產投資。

表3 回歸結果

（3）惠農政策對農戶農業投資行為具有一定影響。(1)農業補貼政策中糧食直接收入補貼、農機具購置和更新補貼對農戶農業投資行為具有一定積極影響。在控制其他變量條件下，將一個沒有獲得糧食直接補貼的農戶換成一個獲得糧食直補的農戶，其農業生產性固定資產投資金額會增加，而將一個沒有獲得農機具補貼的農戶換成一個獲得補貼的農戶，其農業投資金額也會增加。然而，是否獲得良種補貼對農戶投資行為影響不大。(2)農田水利設施建設對農戶農業投資行為影響顯著，當農田灌溉比例增加時，農戶農業投資金額會相應增加。(3)農村勞動力轉移培訓對農戶農業投資影響不顯著，反映在剩余勞動力較多的糧食主產區，“陽光工程”的實施對農戶農業投資行為影響不大。

（4）從各因素對農戶農業投資行為影響程度的大小來看，高中以上勞動力比例、家庭經營耕地面積、向銀行或信用社信貸比例、是否獲得糧食直接補貼、是否獲得農機具補貼和灌溉比例的影響非常顯著。根據McDonald和Moffitt(1980)的研究[7]，Tobit模型的偏回歸系數并非相應變量對農戶農業投資量的邊際影響，各解釋變量的邊際效應等于偏回歸系數與農戶農業投資概率的乘積。根據表3，各因素對農戶農業生產性固定資產投資的邊際效應為，高中以上勞動力增加1%，農戶投資將增加14元；家庭經營耕地面積增加1畝，農戶投資將增加31元；向銀行或信用社信貸比例增加1%，農戶投資將增加7元；比較沒有獲得糧食直接補貼的農戶，獲得補貼的農戶，其農業投資將增加558元；比較沒有獲得農機具補貼的農戶，獲得補貼的農戶，其農業投資將增加1120元；灌溉比例增加1%，農戶投資將增加6元。由此可見農戶稟賦特征、家庭財富和信貸能力、惠農政策的確是影響中部糧食主產區農戶農業投資行為的重要因素。

3 結論與啟示

結合現階段糧食主產區惠農政策的實施情況，本文構建了農戶農業投資行為實證模型，考察惠農新政對湖北省7縣670個農戶農業投資行為的影響。研究發現，惠農政策對農戶農業投資行為具有一定積極影響。對糧農提供糧食直接收入補貼、進行農機具購置和更新補貼、增加農田水利設施建設投資都會增加農戶私人投資。而良種補貼、農村勞動力轉移培訓對農戶農業投資行為均無顯著影響。此外，家庭稟賦特征變量中的勞動力受教育程度、家庭財產和信貸能力變量中的耕地面積以及向銀行或信用社信貸比例，均對農戶農業投資行為具有正影響。

通過上述分析，可以看出糧食主產區農戶農業投資行為受到多重因素的影響，要充分利用有利因素、克服不利因素的影響，僅僅依靠農戶的力量是不夠的，需要國家的大力支持。特別在我國這樣一個農業大國，國家要繼續增加糧食直接收入補貼力度，提高農戶農業生產積極性；加大農機具購置和更新補貼力度，加快農戶農業生產現代化轉變；加強農田水利設施建設，改善農戶農業生產條件；加大農村教育投資力度，提高農戶文化水平；建立健全農田保護與流轉機制，引導農戶投資行為走向規范化；加快農村金融體制改革，增強農戶農業投資的信貸能力，等等。通過惠農新政的實施，為農戶農業投資創建一個良好的制度環境。

[1]劉承芳,張林秀,樊勝根.農戶農業生產性投資影響因素研究——對江蘇省6個縣市的實證分析[J].中國農村觀察,2002,(4).

[2]楊美麗,周應恒,王圖展.農村公共事業發展對農戶農業生產性投資的影響——基于地區面板數據的實證分析[J].財貿研究,2007,(3).

[3]郭敏,屈艷芳.農戶投資行為實證研究[J].經濟研究，2002,(6).

[4]陳銘恩,溫思美.我國農戶農業投資行為的再研究[J].農業技術經濟,2004,(2).

[5]張中華,謝升峰.西方公共投資效應理論綜述[J].經濟學動態,2002,(7).

[6]劉榮茂,馬林靖.農戶農業生產性投資行為的影響因素分析——以南京市5縣區為例的實證研究[J].農業經濟問題,2006,(12).

[7]McDonald.J.F,Moffitt.R.A.The Uses of Tobit Analysis[J].Review of Economics and Statistics,1980,(62).

④根據《中國統計年鑒2007》資料，全國2006年農村居民家庭生產性固定資產原值為戶均5452.21元，2005年為5179.46元。