基于SEM模型的農地規模經營意愿影響因素研究*
——以江漢平原潛江市為例

聶 艷，向 萌，馬澤玥，宋尚峰

(華中師范大學湖北經濟與社會發展研究院/城市與環境科學學院，湖北武漢 430079)

0 引言

農地流轉被認為是解決耕地撂荒及細碎化問題的一個有效措施，而農地規模經營則是提高農業技術效率的一個重要手段[1-4]。國外學者對農業規模經營的研究起步較早，最開始集中在生產要素的優化配置上，在農地適度規模經營模式選擇上也有較多探索，隨著農業經濟學和農業生產函數的興起，許多學者開始研究“適宜度”和農業經營規模和生產技術效率的耦合關系，研究證明了農地規模經營與農業技術效率存在正相關關系[5-7]。近幾年來我國農地流轉市場迅猛發展。數據顯示， 1996年全國耕地流轉僅有2.6%，到2010年流轉比例增加到14.7%； 截止2016年底，耕地流轉面積占到35.0%。作為農業大省和產糧大省的湖北， 2016年底耕地流轉面積達108.87萬hm2，其中適度規模經營面積超過60萬hm2，新型農業經營主體超過16.4萬個。但農地規模經營的影響因素錯綜復雜，許多學者通過普通農戶角度研究發現農戶經營行為受文化素質、地理位置、政策支持、農產品類型和價格、市場環境等眾多因素影響[8-10]； 從農業經營主體切入分析的黃延廷發現，家庭農場經營情況受農地產權、農地流轉情況、科技水平、文化程度等方面影響[11]； 有研究對比分析傳統農業大省(湖北、安徽、黑龍江、山東)與經濟發達地區(浙江、福建)的農地規模經營情況，發現制約因素主要包括農業基礎條件、經濟水平、科學技術、社會化服務組織健全程度以及政策是否完善等，發展程度不同的地區具有不同水平的農地規模經營條件[7-13]； 然而在集約化農區，農地規模經營影響因素范式提煉進而直接指導制定農地規模經營策略方面還有待深入研究。基于此，文章結合現有研究成果和田野調查數據，借助SEM建立農地規模經營意愿影響因素模型來分析農地規模經營的主要制約因素及貢獻率，為新時代下農地規模經營健康發展和鄉村振興戰略實施提供決策參考。

1 研究區概況

潛江市，湖北省省管縣級市，地處江漢平原的腹地，漢江貫穿其北部。潛江以平原為主，地形起伏很小，海拔介于26～31m之間； 境內河網密布，土壤肥沃，耕地產量高。現轄7個辦事處、10個鎮、6個管理區(農場)、1個省級經濟開發區(圖1)，土地總面積1 993.14hm2，截止2018年底耕地面積1 223.76hm2，占比達61.40%。

潛江市圍繞蝦/稻主導產業，積極引導土地承包經營權有序流轉，截止2017年12月底，農戶家庭承包土地面積4.66萬hm2，承包農戶達13.49萬戶，土地流轉率達50.3%，其中龍頭企業、合作社等新型農業經營主體流轉土地1.24萬hm2，農戶互換土地經營0.64萬hm2，遠超全國平均水平； 但從實際調查來看，存在農戶的經營規模較小且農地分割情況比較明顯等問題。

圖1 研究區位置示意圖

2 數據來源、變量選擇和模型設定

2.1 數據來源

2017年5—7月課題組前往潛江市開展田野調查，調查對象包括政府部門、普通農戶、各類農業經營主體(家庭農場/專業大戶、農業專業合作社、龍頭企業)、專業研究者，從多個視角診斷農地規模經營意愿的影響因素； 調查區域為潛江市竹根灘鎮、熊口鎮、后湖管理區的彭州村、沙子街村、慶豐村等16個自然村和關廟分場、前湖分場、流塘分場、天新分場4個農場。采用隨機選取及典型調查相結合的方式，以問卷調查為主，訪談為輔的形式來開展樣本數據采集。該次調查問卷內容涉及農戶家庭基本信息、農地流轉情況、農業生產條件、農業貸款和保險、消費性資產、農戶鄉土情結等情況； 共發放問卷190份，回收有效問卷176份，有效率為92.63%。

2.2 結構方程模型

結構方程模型(SEM)最早由瑞典科學家提出，它是一種融合了因子分析和路徑分析兩種統計技術的多元線性回歸模型的拓展模型，它可以對模型中的潛在變量、觀測變量等的交互關系進行檢驗和定量分析[14， 15]。SEM包括結構模型和測量模型兩個基本模型。

測量模型通常表示為：

x=Λxξ+δ

(1)

y=Λyη+ε

(2)

式(1)、(2)中，ξ表示外生潛變量，η表示內生潛變量，x、y分別表示ξ、η的影響觀測變量，Λx、Λy分別表示潛在變量與其觀測變量的因子荷載系數矩陣，δ、ε為殘差矩陣。

結構模型由一組線性結構方程式構成，不僅顯示潛在變量之間的因果關系，也能解釋說明因果效應以及未能解釋的變化，結構模型通常表示為：

η=Βη+Γξ+ζ

(3)

式(3)中，ξ表示外生潛變量矩陣，η為內生潛變量矩陣，B、Γ分別表示內生和外生潛變量間的路徑系數矩陣，ζ為測量誤差。

2.3 變量選擇與量表設計

一般情況下，有規模經營意愿的農戶首先要進行農地流轉，農戶參與農地流轉市場和規模經營意愿可能同時決定，理論上存在內生性問題。該文借助SEM探討規模經營意愿影響因素時，將是否愿意流轉農地和是否愿意擴大農地規模經營作為兩種可選結果，共同影響農地規模經營意愿，因此沒有對農地流轉參與行為進行Probit模型回歸檢驗并引入租入農地概率等土地流轉概率變量。制度變遷理論指出，認知決定個體行為并影響個體間的協調關系； 農戶作為認知主體，對農地規模經營意愿產生直接影響，同時生產經營條件、社會經濟、人文政策等外部環境都會對農戶認知產生影響。因此該文提出如下假說，農地生產經營、農業資源稟賦、農地流轉束縛、農業環境特征、農戶行為認知是顯著影響農戶的農地規模經營意愿認知，即5個潛在變量； 新技術新用具運用等19個指標直接影響農地生產經營等5個方面，是否愿意流轉農地和是否愿意擴大農地規模經營作為2種可選結果，共同組成21個觀測變量； 以此假說為基礎構建集約化農區農地規模經營意愿影響因素的結構方程模型(表1)。結合前人研究成果和實驗區問卷預調查的結果[8-13]，設計了農地規模經營流轉意愿的21個題目，借鑒李克特5點量表，根據實驗區的具體數據，確定各觀測變量的指標取值(表1)。

表1 農地規模經營流轉意愿的潛在變量中觀察變量及其賦值情況

潛在變量觀察變量賦值情況農地生產經營變量ξ1X1新技術新用具運用太少=1; 較少=2; 適中=3; 較多=4; 多=5X2技術培訓太少=1; 較少=2; 適中=3; 較多=4; 多=5X3生產經營組織程度純農型=1; 農為主型=2; 非農為主型=3; 非農型=4X4投入回報率非常小=1; 小=2; 一般=3; 大=4; 非常大=5X5產品銷售渠道自售=1; 收購商銷售=2; 集體統一銷售=3; 農業合作組織銷售=4; 網絡銷售=5農業資源稟賦變量ξ2X6距城鎮距離很遠=1; 遠=2; 一般=3; 近=4; 很近=5X7交通通達度很不便利=1; 不便利=2; 一般=3; 方便=4; 很方便=5X8農村公路級別鄉村小路=1; 鄉鎮小路=2; 縣道=3; 省道=4; 國道=5農地流轉約束變量ξ3X9生產經營面積太小=1; 較小=2; 適中=3; 較大=4; 大=5X10地塊數量太多=1; 較多=2; 適中=3; 較少=4; 少=5X11流轉租金非常低=1; 低=2; 一般=3; 高=4; 非常高=5農業環境特征變量ξ4X12貸款難易度非常不容易=1; 不容易=2; 一般=3; 容易=4; 非常容易=5X13農業基礎設施非常差=1; 差=2; 適中=3; 好=4; 非常好=5X14醫療保險保障非常差=1; 差=2; 適中=3; 好=4; 非常好=5X15農業生產環境非常差=1; 差=2; 適中=3; 好=4; 非常好=5農戶行為認知變量ξ5X16農地規模經營滿意度非常不滿意=1; 不滿意=2; 一般=3; 滿意=4; 很滿意=5X17農地經營風險認知非常小=1; 小=2; 一般=3; 大=4; 非常大=5X18農業土地政策了解沒有聽說=1; 聽過不了解=2; 聽過=3,了解=4; 非常了解=5X19社會地位認知非常低=1; 低=2; 一般=3; 高=4; 非常高=5Y1農戶是否愿意農地規模經營不愿意=0; 愿意=1Y2是否有農地流轉的意愿不愿意=0; 愿意=1

2.4 模型設定

該文目的在于分析哪些是影響農地規模經營意愿的關鍵因素，由于不同調查區域對象存在規模戶和不是規模戶兩種二分類變量，變量取值為0和1，因此選擇Tobit回歸模型，模型具體設定為：

PS*=α0+αPMPM+αRERE+αCRCR+αECEC+αBCBC+ε

(4)

(5)

式(4)、(5)中，PS*為觀測不到的變量，PS為被解釋變量，PM、RE、CR、EC和BC分別代表農地生產經營、農業資源稟賦、農地流轉束縛、農業環境特征、農戶行為認知5個解釋變量，α0為常數項，αPM、αRE、αCR、αEC和αBC為各變量對應的估計系數，ε為殘差項。

3 結果分析與討論

3.1 樣本檢驗

3.1.1 樣本信度檢驗

信度(可靠性)檢驗主要考察各變量內容的信度以及穩定性。借助SPSS，對回收有效問卷的21個觀測變量進行Cronbach′s apalpha(α)檢驗，結果顯示Cronbach′s apalpha(α)和基于標準化項的Cronbach′s apalpha(α)分別為0.907和0.916，均大于0.9，屬于信度非常高的狀態； 5個潛在變量中農業環境特征的Cronbach′s apalpha(α)最低，為0.849(大于0.7)，屬于信度高的級別； 表明樣本數據信度高，可進行結構方程模型分析。

3.1.2 樣本效度檢驗

主要檢驗假設的具體觀測變量是否具有效度。首先對樣本數據進行KMO測度和Bartlett檢測，以檢測數據是否適用因子分析方法，結果表明總體KMO值為0.881， 5個潛在變量中農地流轉約束KMO值最低，為0.736，均大于0.7，表明變量之間的相關性能被其他變量解釋； Bartlett球形度檢測的F值均為0.000，拒絕零假設，表明數據來自正態分布總體； 檢驗結果表明樣本數據適合進行因子分析。為進一步明確潛在變量和觀測變量之間的假設關系，通過對樣本數據的因子進行主成分提取，前5個因子累計方差貢獻率達到75.124%，且特征值均大于1； 對5個主成份進行因子荷載分析得到旋轉后的因子荷載陣，結果顯示每個因子所包含的指標問題都落在問卷中的5個維度的自變量中，表明農地規模經營影響因素關聯量表的因子結構合理。

3.1.3 樣本穩健性檢驗

出于對檢驗結果穩健性的考慮，采用STATA對樣本數據進行Tobit模型估計，得到各變量的回歸系數和穩健標準誤。結果顯示判定系數(P seudo R2)為0.280，似然比檢驗的卡方值(LR chi2)為40.92，顯著性檢驗值為0.01，說明模型整體穩健。在影響農地規模經營意愿的因素中，新技術運用、交通通達度、生產經營面積和投入回報率在1%水平上顯著，其他指標均在5%水平顯著； 同時地塊數量、流轉租金變量的系數為負，表明農地地塊數量越多、土地租金越高，不利于農地規模經營，與理論預期一致，其他指標的系數為正，表明它們能夠助推農地流轉和規模經營，促進規模經營穩健發展，這些結論與經驗相符。

3.2 SEM模型識別與擬合

搭建測量模型和結構模型后，需要對SEM模型進行識別，常用t法則來判斷模型整體識別性，SEM可識別的必要條件是：t≤(m+n)(m+n+1)/2，其中，m+n為總觀測變量，t為自由估計參數個數。文中農地規模經營意愿影響因素的結構方程模型中，共有5個潛在變量， 19個外生觀測變量和2個內生觀測變量， 56個估計參數，即56≤(19+2)(19+2+1)/2=231，標準自由度df=175，故該結構模型是過度識別，可被接受。

采用最大似然估計法對結構方程模型進行參數估計。借助AMOS17.0，將樣本數據帶入模型計算得到的結果見表2。從各擬合指標的具體結果來看，均滿足閾值條件，表明該文構建的結構模型適配良好，具有較強的解釋能力，整體上可被接受。

表2 SEM擬合評價結果

指標類型絕對擬合指標增值擬合指標簡約擬合指標χ2/dfGFIRMRRMSEANFICFIIFIPGFIPNFI評價標準<3>0.9<0.08<0.08>0.9>0.9>0.9>0.5>0.5擬合結果1.3780.8910.0460.0420.9080.9730.9730.6750.811擬合評價符合良好良好 說明:χ2/df為卡方自由度比;GFI為擬合優度指數;RMR為殘差均方根;RMSEA為近似誤差均方根;AGIF為調整擬合優度指數;NFI為規范擬合指數;CFI為比較擬合指數;IFI為遞增擬合指數;PGFI為簡效良性擬合指數;PNFI為簡效規范擬合指數

3.3 SEM模型驗證

SEM的標準化路徑系數是對結構方程模型中的假設路徑進行驗證，再結合標準誤差值(S.E.)、臨界比值(C.R.)、假設檢驗值(P)來判斷SEM模型的假設是否達到統計意義上的顯著性，以此來判斷是否支持提出的假設(表3)。

表3 結構方程模型的路徑系數與假說檢驗

編號變量路徑估計值S.E.C.R.標準化路徑系數P值驗證結果H1農地規模經營意愿—農業生產經營0.1670.0374.5270.3310.01支持H2農地規模經營意愿—農業資源稟賦0.1230.0343.5830.2380.01支持H3農地規模經營意愿—農地流轉約束0.1040.0313.3290.2180.01支持H4農地規模經營意愿—農業環境特征0.0900.0293.0940.1770.002支持H5農地規模經營意愿—農戶行為認知0.1150.0293.9480.2400.01支持

結果顯示研究假設H1、H2、H3、H5的P值均在0.01水平下顯著，研究假設H4的P值為0.02，在0.05水平下顯著， 5個假設問題的標準化系數都處于顯著水平，這與農地規模經營意愿影響因素的結構方程模型構建時提出的假設具有一致性，模型符合本適配標準，研究假設均得到支持。

3.4 農地規模經營意愿擬合結果分析

(1)從假說實證整體來看，農地生產經營等5個變量共同構成了集約化農區農地規模經營意愿的影響因素體系，除農業環境特征通過5%的顯著性檢驗外，其他均通過1%的顯著性檢驗， 5個潛在變量均對農地規模經營意愿產生顯著影響； 標準化路徑系數也表明5個潛在變量顯示出正向作用(圖2)，其中農業生產經營的系數為0.331，起到關鍵性作用，特別是新技術新用具運用、技術培訓和投入回報率等的影響較大； 而農業環境特征的系數為0.177，影響程度較低，農地經營主體對該變量的要求不是特別明顯。而涉及農地流轉、農業資源稟賦、農戶行為認知3個方面的因素對經營者來說主要起到間接的作用。

圖2 集約化農區農地規模經營意愿結構方程模型及標準化路徑系數

(2)從農業生產經營變量來看，新技術新用具運用的系數達到0.93，而且也是19個觀測變量中因子載荷最大的指標，表明現階段建立規模化、集約化的現代農業生產體系，主要還是依靠智能化、機械化的農業生產工具和農業種植技術； 同時通過技術培訓改變農戶傳統的生產經營理念，問卷調查顯示93.75%的農戶參與過各類技術培訓； 依托多元化的銷售渠道也提高農戶開展農地規模經營的動力和意愿，問卷調查顯示目前銷售渠道中，聯系外地收購商到村里進行直接收購的方式占到樣本總量的43.75%，而部分年齡較小、善于接受新事物、勇于嘗鮮的農戶(13.07%)則采用網絡渠道來進行農產品交易，由于要繳納部分傭金和手續費，農戶選擇農業合作組織統一銷售的方式還不太多； 通過合作社等新型的農業生產組織，提高農業生產的向心力、凝聚力，但生產經濟組織程度的系數為0.71，是19個觀測變量中因子載荷最小的指標，表明該指標對農業生產經營影響程度和農地規模經營意愿的影響較弱，也間接地反映出目前生產經營者組織程度偏低，農戶參與度有待提高。

(3)從農業資源稟賦變量來看，距城鎮距離、交通通達度和農村公路級別的系數均超過0.8，影響程度較大，尤其是對農產品的商品化率和流動性。說明農地資源的地理空間異質性影響農地資源規模化經營潛力，特別是交通條件相對較好，臨近縣/鄉道或者購買種子、農藥等農業生產資料的距離較近時，農戶生產實踐中獲取生產資料、產品運輸的成本較低。因此今后應加強規模經營與地理空間異質、適度規模與經營類型差異等的結合，為農業生產空間優化和布局奠定基礎，破解當前農地適度經營規模的困境。

(4)從農地流轉約束變量來看，農地作為農業生產過程中最為基礎的生產要素，它的有效流轉是實現農業規模經營的重要前提條件。農地流轉約束主要表示農戶家庭中各種農地資源稟賦對農戶土地流轉意向的約束和限制，問卷調查結果反饋來看，表示愿意流轉農用地的樣本占總量的58.40%； 而不愿意流轉農用地的農戶也占到41.60%，原因呈現多樣化。生產經營面積和地塊數量作為農地規模經營的基礎性條件，路徑系數分別為0.89、0.87，說明可利用土地面積和地塊破碎化直接影響農地經營規模； 而農地流轉租金的系數為0.75，說明該變量與其他指標相對影響不是很強烈，農業經營者并不是很在意土地流轉價格，說明農民并不會因為家庭收入來源多樣化而產生放棄農地或對農地進行流轉的意愿； 當然也間接地說明農民對土地的擁有受諸如鄉土情結、農地社會保障等其他因素的影響。

(5)從農業環境特征變量來看，該變量對農地規模經營的影響程度較小。其中貸款難易度為農業生產經營提供外在活力，系數為0.79； 土壤、水體、大氣、能量和物質等農業生產環境，它的好壞影響著農業生產中的農產品總量，對農地規模經營意愿的影響也較大，系數為0.81； 醫療保險保障影響農戶農地流轉的安全感，對農地規模經營意愿有一定的影響； 由于當前農村道路、排灌等各種農業基礎設施相對完善，作為農地規模經營的內部條件，農業基礎設施的影響程度較弱，路徑系數僅有0.72。

(6)行為認知主要代表農地規模經營活動中農戶信仰、生產慣例、政策等對農地流轉意愿的影響，因此農戶對農地規模經營的意愿，既受農業經營者自身的理性和條件約束，也受限于社會化支撐體系是否健全的影響。問卷調查結果顯示，愿意流轉者中，“自身有農業生產專長”的占比39.13%，“受政府相關部門的引導”的農戶占比14.56%； 不愿意流轉的主要原因主要包括“前期投入大，資金匱乏”(32.26%)、“種地不劃算”(24.73%)、“年老沒有體力”(21.51%)等。從觀測變量來看，農業土地政策了解、農地經營風險認知是對農地流轉中農戶獲得安全感大小的測度，其系數分別為0.82和0.83，說明流轉政策在村鎮干部執行環節的安全感對農民流轉意愿產生顯著影響，農民的風險規避心理是目前影響農地適度規模經營的重要制約因素，村鎮干部是否“取信于民”對農民的土地流轉認知具有極其重要影響； 社會地位認知的路徑系數達到0.86，在一定程度上影響農民的農地流轉認知，主要表明農民對土地的依賴除了精神層面外，還有土地的社會保障功能。

4 主要結論與政策建議

4.1 結論

(1)樣本檢驗結果表明本次調查數據適合進行相關分析。

(2)SEM模型擬合結果表明假設的5個潛在變量路徑系數分別為0.331、0.238、0.218、0.238、0.240，均對農地規模經營意愿影響因素表現出顯著的正向影響，同時系統剖析了新技術新用具運用、社會地位認知等19個觀測變量對集約化農區農地規模經營的貢獻。

(3)湖北省新型經營主體還處于快速發展階段，該文研究結果還不能充分的代表江漢平原，后期有必要進一步增加調研地點和調研對象的覆蓋，以及數理統計方法的應用。

4.2 建議

(1)建立健全農地流轉政策體系，釋放規模經營活力。農地流轉涉及利益群體多，是一個動態多變的過程，潛江市政府既要避免強制農民進行土地流轉的“越位”行為，又不能對農地違規流轉放任自流，疏于規范服務的“缺位”行為。加強典型培育和宣傳推廣，發揮鮮活案例的引領示范作用，引導農戶從傳統的“守土”觀念中解放出來，減少農地規模經營阻力。

(2)培育新型經營主體創新經營模式，提高規模效益。從潛江市的田野調查實證來看，在傳統農地流轉方式(轉讓、轉包、出租等)的基礎上，要緊跟時代步伐，創新流轉方式。可以圍繞潛江市蝦稻、苗圃、大豆、果蔬、潛半夏等特色優勢產業，以項目為載體，鼓勵農業經營主體整合土地，集中規模種植各類作物，打造特色農業品牌，樹立高新農業典型，培育生態品牌產品。

(3)加快農業科技成果應用，提高農地流轉技術保障。在“互聯網+”大背景下，巧打“電商牌”，助推潛江農業轉型升級； 通過“中國蝦谷”、“潛網電商”等電商平臺的線上線下融合發展，提高潛江市農產品競爭力； 加快建立潛江市農業大數據平臺，構建多元化產品銷售渠道，推動農業與其他產業資源整合，推動農地規模經營與精準扶貧、鄉村振興等多元素跨界融合，如高石碑鎮發展杭白菊、老新鎮發展艾草等特色農業，助力精準脫貧。

(4)建立健全新型農業社會服務體系，提高服務能力。調查問卷顯示農村教育問題比較突出，農村基礎設施不夠完善，農村醫療衛生和社會保障水平較差，個別地區還存在貧困農戶(大病致貧、大病反貧)現象，部分區域存在農業生產環境污染和農業生態失衡情況。因此加強對農戶非農職業技能培訓，健全多層次、全方位的農村社會保障(養老保險、醫療保險、失業保險、最低生活保障、子女教育等)體系，弱化農戶對土地的社會保障功能依賴，推進農地流轉中介服務機構建立等有必要加快推進，帶動潛江市農地流轉市場活力。