長(zhǎng)寧縣農(nóng)戶種植專用糧意愿及影響因素研究

摘要：在糧食供應(yīng)問題上人們一直較為關(guān)注的是口糧生產(chǎn)，對(duì)于口糧、飼料用糧、工業(yè)用糧的區(qū)分不夠重視，從而導(dǎo)致種糧效益低下。文章以四川長(zhǎng)寧縣為例，運(yùn)用Logistic模型對(duì)長(zhǎng)寧縣農(nóng)戶種植專用糧意愿及影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果表明，家庭成員是否支持參與種植、現(xiàn)有專用糧種植面積和種植專用糧年收入對(duì)農(nóng)戶是否種植專用糧具有顯著影響，應(yīng)從政策銜接、經(jīng)營(yíng)體系、農(nóng)戶利益、生產(chǎn)成本、種植收益等方面出發(fā)，進(jìn)一步調(diào)動(dòng)農(nóng)戶種植專用糧的積極性。

關(guān)鍵詞：專用糧 種植意愿 影響因素 長(zhǎng)寧縣

高粱和水稻是重要的糧食作物，其中紅高粱和糯稻又是我國(guó)工業(yè)用糧中在白酒釀造上最重要的原料之一。當(dāng)前，四川省釀酒企業(yè)所需要的釀酒糧食主要依賴外省調(diào)入和國(guó)際進(jìn)口，本省產(chǎn)需缺口較大①，這大大增加了釀酒成本。2021年，四川省人民政府發(fā)布的《推動(dòng)四川白酒產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的若干措施》通知，提出要大力發(fā)展釀酒專用糧種植，提升本地釀酒糧食供給量，同時(shí)依托白酒全產(chǎn)業(yè)鏈發(fā)揮促進(jìn)農(nóng)業(yè)增效，帶動(dòng)農(nóng)民增收的積極作用。農(nóng)戶作為這一政策的積極響應(yīng)者，參與專用糧的種植數(shù)量和質(zhì)量直接關(guān)系著釀酒產(chǎn)業(yè)的原料供應(yīng)安全。與政府、企業(yè)相比，農(nóng)戶在實(shí)際生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)中的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力較弱，故其對(duì)改變現(xiàn)有農(nóng)業(yè)生產(chǎn)計(jì)劃和種植規(guī)模更加謹(jǐn)慎。

農(nóng)戶參與釀酒專用糧種植推廣政策的響應(yīng)程度，屬于農(nóng)戶決策行為理論的研究?jī)?nèi)容。多年來，學(xué)界圍繞農(nóng)戶決策行為理論研究取得了許多成果。其中代表性的有：楊亞東等[1]從個(gè)體決策到群體決策逐級(jí)分析，最終闡明種植決策影響產(chǎn)業(yè)集聚形成的農(nóng)作物種植空間格局。劉澤瑩等[2]、曹裕等[3]則從政策角度上以最低收購(gòu)價(jià)、生態(tài)補(bǔ)貼價(jià)、懲罰性措施等為研究視角，對(duì)政策實(shí)施和調(diào)整在影響農(nóng)戶種植意愿上的變化作出了具體研究。此外，研究方法上學(xué)術(shù)界也多采用Logistic模型、Probit模型和中介效應(yīng)模型。其中研究最為廣泛的還是運(yùn)用Logistic模型，測(cè)度在不同農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中影響農(nóng)戶行為決策的實(shí)際因素分析[4]。

鑒于此，文章以四川長(zhǎng)寧縣釀酒專用糧種植為例，與有關(guān)部門積極合作進(jìn)行大量實(shí)地調(diào)研，運(yùn)用Logistic模型對(duì)長(zhǎng)寧縣農(nóng)戶種植專用糧的意愿及影響因素展開分析。據(jù)此進(jìn)一步探討如何提高農(nóng)戶專用糧種植積極性提供有益參考。

一、研究假說與模型選擇

（一）研究假說

為更好研究農(nóng)戶對(duì)種植專用糧政策實(shí)施的參與意愿，提出如下研究假說。

假說1：農(nóng)戶特征包括性別、年齡、外出務(wù)工經(jīng)歷和受教育程度，農(nóng)戶特征對(duì)農(nóng)戶種植專用糧意愿的影響。①本研究認(rèn)為在此類研究上，性別差異與種植意愿不存在顯著影響[1-2]。②農(nóng)村地區(qū)老齡化、空心化嚴(yán)重，主要的種糧勞動(dòng)力集中在中老年群體，年齡差異無法較好證明其與種植意愿的顯著影響。③外出務(wù)工經(jīng)歷會(huì)提升農(nóng)戶對(duì)新政策的接受度和響應(yīng)，對(duì)種植意愿呈現(xiàn)正向顯著[5]。④基于相關(guān)研究分析和專家咨詢，本研究認(rèn)為受教育程度并不能對(duì)農(nóng)戶的簡(jiǎn)單農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為選擇產(chǎn)生顯著影響。

假說2：家庭特征包括勞動(dòng)力、家庭主要收入來源、家庭負(fù)債和家庭成員是否支持，家庭特征對(duì)農(nóng)戶種植專用糧意愿的影響如下。①家庭內(nèi)部可參與種植的勞動(dòng)力越多，其種植意愿越強(qiáng)烈。②若農(nóng)村家庭收入來源主要依靠種植業(yè)，則其意愿顯著[6]。③農(nóng)村地區(qū)負(fù)債率、負(fù)債額相對(duì)較低，該變量對(duì)種植意愿的影響不顯著[7]。④家庭成員支持對(duì)農(nóng)戶種植意愿呈現(xiàn)顯著性影響，并主要通過勞動(dòng)力的形式給予生產(chǎn)幫助。

假說3：種植特征包括現(xiàn)有種植面積、種植年限、農(nóng)戶種植成本評(píng)估、專用糧種植對(duì)增加家庭收入的積極影響、專用糧每畝年收入、種植技術(shù)和機(jī)械化水平，專用糧種植特征對(duì)農(nóng)戶種植專用糧意愿的影響假說如下。①現(xiàn)有種植面積對(duì)種植意愿有顯著影響，種植面積越大其種植意愿越強(qiáng)烈。②農(nóng)戶種植年限越長(zhǎng)其種植意愿的顯著性越強(qiáng)。③農(nóng)戶種植成本越低其種植意愿越強(qiáng)烈。④專用糧種植對(duì)增加家庭收入的影響越大，越能提升農(nóng)戶的種植意愿[4]。⑤專用糧每畝年收入越高越能促使農(nóng)戶的種植意愿提升。⑥專用糧與普通糧食作物的種植技術(shù)相似，對(duì)種植意愿不存在顯著影響[8-9]。⑦機(jī)械化水平能促使農(nóng)戶的種植意愿提升，機(jī)械化水平將對(duì)農(nóng)戶現(xiàn)有種植規(guī)模產(chǎn)生顯著影響，并間接影響其種植意愿。

假說4：外部環(huán)境特征包括簽訂收購(gòu)協(xié)議、種植戶過多影響收購(gòu)價(jià)格、擁有非定點(diǎn)收購(gòu)的銷售渠道、市場(chǎng)信心、流轉(zhuǎn)土地從事種植、土地流轉(zhuǎn)費(fèi)用、勞動(dòng)力雇傭情況和種植專用糧的主要成本，外部環(huán)境特征對(duì)農(nóng)戶種植專用糧意愿的影響假說如下。①簽訂收購(gòu)協(xié)議能有效保障農(nóng)戶種植收益，因此簽訂協(xié)議農(nóng)戶的種植意愿較高。②種植戶越擔(dān)心收購(gòu)價(jià)格，其種植意愿越低。③農(nóng)戶擁有非定點(diǎn)收購(gòu)的銷售渠道能夠增強(qiáng)其種植的信心，提升其種植意愿[10]。④農(nóng)戶直接的市場(chǎng)信心對(duì)其種植意愿呈現(xiàn)正向顯著相關(guān)性。⑤流轉(zhuǎn)土地從事種植的農(nóng)戶其種植意愿更強(qiáng)烈[11]。⑥農(nóng)村地區(qū)土地流轉(zhuǎn)費(fèi)用的過高將打擊農(nóng)戶種植意愿，兩者呈現(xiàn)負(fù)向相關(guān)性。⑦人力成本的水平會(huì)直接影響農(nóng)戶的種植意愿，因此在勞動(dòng)力雇傭情況與種植意愿存在顯著性[12]。⑧農(nóng)戶對(duì)種植專用糧主要成本的共識(shí)度越集中，對(duì)種植專用糧意愿的影響越顯著。

（二）模型選擇

本研究采用二分類Logisitic回歸模型，分析不同影響因素對(duì)農(nóng)戶種植專用糧意愿的影響，將農(nóng)戶種植意愿設(shè)為變量 Y，設(shè)愿意種植為 1，不愿意種植為0，得到一個(gè)二分類變量，模型為：

式中：Y為種植專用糧的意愿選擇；P1為愿意種植專用糧的概率；P 為不愿意種植專用糧的概率；Xn為影響種植意愿的各個(gè)影響因素；αn為回歸系數(shù)；n為解釋變量的個(gè)數(shù)。

（三）變量選取說明

結(jié)合調(diào)查的實(shí)際情況，并參考相關(guān)已有文獻(xiàn)，假定影響農(nóng)戶種植意愿的因素包括農(nóng)戶特征、家庭特征、專用糧種植特征及外部環(huán)境特征4類變量，對(duì)每一類變量分別選取易測(cè)度的具體變量，在多次調(diào)研訪談和問卷修改后，共選取了23個(gè)解釋變量進(jìn)行實(shí)證研究。解釋變量賦值及預(yù)期作用方向見表1（1畝≈0.067公頃）。

二、數(shù)據(jù)來源及樣本描述

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究所用數(shù)據(jù)來源于實(shí)地調(diào)研收集，其中重點(diǎn)調(diào)研區(qū)域是長(zhǎng)寧鎮(zhèn)和梅白鎮(zhèn)。此次被調(diào)查者均為直接從事釀酒專用糧生產(chǎn)的農(nóng)戶。調(diào)查發(fā)現(xiàn)，部分農(nóng)戶已經(jīng)表達(dá)出不愿意繼續(xù)種植的意愿，但也有部分農(nóng)戶是放棄種植之后又再次加入種植中。最終完成調(diào)查問卷147份，剔除無效問卷9份，剩余有效問卷138份。

（二）問卷樣本描述性分析

本調(diào)查在對(duì)樣本的描述性分析中發(fā)現(xiàn)以下現(xiàn)象：①有14名（占比10.1%）的農(nóng)戶表示不會(huì)選擇種植專用糧，這一比例對(duì)于相關(guān)政策的推行和后續(xù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展而言其棄種比例相對(duì)較高。②有72.5%的種植戶年齡超過50歲，以及61.6%的受調(diào)查者家庭中僅有2人及以下勞動(dòng)力可參與種植，說明長(zhǎng)寧縣務(wù)農(nóng)群體老齡化現(xiàn)象較為嚴(yán)重。③受調(diào)查者有外出務(wù)工經(jīng)歷的比例為73.2%，遠(yuǎn)高于有關(guān)文獻(xiàn)所提到的農(nóng)村人口遷移率[13]。④在家庭調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，80.4%的家庭成員對(duì)種植專用糧的支持度較高，減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中家庭內(nèi)部的矛盾有助于提高其參與種植的意愿。⑤在涉及耕地的調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，有76.8%的農(nóng)戶種植面積超過2畝，81.2%的受調(diào)查者通過流轉(zhuǎn)土地?cái)U(kuò)大種植面積；并有57.2%的受調(diào)查認(rèn)為土地流轉(zhuǎn)費(fèi)較高和12.3%的農(nóng)戶認(rèn)為土地租金是影響種植的主要成本。⑥自2018年開始全縣就已經(jīng)開始推廣專用糧種植，但種植年限超過3年的農(nóng)戶僅有18.8%。⑦在種植收入調(diào)查上，63.8%的受調(diào)查者認(rèn)為專用糧種植對(duì)家庭增收作用較好和61.6%的受調(diào)查者認(rèn)為畝產(chǎn)收入超過3000元，這些數(shù)據(jù)表明種植專用糧確實(shí)極大地促進(jìn)了農(nóng)民收入增加。⑧認(rèn)同機(jī)械化水平影響現(xiàn)有種植規(guī)模的有51.4%的調(diào)查者，這一現(xiàn)象調(diào)查組認(rèn)為與地區(qū)耕地碎片化、農(nóng)戶種植面積較小等有較大關(guān)聯(lián)。⑨有21.7%的農(nóng)戶未與公司簽訂收購(gòu)協(xié)議，應(yīng)進(jìn)一步鼓勵(lì)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)逐漸走向更加專業(yè)化的訂單收購(gòu)模式。⑩70.3%的農(nóng)戶需要雇傭勞動(dòng)力完成種、收工作，與86.2%的農(nóng)戶認(rèn)為人力成本是影響專用糧種植的主要成本這一調(diào)查結(jié)果具有較強(qiáng)相關(guān)性。

三、釀酒專用糧種植意愿的實(shí)證分析

（一）模型回歸結(jié)果

本研究運(yùn)用SPSS 25.0統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行實(shí)證分析，首先對(duì)影響因素進(jìn)行方差齊性檢驗(yàn)，逐步剔除不顯著變量。然后將具有顯著相關(guān)關(guān)系的變量代入Logisitic回歸模型，以判斷模型的擬合效果與顯著性。在23個(gè)假設(shè)解釋變量上共有10個(gè)變量通過方差分析被代入模型驗(yàn)證，分別為X1、X2、X5、X8、X9、X10、X11、X13、X15、X21。在對(duì)模型的變量顯著性假設(shè)分析中，在α=0.05水平下顯著共有3個(gè)變量通過顯著性假設(shè)檢驗(yàn)其顯著性作用大小依次為，X8家庭成員是否支持參與種植、X13種植專用糧每畝年收入和X9現(xiàn)有專用糧種植面積。模型估計(jì)結(jié)果見表2。

（二）實(shí)證結(jié)果分析

1.外圍影響因素分析。在農(nóng)戶種植意愿的模型分析中，有13個(gè)變量未通過方差齊性檢驗(yàn)，因此沒有在模型中進(jìn)行顯著性分析。①受教育程度變量、家庭主要收入來源、家庭負(fù)債、種植技術(shù)等變量的實(shí)證結(jié)果符合研究假說。②外出務(wù)工經(jīng)歷不符合研究假設(shè)，主要與長(zhǎng)寧縣農(nóng)村地區(qū)居民絕大部分均有外出務(wù)工經(jīng)歷有關(guān)。③專用糧種植對(duì)增加家庭收入作用的變量理論上應(yīng)與種植意愿達(dá)成顯著正向關(guān)系，但未能通過方差齊性檢驗(yàn)，分析原因有此項(xiàng)變量為分類變量應(yīng)調(diào)整為連續(xù)變量提高對(duì)個(gè)案的測(cè)度精度，以及增加樣本數(shù)量擴(kuò)大實(shí)證分析樣本。④外部環(huán)境特征中簽訂收購(gòu)協(xié)議、種植戶過多影響收購(gòu)價(jià)格、擁有非定點(diǎn)收購(gòu)的銷售渠道、市場(chǎng)信心、土地流轉(zhuǎn)費(fèi)用、勞動(dòng)力雇傭情況和種植專用糧的主要成本等7個(gè)變量未通過方差齊性檢驗(yàn)，與種植意愿的顯著性關(guān)系不明顯。簡(jiǎn)單分析造成外部環(huán)境特征變量基本與研究假說不一致的原因有：一是，通過免費(fèi)發(fā)放種子、農(nóng)資等政策，要求種植戶將專用糧賣給指定收購(gòu)公司，屬于基本達(dá)成非協(xié)議性的種植承諾，降低了農(nóng)戶的違約成本；二是，在種植前基本約定了收購(gòu)價(jià)格和種植規(guī)模，基本保障了種植戶的種植收益；三是，長(zhǎng)寧農(nóng)村地區(qū)的宗族觀念、“友鄰互幫”模式、非貨幣式地租，實(shí)際上為種植農(nóng)戶提供了較低的人力成本和土地租金；總之，這三方面原因?qū)τ绊戅r(nóng)戶種植意愿的外部環(huán)境特征產(chǎn)生了較大影響，降低了變量與種植意愿的顯著影響。

2.較強(qiáng)影響因素。針對(duì)進(jìn)入模型并進(jìn)行回歸分析的變量研究發(fā)現(xiàn)：①性別和年齡作為農(nóng)戶特征變量，沒有與種植意愿通過顯著性檢驗(yàn)，這與假說基本符合，也進(jìn)一步說明在此類研究中性別和年齡能夠產(chǎn)生顯著影響的作用越來越小。②家庭特征中的變量可參與種植的勞動(dòng)人口數(shù)沒有通過顯著性檢驗(yàn)，主要由于該調(diào)查地的農(nóng)村地區(qū)外出務(wù)工導(dǎo)致家庭存留勞動(dòng)力數(shù)量較少，對(duì)研究的影響作用不明顯。③專業(yè)糧種植特征分析中，專用糧種植年限未通過檢驗(yàn)主要是釀酒專業(yè)糧種植目前主要圍繞建設(shè)釀酒基地形式開展，種植大戶占據(jù)了主要的耕地和生產(chǎn)資料。雖然鼓勵(lì)農(nóng)戶參與，但由于農(nóng)村人口流動(dòng)性大、農(nóng)戶生產(chǎn)活動(dòng)多變等因素，使現(xiàn)有調(diào)查農(nóng)戶實(shí)際種植年限相對(duì)較短，影響作用較小。④農(nóng)戶自我種植成本評(píng)估未通過檢驗(yàn)，主要原因有兩個(gè)。第一，與傳統(tǒng)糧食作物種植相比，其種、收、售的流程要求更為嚴(yán)格，同時(shí)近年農(nóng)資價(jià)格上漲、人力成本上漲等因素都促使其實(shí)際種植成本上升；第二，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶基于主觀性對(duì)實(shí)際成本的預(yù)估存在偏差，認(rèn)為其高于傳統(tǒng)糧食作物的生產(chǎn)成本。⑤機(jī)械化水平是否影響家庭現(xiàn)有種植規(guī)模未能通過檢驗(yàn)，與描述性分析中的調(diào)查情況一致，致使機(jī)械化在調(diào)查農(nóng)戶相對(duì)小規(guī)模的種植面積上未能產(chǎn)生顯著作用。

3.顯著性影響因素。通過顯著性分析的變量中，家庭成員是否支持參與種植、現(xiàn)有專用糧種植面積和種植專用糧每畝年收入均通過顯著性檢驗(yàn)。分析發(fā)現(xiàn)：①家庭成員支持參與種植能夠增加農(nóng)戶種植意愿，并帶來顯著正向激勵(lì)。②現(xiàn)有專用糧種植面積雖然通過顯著性檢驗(yàn)，但其與研究假說的預(yù)期影響結(jié)果相反。研究分析認(rèn)為，長(zhǎng)寧農(nóng)村地區(qū)老年化、空心化嚴(yán)重，家庭能夠投入的勞動(dòng)力較少，能夠妥善照管的種植面積有限。同時(shí)種植面積增加必然需要雇傭勞動(dòng)力，與現(xiàn)階段農(nóng)村地區(qū)的“友鄰互幫”的生產(chǎn)模式相違背，致使理性小農(nóng)在面積增加后其種植意愿反而降低。③種植專用糧每畝年收入通過顯著性檢驗(yàn)，但也與研究假說影響作用相違背，主要是釀酒專業(yè)糧與傳統(tǒng)糧食作物在生產(chǎn)成本、技術(shù)等層面趨近，但能夠產(chǎn)生的種植收益遠(yuǎn)高于傳統(tǒng)農(nóng)作物。

五、結(jié)論及對(duì)策建議

在本研究中運(yùn)用Logisitic回歸模型，通過139份調(diào)查數(shù)據(jù)完成了農(nóng)戶種植專用糧意愿的實(shí)證分析。具體而言，影響農(nóng)戶種植意愿的顯著性因素有：家庭成員是否支持參與種植、現(xiàn)有專用糧種植面積和種植專用糧每畝年收入。不同的因素其影響作用和方向不同，其中家庭成員是否支持參與種植與種植意愿呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，現(xiàn)有專用糧種植面積、種植專用糧每畝年收入與種植意愿間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。基于上述3個(gè)影響因素，要具體分析不同種植區(qū)農(nóng)戶的種植意愿應(yīng)重點(diǎn)關(guān)注支持種植專用糧的家庭成員支持狀況、現(xiàn)有種植面積是否達(dá)到該農(nóng)戶最大種植規(guī)模、專用糧的畝收入是否高于非專用糧種植。此外，對(duì)于模型外變量、外圍影響因素是否也能較好提高農(nóng)戶種植意愿，還需要深入探究。

綜合上述研究，如何調(diào)動(dòng)農(nóng)戶種植專用糧積極性，穩(wěn)定釀酒原料供給提出如下建議：

（1）銜接各項(xiàng)支持政策，強(qiáng)化政策支持力度。從基礎(chǔ)設(shè)施改造、財(cái)政資金支持、科技成果轉(zhuǎn)化、產(chǎn)業(yè)扶持等多層面著手，做好各項(xiàng)提升農(nóng)戶種植意愿的銜接政策。在政策支持力度上可以有條件地對(duì)不同種植區(qū)實(shí)施區(qū)域性政策，重點(diǎn)支持符合高品質(zhì)專用糧的種植，強(qiáng)化農(nóng)戶生態(tài)種植意識(shí)。

（2）建立健全經(jīng)營(yíng)體系，保障種植農(nóng)戶利益。建立專用糧供給體系，鼓勵(lì)“以政府支持、企業(yè)牽頭、農(nóng)戶參與”的模式在專用糧產(chǎn)業(yè)鏈間運(yùn)轉(zhuǎn)。通過完善種植區(qū)“上下游企業(yè)+專用糧農(nóng)戶”的訂單合作模式，與農(nóng)戶訂立長(zhǎng)期合作訂單保障專用糧的產(chǎn)量供應(yīng)，降低種植農(nóng)戶退出風(fēng)險(xiǎn)和種植規(guī)模銳減風(fēng)險(xiǎn)。

（3）降低農(nóng)戶生產(chǎn)成本，提高農(nóng)戶種植收益。生產(chǎn)成本管控上，免費(fèi)發(fā)放種子，及時(shí)推廣高產(chǎn)優(yōu)質(zhì)專用糧種子；通過農(nóng)業(yè)局等部門提供專業(yè)的種植技術(shù)培訓(xùn)和發(fā)放免費(fèi)農(nóng)藥；依托專用糧種植基地，開展集中育苗提高幼苗成活率。提高種植收益上，根據(jù)專用糧產(chǎn)量和質(zhì)量，提高種植農(nóng)戶的議價(jià)權(quán)；鼓勵(lì)開展建立“專用糧+”的高效種植模式，全面推廣“專用糧+”的帶狀種植技術(shù)，進(jìn)一步提高種植收益。

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基金項(xiàng)目：四川省社會(huì)科學(xué)院第七屆學(xué)術(shù)新苗課題“糧食安全新形勢(shì)下構(gòu)建專用糧供給體系的主要矛盾與破解路徑研究”（無編號(hào)）；宜賓學(xué)院2023年校級(jí)項(xiàng)目（XJ2023004901）。

作者簡(jiǎn)介：張光順，男，四川省社會(huì)科學(xué)院碩士研究生，研究方向?yàn)榧Z食安全、耕地保護(hù)。

①我省已建成261.8萬畝釀酒專用糧生產(chǎn)基地，四川日?qǐng)?bào)，https：//nynct.sc.gov.cn/nynct/c100630/2021/7/16/571eb9947e6a

4d55abe38752c924ab39.shtml，2021-07-16。