汤建尧，曾福生

(湖南农业大学经济学院，湖南 长沙 410128)

近年来，中央“一号文件”一直围绕“现代农业”这个核心进行相关的“三农”工作部署，对现代农业的发展和现代农业体系的建设给予了高度的重视。受此影响，我国农业正通过不同发展模式的创新，加速农业现代化进程。现代农业经营是发展现代农业的关键,它直接影响着现代农业目标的实现及其发展的效率。而在现代农业体系中，农村劳动力是经营的主体，具有经济有效性和主观能动性。由于他们既是生产者，又是农村土地、资本以及其他资源的拥有者和支配者，所以，他们主动性的发挥对于农村资源结构的调整、农业生产经营具有深远的影响。对此，于亢亢等[1]通过对比中美两国现代农业经营与建设主体的演变，得出了传统承包经营户不断衰退，有明显向种养业大户转变的发展趋势。同时，各类专业合作社的数量明显增多，其发展呈现均衡的纺锤形特征。他们主张在适度规模经营的前提下，应扶持种养大户成长，完善土地流转制度，提升土地流转效率，增强新型主体服务能力，提高农业合作组织的农户覆盖率；刘志成等[2-4]从发展现代农业主体方面进行了相应的研究；张晓山等[5-6]从实现现代农业经营模式方面进行了较为全面的分析；孙芳等[7]分析了农业发达国家的现代农业发展模式以及当地政府支持现代农业发展的政策和具体措施，得出了现代农业经营的国际趋势为：以生态型、增收型农业为现代农业发展的目标，以发展优势主导产业、构建现代农业产业体系为现代农业发展的主要手段，以农牧结合型农业为现代农业产业发展的主要形式；杜卫东等[8]对农机化引领农业现代化发展方面进行了研究，提出了加大先进农业机械、农业机械化技术在不同农业示范园区建设中的应用，有利于提高土地产出率、资源利用率和劳动生产率，有利于提高农业综合生产能力和产品竞争力，促进农业增产和农民增收；曾福生等[9-10]研究发现，以专业农户为基础的适度规模的精准农业是农业经营的主导模式，他们认为多种模式并存是现代农业经营模式的格局演变趋势，提出了发展以家庭经营为基础的适度规模的精准农业；吴彤[11]研究了农村土地流转对农业经营方式的影响，发现了适度规模经营是未来农业经营的主要方式，给出了完善农村土地流转制度、发挥土地流转的作用和提高农业生产效率的对策和建议。

随着研究的深入和全面展开，城市郊区的现代农业经营不断受到学者的重视。郊区是一个介于城市与农村之间的错综复杂的地域综合体，而生活在这片地域的农民，他们具有城市的敏感性，也具有郊区的综合性，是我国城市化、工业化进程中最为敏感的生产要素之一。同时，他们也是缩小城乡生活水平差距，实现现代农业经营的关键主体。随着城乡一体化战略的逐步实施及现代农业经营的逐步深化，如何发挥现代农业发展主体的潜能、建立以劳动力要素为核心的现代农业经营体系成为一个亟待解决的问题。由于城市郊区地理位置的重要性，郊区农民的法律意识、政府对现代农业经营的支持程度都与一般区域有明显的差异，从而导致郊区农民土地流动决策行为与一般农村也存在着较大的差异，这也使得郊区农民与现代农业经营的耦合性的研究变得更具有学术价值。近年来，李崇慧[12-13]等针对农村劳动力资源状况对现代农业的影响进行了探索性研究 ，但这些研究并未关注城郊农民自身特征、农业现代化的法律保护和政府支持等因素；同时，由于他们所选择的对象为贵州、江西等典型的农业大省，其代表性有限。因此，拟选取长沙市郊区的长沙县为调查分析对象，为进一步探索一般省会城市郊区现代农业经营及其影响因素提供参考。

1 建立模型和选择计算方法

1.1 模型的设定及变量的选取

参照现有的研究成果，并借鉴其他文献的研究方法，拟从农民的微观视角出发，建立影响农户劳动力选择行为的回归模型，分析影响长沙县现代农业经营的决定因素。认为影响城市周边区域劳动力流动的因素主要有：农户基本特征、农户家庭特征、土地流转特征、农民对现代农业的认知以及社会因素。这些因素在不同程度上影响着农民参与现代农业经营活动及土地流转行为。设立的模型如下： P = f (H，J，T，L，R，S)。式中，P 是指农民“愿意”与“不愿意”这两种现代农业经营行为的概率；H是指农户基本特征，包括户主年龄、户主文化程度等；J是指农户家庭特征，包括家庭劳动人口、农业收入所占比重等；T是指土地流转特征，包括流转时间期限、现代农业生产所占比重及流转价格； L是指现代农业经营特征，包括对现代农业的态度、对经营组织的认识等；R是指农民对现代农业的认知情况，包括农民对现代农业经营的态度、对土地流转的认识、对现代农业组织结构的认识等；S是指影响农村劳动力流转的社会因素，包括现代农业经营受保护程度、当地政府的介入程度、农户参加合作组织等。上式可用以下多元线性回归分析数学模型表示：y=ε+β0+β1χ1+β2χ2+β3χ3+…+βuχu+β12χ12。其中，y 为农民参与现代农业经营意愿，结果分为“愿意”与“不愿意”。ε为随机误差，β0为多元回归常数，β1～β12为偏回归系数；χ1为户主年龄，χ2为文化程度，χ3为家庭劳动人口，χ4为农业收入所占比重，χ5为土地流转时间期限，χ6为现代农业生产所占比重，χ7为土地流转价格，χ8为农民对现代农业的态度，χ9为农民对经营组织的认识，χ10为受法律保护程度，χ11为当地政府介入程度，χ12为参加合作组织。

1.2 计量方法的选择

将农民参与现代农业经营的概率作为被解释变量（当农民愿意投入到现代农业经营时，定义为 1；当农民不愿意投入到现代农业经营时，定义为 0），采用二元Logistic模型进行分析，通过一系列解释变量的观测值来分析农民愿意投入到现代农业经营的概率。运用极大似然估计法分析 Logistic 回归的显著性，并通过各个变量的Wald 统计量来对各变量的回归系数进行检验。多元线性回归模型的回归方程为：E(yi)= β0+β1χ1+β2χ2+…+β12χ12。则yi的概率分布函数为：P(yi)=f(pi)yi[1+f(1+f(pi))]1-y(y=0，1；i=1，2，3，…，12) 。Logistic 的回归函数为：

2 数据来源与样本特征

2.1 研究区域

长沙县毗邻湖南省会长沙市，从东、南、北三面环绕长沙市区，属长株潭城市群的核心地带，土地总面积19.97万hm2，辖19个乡镇、3个街道办事处、228个行政村、41个居委会。2011年末户籍人口78.86万人，其中农业人口69.16万人，农业户20.32万户，人均GDP 10.02 万元，农村人均纯收入1.42万元。2011年末共有耕地5.88万hm2，其中，水田面积5.49万hm2，旱地面积0.39万hm2，人均耕地面积0.07 hm2，全年水稻种植面积4.03万hm2，花木种植面积0.80万hm2，茶叶种植面积0.62万hm2，蔬菜种植面积3万hm2（含复种），瓜果种植面积0.65万hm2。

2.2 数据来源

所使用的数据来源于课题组于2012年6～8月对长沙县开慧乡、白沙乡、双江镇、榔梨镇、青山铺镇、黄花镇、福临镇、黄兴镇等8个乡镇中26个村的260户农户的问卷调查。调查采用随机抽样和典型调查相结合的方式，样本总体上具有较强的代表性。调查采取问卷加访谈形式进行，总体上保证了调查对象信息反馈的真实性。共发放调查问卷260份，收回问卷241份，问卷回收率92.69%，有效问卷达236份，有效率为90.76%，选择的农户样本分布情况见表2。

表1 模型变量解释说明、处理说明及预期方向Table 1 Description, treatment and expected direction of model variables

表2 有效样本分布情况Table 2 Distribution of effective samples

2.3 样本基本特征描述

调查问卷包括农户基本特征、农户家庭特征、土地流转特征、农民对现代农业的认知及社会影响因素等5个方面。其中关于农民参与现代农业的问题设计是“您是否愿意参与现代农业经营”，被调查者可在“愿意”与“不愿意”之间进行选择。在被调查的236 户农户中，选择“愿意”的农户占63.98%，选择“不愿意”的农户占36.02%。调查问卷的统计情况见表3。

3 结果与分析

运用SPSS15.0 统计软件对236份样本农户数据进行了Logistic回归处理。在处理过程中，采用了向后筛选法，即首先将全部变量引入回归方程，然后进行变量的显著性检验，在一个或多个不显著的变量中，将 t 检验值最小的变量剔除，再重新拟合回归方程，进行各种检验，直到方程中所有变量达到基本显著为止。从各种模型的估计结果看，模型整体显著，不同模型的计量结果相似，具有相对稳定性。为了减少篇幅，只列出了将全部变量纳入模型的估计结果（模型一）和全部变量显著的估计结果（模型二）。如表4所示，两个模型的拟合结果较为理想，达到了1%的显著性水平。

3.1 农户基本特征对现代农业经营的影响

在农户基本特征解释变量中，户主年龄在模型一中通过了10%水平的显著性检验，在模型二中通过了5%水平的显著性检验，且系数符号均为负。这表明，户主年龄越大越不愿意参与现代农业经营。这可能是由于户主年龄越大，对现代农业科技及管理方式的接受能力越差。青年农民由于生活方式、工作方式与城镇青年趋同，再加上对农业生产技术的不了解，导致他们自身不懂种田，也不太愿意种田，所以他们更倾向于外出务工。这种现象足以引起“5 a后谁是真正意义上的现代农业经营者”的深思与讨论。户主文化程度在两个模型中均通过了5%水平的显著性检验，且系数符号为正，这表明，户主文化程度越高，越愿意参与现代农业经营。这可能是由于户主文化程度越高，农户获取社会资源和信息的能力越强，活动的范围也越广，可以从事的现代农业的机会也越多，也能为家庭成员从事现代农业经营提供更多的帮助。

3.2 农户家庭特征对现代农业经营的影响

在农户家庭特征解释变量中，家庭劳动人口在两个模型中都通过了5%水平的显著性检验，且系数符号为负。这表明，家庭劳动人口越多，越不愿意投入现代农业经营。农业收入所占比重在两个模型中均没有通过显著性检验。这表明，无论农户家庭收入来源于哪种类型，均不影响现代农业经营的行为选择，这与预期方向不相符。

3.3 土地流转特征对现代农业经营的影响

在土地流转特征解释变量中，流转时间期限在模型一中通过了1%水平的显著性检验，在模型二中通过了5%水平的显著性检验，且系数符号均为正。这表明，土地流转期限越长，现代农业经营的意愿越强，这与学术界的理论推导是相矛盾的。研究认为，导致这种现象的主要原因是：城郊农户认为，随着城市化的发展，机会成本越来越大，地租会越来越高，用自家土地从事生产活动更有利可图；另一方面，农户认为，随着时间的推移，自家土地被征收的可能性很大，而土地流转后极易产生补偿纠纷。现代农业生产所占比重在两个模型中均通过了1%水平的显著性检验，且系数符号为正。这表明，农户更希望流转出去的土地用于种养业，而不希望自己的土地被用于建企业或搞开发等非农用途。这可能是由于农户担心土地用途的改变，会使土地受到破坏，从而损害到自身的利益。流转土地价格在两个模型中均通过了1%水平的显著性检验，且系数符号为正。这表明，土地流转的价格越高，农民参与现代农业经营的意愿就越强。因此，流转价格是影响现代农业经营的重要因素。

表3 样本基本特征统计Table 3 Statistics of basic characters of samples

3.4 农户的认知对现代农业经营意愿的影响

在农户对现代农业的认知解释变量中，农民对现代农业的态度在两个模型中均通过了1%水平的显著性检验，且系数符号为负。这表明，农民认为现代农业越重要就越不愿意进行土地流转。在大城市郊区，农业生产并不是农户唯一的生存手段，而且从事非农业生产的生活水准和幸福指数要远远高于务农的，但是，在工业反哺农业的基础上，政府支持农业的财政政策越来越多，并且补贴的数目及力度也越来越大，这已经成为当地农民获取现代农业收入的主要途径之一。对经营组织的认识在两种模型中均通过了1%水平的显著性检验，且系数符号为负。这表明，农民对经营组织的认识得越清晰，则越认为自身利润流失越多，也就越不愿意加入现代农业经营。这种现象在年龄偏大的农民中表现特别突出。从土地要素分析发现，虽然我国农民只享有土地的使用权，但是随着城市化进程加快，城市周边拆迁征地活动日益增多，农民对手中土地更加珍惜、更加看重，也更加不愿意参加规模化农业经营，以防手中土地使用权的流失。现代农业经营受法律保护程度在两个模型中均通过了1%水平的显著性检验，且系数符号为正。这表明，农民认为现代农业经营越受法律保护就越愿意参与现代农业经营活动，这也说明了农民的法律意识在不断增强，懂得用法律手段维护自身的合法权益。

3.5 社会因素对现代农业经营的影响

在社会因素的变量中，当地政府介入程度在两个模型中均通过限制性检验，这表明，政府介入程度对现代农业经营影响大。这可能是由于在中央加强现代农业发展的政策下，对各级政府的监督力度不断加强。同时，随着财政补贴政策的不断完善及补贴力度的不断增大，特别是在经济强县中，这种强制性政策的引导作用越来越明显；另外，随着了解现代农业经营的企业及知识分子越来越多，在财政补贴的诱导下，自愿加入现代农业经营的经济主体也越来越多。农民参加合作组织在两个模型中均通过了5%水平的显著性检验，且系数符号为正。这表明，农民参加合作组织有利于进行现代农业经营。农村合作组织实际上在土地流转价格议定、土地流转活动执行与监督、农户权益维护等方面都具有较大的影响力。此外，在实践中，很多地方的土地流转都是通过农村合作组织参与完成的。因此，参加农村合作组织的农民往往更容易进行现代农业经营。

表4 农民参与现代农业经营意愿影响因素的回归分析结果Table 4 Regression analysis results for factors infl uencing farmers participating in modern agricultural management

4 讨 论

研究结果表明，户主年龄越大、土地流转时间期限越长、农民认为土地产权私有化程度越高，农民现代农业经营的意愿就越低；而户主文化程度、现代农业生产所占比重、土地流转价格、受法律保护的程度、当地政府介入程度、参加合作组织等因素对农民参与现代农业经营的意愿有正相关影响。因此，要促进城市郊区现代农业经营，提高城郊现代农业效率，应注意以下几个方面：

（1）发挥市场的资源配置作用。要加快现代化农业经营主体的建设，特别是现代农业经营组织结构及产权等登记工作，并在此基础上，充分发挥市场机制对社会资源的配置作用，确保农民的财产权，坚持现代企业股份制获利的基本原则，增加农民收益。

（2）确立政府强制性引导地位。基于农村劳动力是现代农业的经营主体，政府要成为现代农业经营政策的制定者、经营活动的监督者、经营模式的引导者和经营过程的服务者，积极开展城郊现代农业经营的配套改革试点工作，充分调动农村劳动力的能动性。

（3）强化现代农业经营的发展。现代农业是近年来农业发展的一个新模式，它不但从经济视角确立了现代农业的标准，而且从后现代农业发展的角度分析了发展是否具有科学性和可持续性，即是否符合“两型”社会的要求。同时，也要从社会性、人文性及生态性等方面给予考虑，促进农村劳动力的全面发展。

（4）推进现代农业经营体系的创新。要促进现代农业经营主体的多样化发展，按现代企业管理模式进行现代农业经营管理，建立清晰的产权关系，延伸农业产业化链条，拉动现代农业中的工业发展，突破农村劳动力的收入瓶颈，增加农民收入。

[1] 于亢亢，朱信凯. 现代农业经营与建设主体演变的中美比较——基于问卷调查和普查数据的实证研究[J]. 农业技术经济，2012，（12）：105-111.

[2] 刘志成. 现代农业经营主体培育的现状、问题与对策——以湖南为例[J]. 中国乡村发现，2013，（1）：35-40.

[3] 黄 平. 农业经营主体精英化是现代农业的发展方向[J]. 青年与社会，2013，（7）：12-16.

[4] 张耀钢. 培育现代农业经营主体 推进农业产业化经营[J]. 江苏农村经济，2013，（3） ：4-6.

[5] 张晓山. 创新农业基本经营制度 发展现代农业[J]. 农业经济问题，2006，（8） ：4-9.

[6] 陈晓华. 现代农业发展与农业经营体制机制创新[J]. 农业经济问题，2012，（11）：4-6.

[7] 孙 芳，李云贤. 现代农业经营模式国际发展趋势[J]. 农村经济，2009，（10） ：33-37.

[8] 杜卫东，张永妮. 提升现代农业示范园区农机化水平的思考[J].现代农机，2013，（6） ：6-9.

[9] 曾福生. 中国现代农业经营模式及其创新的探讨[J]. 农业经济问题，2011，（10）：4-10.

[10] 李宗芳. 农民增收视角下的现代农业新型经营模式研究[J]. 中国集体经济，2013，（31）：10-11.

[11] 吴 彤. 论农村土地流转对农业经营方式的影响[D]. 西北大学，2012

[12] 李崇慧，王永平. 贫困地区农村劳动力转移对现代农业发展的影响：基于贵州长顺县凯佐乡调查实例[J] . 贵州农业科学，2011，（4）：208-211.

[13] 叶水英，张德山. 江西农村劳动力资源状况对新农村建设的影响[J]. 江西农业学报，2007，（5）：141-143.