廖　薇

(安徽农业大学 经济管理学院，安徽 合肥 230036)

随着经济体制改革的深入，中国经济出现了较快增长，第二、第三产业较第一产业的快速发展使得大多数农户对于进行农业生产的信心值较低，农户特别是青年一代农户的土地意识正在逐步发生着变化，他们越来越不愿将自己的劳动力投入到农业生产中，大量精壮劳动力离开农业、农村，农户对农业生产的投入热情逐渐降低。而这样的现象却是在我国土地承包期不断延长的今天出现的。这似乎与许多学者“土地使用权的安全保障是决定农民是否愿意向土地投资的一个根本性要素”的观点出现了不一致的现象[1-4]。然而，农户投入农业生产的积极性却是决定中国农业发展的关键性因素之一[5-6]。所以有必要进一步探析其背后的真正原因。

当农民工进城已经成为中国农村社区一个普遍现象时，地处中国西北的新疆生产建设兵团(以下简称“兵团”)，却存在着农民工进村的现象。近年来，兵团每年平均有外来长期承包土地的农民工15万人，2005年，兵团引进季节性承包土地的农民工58.9万人[7]。他们不仅要远离家乡来到一个陌生的环境开始新的生活，而且要承担由于迁徙等带来的各种费用和土地承包费。这一现象的出现不得不引起我们的深思。对这一现象的理解将有利于激励我国内地广大农村农户的务农积极性，以利于农业的长足发展。

本文选取兵团与四川什邡两地进行对比研究，主要讨论两地农户劳动力投入农业生产的积极性，探讨影响农户投资农业生产积极性的真正因素，从而为制定有利于发挥农户生产积极性的政策提供实证依据。

一、劳动力投入模型分析

(一)农业生产中劳动量投入增长模型

假设一农户耕种一块土地，Y代表土地产出，K代表资本，L代表劳动，A代表技术[8-9]。生产函数采取Y(t)=(F(A(t)K(t),L(t))形式，t表示农户租用土地的时间，即土地承包期t=1，2，3,…，n。其中A与K以乘积的形式引入方程。AK被称为有效资本。将生产函数定义为柯布-道格拉斯生产函数，则有：

Y(t)=[A(t)K(t)]αL(t)1-α(0<α<1)

(1)

(2)

由于本文假设的经济环境是处于完全的市场经济条件下，所以农户的边际劳动产品价值等于他从事其他非农行业的工资率wi，故有：

(3)

(4)

则：

(5)

(6)

如图1：

图1　劳动投入量与土地承包期均衡图

(二)土地权利和经济收入对农业劳动投入影响模型

农户对土地的投入主要受到对未来农业和非农业收入预期的影响。一方面，农户预期未来农业生产带来的收入较大，农户会投入较多的要素比例；如果农户预期下期农业生产带来的收入比重下降，农户可能会减少要素的投入。另一方面，土地产权越稳定农户越会有信心增加对土地的投资。作者主要是从考虑农户对劳动力配置的情况来考察农户对待农业生产的行为。

另外为了和我国的实际情况相符合，将土地产权的稳定性值表示为M，更高的M值意味着土地产权的稳定性越强，C(M)表示由于M值的存在，产权的不稳定性将给农户带来预期的成本，其中C'(M)<0，土地产权越稳定，即土地承包期越长，农户的预期成本越低。

(7)

另假设农户总的劳动总量为1，建立拉格朗日函数L：

(8)

(9)

根据上述理论模型，选取兵团和四川什邡进行实证对比分析，以期验证土地承包期和经济收入对农户投入农业生产行为的激励。

二、研究区域实证模型及结果分析

(一)研究对象及样本数据描述

本文所用数据来源于对什邡3个典型村庄和兵团“农八师”共171户家庭的横断面调查。兵团土地承包权存在不稳定性，承包期慢调整的概率较大。四川土地制度为家庭联产承包制，土地使用权稳定30年不变。兵团代表土地产权不稳定区域，什邡代表土地产权稳定区域，对两地进行对比分析以期分辨出影响农户劳动力投入决策的真正原因。

本次调查什邡98户，兵团73户。表1给出了样本农户的主要特征。样本农户中兵团承包的耕地面积从0.46公顷到13公顷数量不等，而在什邡每户耕地面积均为0.05公顷，兵团户均耕地面积为什邡的17.9倍。兵团为少数民族地区，户均人口较什邡多。户均拥有劳力数量指标包括农户家庭自身的劳动力和雇佣的劳动力；由于义务教育的普及，农户平均的受教育年限大致相同。

表1　样本农户家庭基本特征

资料来源：根据调查资料整理而得。

从表2中可见，由于兵团的特殊情况，土地承包期时间不等，到期再进行下一期承包，并且承包户需要交纳一定的土地承包费，这样的土地承包权并不稳定而且会带来较高的交易费用，但是可以看到兵团农户的农业收入却是较高的。

表2　样本农户情况对比

资料来源：根据调查资料整理而得。

(二)影响农户投入农业决策行为的因素分析

农户投入农业决策行为的衡量标准之一就是农户是否愿意将自己的劳动力、资金等拥有的要素资源投入到农业生产和投入量的问题。本文主要分析农户劳动力的投入情况，即可以理解为在各种社会经济信号的影响下，作为行为主体的农户所表现出来的劳动力投入行为。本文用多少工作日/公顷来衡量农户投入农业生产的劳动量，即因变量，用Y表示，其中0天/公顷表示农户完全从事非农生产，365天/公顷表示农户完全投入农业生产，大于365天/公顷表示农户家庭具有雇拥劳动力从事农业生产的行为。

影响农户从事农业生产的积极性的主要因素主要有以下四组：

1.农户特征变量

(1)户主性别(FD)

采用0、1虚变量，女性设为0，男性为1。一个家庭户主的性别将在一定程度上影响此家庭的决策情况。一般情况下当户主是男性时，他们更倾向于冒险，愿意尝试新的事物；而当一个家庭户主为女性时，她们更倾向于维持现状，保持现有的收入状况。

(2)户主年龄(A)

一个家庭户主的年龄对一个家庭的发展也具有很重要的影响。一方面，年轻的户主更能接受新鲜的事物，更易冒险；而年龄较大的户主将考虑很多因素，必定影响他对新事物的选择，对待风险更为谨慎，加上他们对于从事农业生产具有更多的经验，更愿意维持现在的农业生产。另一方面，可能由于年龄较大的户主在资金和其他方面的积累，让他们更有能力去从事带有一定风险的活动，而年龄较轻的户主就不具备这方面的积累。所以户主年龄的影响方向不能确定。

(3)户主受教育年限(S)

受教育程度高的户主，一方面他们有更多的机会接触外面的事物，具有更强的市场意识，会将他们拥有的资源要素投入到收益率更高的行业中去，他们更倾向于放弃农业生产，从事其他工作；另一方面，农户受教育程度高，更易于掌握先进的农业生产技术，利于农业生产的发展。此项影响也具有不确定性。

2.家庭财富情况

设农户家庭农业收入占总收入比例为AI。其中总收入(I)为农业收入和非农收入(NAI)的总和。农业收入主要包括水稻、经济作物、家庭副业生产、畜牧业，以及其他农业收入。在技术和要素投入一定的情况下农业收入与土地面积成正比，并且将因变量设为单位土地面积上劳动的投入量，不考虑农户拥有的土地面积大小这一变量。农户家庭非农业收入(NAI)主要包括从非农业就业中得到的工资、从非农业经营中得到的收入和转移支付。其中农业收入和非农收入的计算都是农户的毛收入，投入的成本没有从其中扣除。

3.农业政策变量

(1)土地权利(LCT)

用土地承包期长短来代表土地权利的稳定性。本文通过农户问卷调查来获取资料。土地承包的期限越长表示其拥有的土地权利越强。

(2)土地承包费用(TC)

交易费用主要包括农户承包土地本身的费用和由于异地承包所带来的附加费用。承包附加费用包括到外地承包土地的交通费用及生活费用和需要添加机械等发生的费用。

4.地区变量(AD)

用虚拟变量0、1表示四川什邡市和新疆兵团。新疆兵团地处西北干旱区，人均拥有耕地面积较大，但是自然条件较差，农业生产面临的环境约束较大；四川什邡市位于具有“天府之国”美称的成都平原上，气候、水资源等农业生产的自然条件较为优越，但是由于人口较多，人均耕地面积较少。

(三)计量模型的建立

基于前面的分析框架，将影响农户务农积极性的因素归为以下几类主要因素，即农户特征变量、家庭财富情况、农业政策变量、地区虚拟变量。用函数表示为：

农户单位土地农业劳动投入量=F(农户特征变量、家庭财富情况、农业政策变量、地区虚拟变量)+随机扰动项

(10)

具体模型采用左对数模型：

(11)

式(11)中，β为待估参数，μ为误差项，劳动投入量采用自然对数形式。用OLS估计上述表达式。括号内符号表示这一因素的影响方向。户主年龄(A)越大对于农业劳动的投入应该会增加，因为年龄越大，农户从事农业生产的机会成本会减小，更有可能投入农业生产；教育程度(S)的预期影响为负，因为农户受教育的程度越高，他从事其他行业的机会也越多；土地承包期的长短(LCT)，按照理论界主流研究认为应该为正，因为承包期越长，农户的心理预期越稳定将更有积极性对农业生产进行投资，所以也预期为正值；农业收入占总收入比重(AI)越大，农户应该会更重视农业生产，会进行更多的投入；土地承包费用(TC)越高，会阻碍农户扩大农业生产的规模和投入。

(四)模型估计结果分析

模型运行结果与预期有不一致之处：

(12)

式(12)中，括号中数字为t-统计的绝对值；*、**、***分别表示1%、5%和10%的可信水平上估计值显著不为零。正如理论模型与预期一样，AI的估计系数符号为正，系数通过1%显著性可信水平检验。因此，农业收入在总收入中所占比重对增加单位土地面积劳动量的投入具有正的效应。如表3所示：土地承包期(LCT)系数与预期符号一致为正，但是LCT的t统计检验没有通过，估计系数不显著不为零。如理论模型一所论述的，随着外部非农经济的发展，就业工资率的不断提高，使得农业生产有效劳动投入量达到平衡状态的t*值(土地承包期)将越小。也正如模型二所论述的，可预见的二期工业收入对第一期的农业劳动投入影响为负，即随着农业收入占总收入比重的下降，农业生产对于农户的重要性程度的下降，将对农户投入农业生产的积极性产生负影响。这也正好印证了理论部分劳动量投入增长模型所模拟的现象即当前农村社区普遍存在的现象——农民工进城，土地承包期的延长并没有将农户务农积极性进一步提高，他们并没有增加对农业的投资；但是如果农业生产收入较高，在总收入中所占比重较大将对农户的农业生产投入行为产生正的效应，这也充分解释了在新疆兵团出现的“农民工进村”的现象，尽管这里的土地承包权并不太稳定，但是在这里从事农业生产能够产生较高的经济收益。

表3　预期和理论符号对比

年龄(A)通过了显著性水平为10%的t统计检验，但是系数符号与预期不符为负，这是否可以解释为，虽然目前在内地从事农业生产的较多为年龄较大的人员，但是在兵团“农民工进村”的人员中更多的是较为年轻的农户。

受教育年限(S)没有通过t统计检验。其估计系数与预期也不一致。可以解释为：“农民工进村”的农户中，较大多数是他们由于各种环境因素未能顺利进入非农行业，就选择了到新疆从事农业生产，而他们也是从事农业生产中受教育年限相对较高的一部分人员。所以对因变量的影响为正。

承包土地交易费用(TC)也没有通过t统计检验。但其预期符号与估计结果相一致。即交易费用会对单位土地面积劳动量的投入产生负的效应。

地区变量(AD)通过显著性水平为10%的t统计检验，兵团对区位变量对单位农业劳动量的投入具有正的效应。虽然新疆的地理环境较差，但是由于农业在此地相对发达，在农户经济收入中占较为重要的地位，所以农户对其投入也较多。

根据以上模型估计结果，我们可以看出，在1%的显著性水平下只有AI变量估计结果通过检验，说明此变量对于农户单位有效劳动投入农业的影响最为显著。也就是说，不论区域、性别、年龄、受教育程度，农业收入比重即农业生产对农户的重要性程度是影响农户对农业生产投入决策的关键性因素。

三、相关结论及政策建议

自上世纪80年代中期以来，农户从事农业生产的积极性不断下降，也许由于改革所激发的潜力耗尽是农业生产出现徘徊局面的一个原因，但是通过以上分析可以看出，现阶段在外界经济不断发展时出现了“农民工进城”和“农民工进村”两种不同现象的根本原因并不在于土地承包期的长短，兵团土地承包期不稳定但出现了外地农户入村承包土地的现象，而在土地承包期相对稳定的地区却出现了农户放弃土地涌向城市的现象。以上理论和实证的分析可以看出：第一，由于农业经济收入在总收入中所占比重的不断下降导致土地的农业产出对于农户的重要性程度下降，进一步使得土地产权激励作用下降，也即是说，土地权利的稳定性对农户生产积极性的激励作用是通过其背后农业收入起作用的。当农业收入相对于工业收入不断下降的今天，土地产权稳定性的激励作用也将下降。这应该是农业生产出现徘徊的根本原因。第二，虽然土地承包期的不断延长可以保障农户的生活，为农村社区的稳定做出一定的贡献，但是当农业收入和外界工业部门收入差异较大而得不到一定补偿，没有足够农业收入为基础的情况下，土地承包期限的不断延长并不能再一次激起农户投入农业生产的积极性，农户只会不断减少对农业生产的投入。也正如美国经济学家巴泽尔讲的那样“追求最大利益的个人只有在能得到好处时才会采取行动”[10]。第三，本文所研究的情况不仅在新疆地区存在，在深圳、广州、上海、北京等经济较发达地区也存在，所以对于这些地区农业生产的发展也具有一定的借鉴意义。

综上所述，我们在相对稳定土地承包关系的同时，应以市场为导向鼓励农民在自愿的基础上实行土地集中特别是向优势生产项目集中，或者可以尝试一些新兴市场给农业部门带来的增值潜力，例如碳金融市场，以最大限度地提升农业生产的经济效益。这样才能再次激起农户投资农业生产的积极性，从农业的规模效益、正外部效应等方面着手，在提升农户农业收入上下功夫，才能真正起到提高农户农业生产积极性的作用。

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