资源科学 ›› 2021, Vol. 43 ›› Issue (8): 1605-1614.doi: 10.18402/resci.2021.08.08
黄炎忠1,2(), 罗小锋1,4(
), 李兆亮2,3, 刘迪1,3
收稿日期:
2020-10-09
修回日期:
2021-01-30
出版日期:
2021-08-25
发布日期:
2021-10-25
通讯作者:
罗小锋,男,湖北武汉人,教授,研究方向为农村区域发展。E-mail: luoxiaofeng@mail.hzau.edu.cn作者简介:
黄炎忠,男,湖北咸宁人,博士研究生,研究方向为农业资源与环境经济。E-mail: 714912452@qq.com
基金资助:
HUANG Yanzhong1,2(), LUO Xiaofeng1,4(
), LI Zhaoliang2,3, LIU Di1,3
Received:
2020-10-09
Revised:
2021-01-30
Online:
2021-08-25
Published:
2021-10-25
摘要:
农业生产的季节性特征使得农户兼业已经成为我国农民分化的重要趋势。本文基于长江流域湖北、江西和浙江3省822份水稻种植户调查数据,利用IV-Tobit和门槛效应模型论证了农户兼业对粮食生产效率的非线性影响,并从时间、资金与技术要素投入解析其作用机理。研究表明:①农户兼业对粮食生产效率具有非线性影响,农户兼业时长超过8.35个月时,兼业行为对粮食生产效率的影响方向会发生改变;②短期兼业与县域范围内近距离兼业将有助于粮食生产效率提升;③农户兼业行为主要通过增加农业生产资金与技术投入来提升粮食生产效率。因此,在客观认识和接受农户“农忙务农、农闲务工”兼业身份的同时,不仅要鼓励发展县域经济,实现农民就近转移就业,还要积极培育农业社会化服务组织,引导长时间兼业农户退出农业生产。研究结论可为充分客观地评价现阶段我国粮食生产中的农户兼业行为提供一定的理论和实证依据。
黄炎忠, 罗小锋, 李兆亮, 刘迪. 农户兼业对粮食生产效率的非线性影响[J]. 资源科学, 2021, 43(8): 1605-1614.
HUANG Yanzhong, LUO Xiaofeng, LI Zhaoliang, LIU Di. Nonlinear effect of farmers’ off-farm employment on grain production efficiency[J]. Resources Science, 2021, 43(8): 1605-1614.
表1
模型中变量定义与赋值说明
变量 | 定义与赋值 | 均值 | 标准差 |
---|---|---|---|
粮食生产效率 | 基于DEA测算得到的技术效率数值 | 0.732 | 0.205 |
户主兼业行为 | 2018年户主是否存在兼业行为:否=0,是=1 | 0.315 | 0.130 |
户主年龄 | 户主年龄/岁 | 50.293 | 9.600 |
户主受教育程度 | 户主受教育年限/年 | 7.172 | 3.440 |
户主健康状况 | 户主身体健康状况:非常差=1,比较差=2,一般=3,比较好=4,非常好=5 | 3.927 | 0.921 |
家庭总收入 | 2018年家庭总收入/万元 | 11.891 | 4.626 |
家庭农业劳动力 | 家庭从事农业生产的劳动力人数 | 1.925 | 0.696 |
家庭农业收入占比 | 2018年农业收入占家庭总收入比重 | 0.544 | 0.213 |
耕地质量 | 水稻种植地块土地质量:非常差=1,比较差=2,一般=3,比较好=4,非常好=5 | 3.364 | 1.007 |
灌溉条件 | 水稻种植地块是否方便灌溉:否=0,是=1 | 0.709 | 0.251 |
地块距离 | 水稻种植地块离家庭住址的平均距离/km | 0.884 | 0.339 |
合作组织 | 家庭是否加入农民专业合作组织:否=0,是=1 | 0.347 | 0.476 |
地形特征 | 所在村域的地形:山地=1,丘陵=2,平原=3 | 2.371 | 0.655 |
地理区域 | 所处的样本省份:湖北=1,浙江=2,江西=3 | 1.892 | 1.427 |
水稻类别 | 种植的水稻类型:早稻=1,中稻=2,晚稻=3,再生稻=4 | 2.340 | 1.801 |
村域兼业环境 | 同村域兼业农户样本数量与该村总样本量的比值 | 0.251 | 0.232 |
表3
农户兼业对粮食生产效率影响的实证结果
变量 | Tobit估计 | IV-Tobit估计 | |
---|---|---|---|
户主兼业行为 | 0.024*(0.013) | — | 0.036**(0.015) |
户主年龄 | 0.001(0.001) | -0.008***(0.002) | 0.001(0.001) |
户主受教育程度 | 0.003**(0.002) | 0.018**(0.008) | 0.003*(0.002) |
户主健康状况 | -0.004(0.007) | 0.060*(0.380) | -0.006(0.007) |
家庭总收入 | 0.001*(0.001) | -0.001(0.012) | 0.001**(0.000) |
家庭农业劳动力 | 0.019**(0.008) | 0.012(0.023) | 0.017**(0.007) |
家庭农业收入占比 | -0.001(0.001) | -0.025(0.601) | -0.001(0.005) |
耕地质量 | 0.011(0.007) | -0.004(0.025) | 0.013*(0.007) |
灌溉条件 | -0.019*(0.012) | 0.020(0.017) | -0.021(0.014) |
地块距离 | -0.018***(0.006) | -0.027(0.435) | -0.020***(0.006) |
合作组织 | 0.041**(0.020) | -0.033(0.041) | 0.043*(0.026) |
地形特征 | 0.025*(0.013) | -0.154(0.132) | 0.026*(0.014) |
地理区域 | 0.046(0.051) | 0.782*(0.336) | 0.544(0.368) |
水稻类别 | 0.035*(0.017) | 0.425(0.359) | 0.201(0.194) |
常数项 | 0.544***(0.065) | 0.258*(0.157) | 0.162(0.144) |
村域兼业环境 | — | 0.018**(0.007) | — |
样本量 | 822 |
表7
农户兼业对粮食生产效率影响的中介效应检验
变量 | 粮食生产效率 | 时间投入 | 资金投入 | 技术投入 | 粮食生产效率 | 粮食生产效率 | 粮食生产效率 |
---|---|---|---|---|---|---|---|
兼业行为 | 0.036** (0.015) | -0.017* (0.010) | 0.025*** (0.008) | 0.040* (0.023) | 0.022* (0.012) | 0.019** (0.008) | 0.010* (0.005) |
时间投入 | — | — | — | — | -0.005(0.004) | — | — |
资金投入 | — | — | — | — | — | 0.016**(0.007) | — |
技术投入 | — | — | — | — | — | — | 0.043*(0.023) |
其他变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
模型检验 | χ2=46.072 P=0.000 | F=94.250 P=0.000 | F=79.580 P=0.000 | χ2=55.960 P=0.000 | χ2=45.511 P=0.002 | χ2=40.112 P=0.000 | χ2=51.716 P=0.000 |
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