□王秀麗 王士海 田志宏

[內(nèi)容提要]農(nóng)業(yè)經(jīng)營代際傳遞在“大國小農(nóng)”的基本國情下，是值得研究的問題，它導(dǎo)致的直接結(jié)果是農(nóng)業(yè)勞動力的老齡化。分析農(nóng)業(yè)經(jīng)營代際傳遞的影響因素以及不同年齡段的農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營退出時間顯得尤為重要。本文基于冀魯豫三省農(nóng)戶實地調(diào)研數(shù)據(jù)，描述了父代農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營代際傳遞現(xiàn)狀，并運用門檻回歸模型分析了他們農(nóng)業(yè)經(jīng)營代際傳遞意愿的影響因素。研究表明，目前父代農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營代際傳遞面臨困難。家庭務(wù)農(nóng)收入比和家庭勞動力人口對父代農(nóng)戶代際傳遞意愿有顯著的正向影響；家庭全年外出務(wù)工或經(jīng)商人數(shù)對父代農(nóng)戶代際傳遞意愿有顯著的負向影響；平原地區(qū)的父代農(nóng)戶具有更強離農(nóng)傾向。此外，關(guān)于年齡與代際傳遞的關(guān)系，本文得出了與前人研究不一致的結(jié)論：本文認為年齡與農(nóng)戶代際傳遞意愿存在顯著正相關(guān)關(guān)系，不同年齡段的農(nóng)戶退出農(nóng)業(yè)經(jīng)營的意愿存在顯著差異，現(xiàn)有中老年農(nóng)業(yè)經(jīng)營者到58歲以后才愿意退出農(nóng)業(yè)經(jīng)營。不一致的原因可能是，調(diào)研對象主要集中在年齡在50歲以上的、實際從事農(nóng)業(yè)經(jīng)營的農(nóng)戶，樣本農(nóng)戶年齡段的選擇更具有代表性。基于以上結(jié)論，政府在關(guān)注農(nóng)業(yè)人口老齡化對農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展影響的同時，更要高度重視中老年農(nóng)戶的生產(chǎn)需求，解決中老年農(nóng)戶的生產(chǎn)約束問題。

一、引言

農(nóng)業(yè)經(jīng)營代際傳遞在“大國小農(nóng)”的基本國情下，是值得研究的問題，它導(dǎo)致的直接結(jié)果是農(nóng)業(yè)勞動力的老齡化。農(nóng)業(yè)勞動力老齡化是一個全球性趨勢。它對一國農(nóng)業(yè)競爭力、食物及其他農(nóng)產(chǎn)品供給和農(nóng)村社會經(jīng)濟發(fā)展都會產(chǎn)生十分顯著的負面影響[1-3]。北美、東亞和歐洲發(fā)達經(jīng)濟體的應(yīng)用實踐表明解決農(nóng)業(yè)人口老齡化的主選方案是農(nóng)業(yè)經(jīng)營代際傳遞[4-6]。國際對農(nóng)業(yè)經(jīng)營代際傳遞的研究始于1990年普利茅斯大學(Plymouth University)的Andrew Errington教授對農(nóng)場繼承的調(diào)查[7]，隨后許多國家開始了一系列研究，如加拿大、美國、日本、德國和波蘭等[8]。研究顯示，農(nóng)業(yè)經(jīng)營代際傳遞受到農(nóng)戶個人和家庭特征、家庭農(nóng)業(yè)區(qū)位特征以及非農(nóng)就業(yè)機會等因素顯著影響[9-13]。除農(nóng)戶個人和家庭特征顯著影響農(nóng)戶子代農(nóng)業(yè)經(jīng)營代際繼承時機外，父代農(nóng)戶的年齡和個人偏好等因素也對其繼承時機產(chǎn)生重要影響[14-16]。中國學者對農(nóng)業(yè)經(jīng)營代際傳遞問題的關(guān)注起步較晚，是21世紀后才出現(xiàn)的。目前學界對農(nóng)業(yè)經(jīng)營代際傳遞的定量研究較少，但農(nóng)業(yè)繼承人危機、新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體和新型職業(yè)農(nóng)民培育等都是對這個問題的側(cè)面研究[17-19]。朱紅根和寧澤逵等學者很有針對性地對農(nóng)業(yè)經(jīng)營代際傳遞進行分析，對本文的研究具有很大的啟發(fā)性。朱紅根等學者從國家糧食安全角度闡述了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營代際傳遞的必要性和影響因素[20]，寧澤逵和寧攸涼則主要探討區(qū)位和非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)業(yè)代際傳承的作用[21]。

上述文獻為本文的研究提供了前提基礎(chǔ)和借鑒，同時仍有問題需要深入研究。盡管已有文獻通過建立實證模型分析了農(nóng)業(yè)經(jīng)營代際傳遞的影響因素，但多采用離散選擇模型，無法克服由于個別變量存在區(qū)間差異導(dǎo)致的模型估計偏差問題。由此，本文利用冀魯豫三省父代農(nóng)戶實地調(diào)研數(shù)據(jù)分析他們農(nóng)業(yè)經(jīng)營代際傳遞的現(xiàn)狀，并建立門檻回歸模型分析他們農(nóng)業(yè)經(jīng)營代際傳遞意愿的影響因素。這不僅有效糾正了模型估計偏差，還為解決農(nóng)業(yè)勞動力老齡化問題提供了一個可能思路，充實了目前中國學術(shù)界農(nóng)業(yè)經(jīng)營代際傳遞的研究成果。

二、數(shù)據(jù)來源與樣本特征

本文所用數(shù)據(jù)來自課題組2018年1-3月期間對冀魯豫小麥產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶所做的實地調(diào)查。調(diào)查時間主要選取在春節(jié)前后，一方面原因是調(diào)研員在春節(jié)期間集中回家過年，時間充裕；另一方面原因是春節(jié)期間外出打工的父代農(nóng)戶和其子代回家過年，調(diào)研員能夠近距離訪問調(diào)研對象，提高問卷質(zhì)量。調(diào)查采用分層次隨機抽樣方式，首先調(diào)查員在每個縣(區(qū))內(nèi)隨機挑選3-4個樣本村莊，然后在每個村莊隨機挑選3-4戶樣本農(nóng)戶進行實地入戶調(diào)查。本次調(diào)查以問卷調(diào)查為主，訪談?wù){(diào)查為輔。調(diào)查范圍涉及三個農(nóng)業(yè)大省的41個縣(區(qū))538戶農(nóng)戶。根據(jù)研究需要的關(guān)鍵變量和目標省份對數(shù)據(jù)進行篩選，剔除嚴重不合格問卷22份，剩余有效問卷516份，合格率為95.91%。

調(diào)查主要以年齡在50周歲及以上(原則上不要超過75周歲)主要從事種植業(yè)的農(nóng)戶為對象，這些農(nóng)戶必須滿足實際進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和本身是家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營決策者特征，可以為男戶主也可以為女主人。調(diào)查內(nèi)容涉及農(nóng)戶個人特征、家庭結(jié)構(gòu)特征和家庭經(jīng)營特征等幾個方面。具體如表1所示。

三、冀魯豫三省農(nóng)業(yè)經(jīng)營代際傳遞現(xiàn)狀

目前冀魯豫三省農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營代際傳遞面臨困難。調(diào)研數(shù)據(jù)表明，已經(jīng)將農(nóng)業(yè)資源傳遞子代的農(nóng)戶數(shù)量占全樣本比重遠低于沒有傳遞的農(nóng)戶的比重，這意味著85.5%的父代農(nóng)戶仍然是務(wù)農(nóng)主力軍。沒有傳遞的父代農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營現(xiàn)狀中最為普遍的情況就是“目前主要自己種地，過幾年把地給子女種”，這種情況的比重占到全樣本農(nóng)戶的25.28%。占比最小的情況是父子同耕，這種情況僅占全樣本農(nóng)戶的14.50%，比前者低10.78個百分點。冀魯豫三省作為農(nóng)業(yè)大省，目前的農(nóng)業(yè)勞動力主要集中在50多歲的父代農(nóng)戶，農(nóng)戶子代務(wù)農(nóng)的比重較小。那么，50多歲的農(nóng)戶目前仍然種地的原因是什么，本調(diào)查組對受訪農(nóng)戶進行了訪問。38.32%的目前還在種地的農(nóng)戶認為自己身體健康仍可以種地，這種情況是最普遍的。其次是有一部分農(nóng)戶認為自己不能外出打工，為了生存必須務(wù)農(nóng)，這種情況占比30.83%?！白优疀]人想種地” 和“租金低”這兩種情況頻率差不多，分別占比13.17%和14.67%。通過對受訪農(nóng)戶的訪問，沒有一位農(nóng)戶認為目前自己還在種地是由于子女太多，不知道把地給誰。冀魯豫三省僅有不足兩成的受訪農(nóng)戶將農(nóng)業(yè)資源傳遞給子代，務(wù)農(nóng)人口老齡化程度嚴重。綜合以上分析不難看出，導(dǎo)致老齡農(nóng)戶不愿離農(nóng)的原因主要是務(wù)農(nóng)的慣性和對經(jīng)濟的需求。父代農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營代際傳遞的現(xiàn)狀及原因如表2所示。

表1 樣本特征分布情況

數(shù)據(jù)來源：調(diào)研問卷數(shù)據(jù)整理。

表2 父代農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營代際傳遞的現(xiàn)狀及原因

數(shù)據(jù)來源：調(diào)研問卷數(shù)據(jù)整理。

農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營代際傳遞前景并不令人擔憂。在得知農(nóng)戶目前的農(nóng)業(yè)家庭經(jīng)營現(xiàn)狀后，本文進一步對未傳遞農(nóng)戶離農(nóng)意愿進行分析。未來幾年也不愿意離農(nóng)的農(nóng)戶占比62.08%，愿意的占比37.92%。不愿意離農(nóng)農(nóng)戶比重比愿意的高24.16個百分點。綜合表1和表2，全部調(diào)研樣本中有40%的農(nóng)戶現(xiàn)在乃至將來愿意將農(nóng)業(yè)資源傳遞給下一代。根據(jù)第三次農(nóng)業(yè)普查數(shù)據(jù)，2016年底中國有200159125戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營戶，121775.9千公頃耕地，戶均土地經(jīng)營規(guī)模0.61公頃。參考日本戶均2公頃的農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模，假若現(xiàn)有40%的父代農(nóng)戶能夠成功將農(nóng)業(yè)資源傳遞給子代，這些子代勞動力完全能夠滿足中國農(nóng)業(yè)勞動力需求。由此，“誰來種地”問題可能是偽命題。父代農(nóng)戶代際傳遞意愿是他們根據(jù)自身特征和所處社會環(huán)境做出的理性反應(yīng)，那么究竟是什么原因?qū)е?0%的農(nóng)戶不愿意將農(nóng)業(yè)資源傳遞給自己的子女，本次調(diào)研也對其原因進行了調(diào)查。原因主要集中在4個方面，分別為身體健康、經(jīng)濟自由、自己不能勝任除了務(wù)農(nóng)以外的工作以及其他情況。第一種原因較為普遍，占比52.43%，其次為原因三和原因二分別占比23.30%和15.53%，分別比第一種原因低29.13和36.9個百分點。老齡農(nóng)戶的離農(nóng)傾向整體較弱，體力允許下的務(wù)農(nóng)慣性和經(jīng)濟自由是導(dǎo)致這一現(xiàn)狀的主要原因。目前沒有傳遞的父代農(nóng)戶的離農(nóng)意愿及原因如表3所示。

表3 目前沒有傳遞的父代農(nóng)戶的離農(nóng)意愿及原因

數(shù)據(jù)來源：調(diào)研問卷數(shù)據(jù)整理。

四、農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營代際傳遞意愿影響因素計量分析

(一)理論分析

隨著農(nóng)業(yè)勞動力人口老齡化趨勢的蔓延，農(nóng)業(yè)可持續(xù)性發(fā)展成為社會和學界關(guān)注的熱點，老齡農(nóng)戶的土地處理方式也逐漸引起了學界的關(guān)注。在老齡農(nóng)戶年齡逐漸增大，農(nóng)業(yè)勞動力投入受到制約的情況下，他們對土地的處理方式一般為三種，第一種是農(nóng)戶將土地完全出讓，這種方式會降低農(nóng)戶的一部分收入，很少有農(nóng)戶會選擇這種方式。第二種是農(nóng)戶可能由于經(jīng)濟問題等原因繼續(xù)自己種地，此時土地更多起到的是養(yǎng)老和就業(yè)保障作用。第三種是農(nóng)戶出于獲得更多收益目的更愿意將土地流轉(zhuǎn)出去?，F(xiàn)實經(jīng)濟市場中，受目前土地租金達不到農(nóng)戶期望等社會環(huán)境和農(nóng)戶自身養(yǎng)老需求等限制，更多農(nóng)戶愿意將土地傳遞給自己的子女。出于“理性人”假設(shè)，農(nóng)戶一般會選擇第三種處理方式。

本文以一個普通農(nóng)戶家庭為例分析父代農(nóng)戶勞動時間的分配過程。根據(jù)間接效用理論，間接效用函數(shù)是價格和收入的函數(shù)，用U(p，y)表示。在農(nóng)戶農(nóng)業(yè)單位時間的工資率和農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)工資率已知的情況下，效用只取決于農(nóng)戶收入，則U(ω，y)=U(y)，ω為工資。農(nóng)戶收入由務(wù)農(nóng)時間Ta和非農(nóng)工作時間Tna決定。在此前提下，根據(jù)貝克爾的家庭生產(chǎn)模型，農(nóng)戶的家庭效用的變動主要由增加一單位農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間所帶來的家庭效用影響和增加一單位非農(nóng)生產(chǎn)時間對家庭效用的影響兩部分構(gòu)成。

增加一單位農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間所帶來的家庭效用影響可以表示為：

增加一單位非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間所帶來的家庭效用影響可以表示為：

在農(nóng)產(chǎn)品完全競爭市場上，時間的邊際價值等于工資率，即MVTa=wTa，MVTna=wTna。在農(nóng)業(yè)單位時間工資率等于非農(nóng)業(yè)單位時間工資率WTa=WTna時，家庭總可以通過選擇Ta和Tna，使得MPTa=MPTna。

以上分析可以將農(nóng)戶代際傳遞的決策過程轉(zhuǎn)化為農(nóng)戶務(wù)農(nóng)時間和非農(nóng)業(yè)工作時間的選擇問題。農(nóng)戶的選擇決策受多重因素的影響，是一系列因素綜合作用的結(jié)果。參考前人研究文獻[20，21]，區(qū)位、受教育程度、非農(nóng)就業(yè)機會和家庭結(jié)構(gòu)等因素都會顯著影響農(nóng)戶務(wù)農(nóng)決策，但年齡對代際傳遞的作用仍沒有定論。朱紅根運用多元有序Logistic模型實證分析了影響農(nóng)戶稻作經(jīng)營的代際傳遞意愿。他認為年齡對代際傳遞沒有顯著影響[20]。然而，寧澤逵和寧攸涼在探究區(qū)位和非農(nóng)就業(yè)因素對農(nóng)業(yè)代際傳承的影響時得出了相反的結(jié)論[21]。本文在分析了農(nóng)戶代際傳遞影響因素的基礎(chǔ)上，進一步運用門檻回歸模型探究了年齡對農(nóng)戶代際傳遞的影響，以明確不同年齡階段農(nóng)戶代際傳遞意愿的差異。

(二)模型原理

現(xiàn)有文獻大多采用二元離散選擇模型來探究農(nóng)戶代際傳遞意愿的影響因素，該模型的最大特點為被解釋變量是二元離散變量。但是，它并不能克服由于個別變量存在區(qū)間差異導(dǎo)致的模型估計偏差問題，門檻回歸模型恰好能彌補這一缺陷。本文首先采用二元離散選擇模型和Tobit模型對農(nóng)戶代際傳遞意愿影響因素進行分析，然后進一步采用門檻回歸模型探究年齡作為門檻值在農(nóng)戶代際傳遞中發(fā)揮的作用。

二元離散選擇模型和Tobit模型是常用的微觀經(jīng)濟計量模型，本文不對他們的模型設(shè)定進行贅述。根據(jù)朱紅根等學者相關(guān)研究，農(nóng)戶年齡可能與他們的農(nóng)業(yè)家庭經(jīng)營代際傳遞意愿存在非線性關(guān)系，表現(xiàn)出區(qū)間差異[20]。為了避免人為劃分年齡區(qū)間導(dǎo)致模型估計結(jié)果存在偏差，本文采用橫截面數(shù)據(jù)門檻回歸模型進行估計。它能根據(jù)數(shù)據(jù)本身特點劃分年齡區(qū)間，分析不同年齡段農(nóng)戶農(nóng)業(yè)家庭經(jīng)營代際傳遞意愿的影響因素。Hansen[22]建立的面板數(shù)據(jù)門檻模型的基本形式為：

其中，i為地區(qū)，t為時間，qit為門檻變量，γ為未知門檻值，I(·)為示性函數(shù)，eit為擾動項。上式等價于：

上述兩個公式實際上是關(guān)于變量qit的分段函數(shù)。當qit≤γ時，xit的系數(shù)為β1，當qit>γ時，xit的系數(shù)為β2。借鑒Hansen的面板數(shù)據(jù)門檻模型，本文建立橫截面數(shù)據(jù)門檻回歸模型。本文的實證模型為：

其中，AGEi為年齡門檻變量；Xi為除年齡外的其他個人特征變量，如性別、受教育程度和務(wù)農(nóng)認可度；Zi為家庭特征變量，如家庭總?cè)丝?、家庭男性勞動力、家庭全年外出?wù)工或經(jīng)商人數(shù)、家庭子女數(shù)、務(wù)農(nóng)收入比、家庭主要種植作物或家庭是否包地；Ki為村莊特征變量，如地形、距離、村里是否有外人來包地；eit為擾動項。

(三)變量選擇

本文計量模型的被解釋變量為父代農(nóng)戶農(nóng)業(yè)家庭經(jīng)營代際傳遞意愿?！案复r(nóng)戶農(nóng)業(yè)家庭經(jīng)營代際傳遞意愿”指的是家庭內(nèi)部父代農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營傳遞給子女的意愿。二元離散選擇模型的因變量為離散變量，Tobit和門檻回歸模型的因變量為連續(xù)變量，分別是對“您是否愿意現(xiàn)在就將土地資源傳遞給下一代”和“您將農(nóng)業(yè)資源傳遞給下一代的意愿強烈程度”兩個問題的反饋。務(wù)農(nóng)認可度可通過詢問農(nóng)戶認為是否可以通過務(wù)農(nóng)過上好日子來測度?？梢酝ㄟ^務(wù)農(nóng)過上好日子表明務(wù)農(nóng)認可度高，反之亦反是。為了減少兩個變量的統(tǒng)計誤差和提高模型估計的穩(wěn)健性，本文同時使用三個模型對農(nóng)戶的代際傳遞意愿影響因素進行估計。時間作為距離的測度單位可以充分考慮地形和距離兩個因素，具有更好的樣本性質(zhì)(表4)。

(四)結(jié)果分析

前面的樣本情況分析初步顯示了不同農(nóng)戶之間家庭經(jīng)營代際傳遞的差異和原因，為了探究他們之間家庭經(jīng)營代際傳遞差異的主要影響因素，本文運用stata15軟件構(gòu)建二元離散選擇模型、Tobit模型和門檻回歸模型對冀魯豫三省農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)進行處理。方程1和2顯示的是父代農(nóng)戶農(nóng)業(yè)家庭經(jīng)營代際傳遞意愿作為離散變量參與二元離散選擇模型回歸的結(jié)果，方程3和4顯示的是父代農(nóng)戶農(nóng)業(yè)家庭經(jīng)營代際傳遞意愿作為連續(xù)變量參與Tobit模型和門檻模型回歸的結(jié)果。同時運用四個方程對同一數(shù)據(jù)進行處理可以有效保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。Wald/LR/F值和R2值分別顯示了模型的聯(lián)合顯著性和擬合程度較好。四個方程的回歸結(jié)果均顯示年齡、家庭男性勞動力人數(shù)、家庭全年外出務(wù)工或經(jīng)商人數(shù)、家庭務(wù)農(nóng)收入比和地形顯著影響父代農(nóng)戶家庭經(jīng)營代際傳遞意愿。父代農(nóng)戶農(nóng)業(yè)家庭經(jīng)營代際傳遞意愿的影響因素實證結(jié)果如表5所示。

表4 變量描述性統(tǒng)計

數(shù)據(jù)來源：調(diào)研問卷數(shù)據(jù)整理。

表5 父代農(nóng)戶農(nóng)業(yè)家庭經(jīng)營代際傳遞意愿的影響因素實證結(jié)果

注：①*、**和***分別表示在10%、5%和1%的統(tǒng)計水平下通過顯著性檢驗。②括號中顯示的是t值。

農(nóng)戶個體特征對父代農(nóng)戶農(nóng)業(yè)家庭經(jīng)營代際傳遞意愿的影響。年齡對父代農(nóng)戶農(nóng)業(yè)家庭經(jīng)營代際傳遞意愿有顯著正向影響。年齡越大的父代農(nóng)戶農(nóng)業(yè)家庭經(jīng)營的代際傳遞意愿越強。方程1-3的回歸結(jié)果顯示年齡對父代農(nóng)戶家庭經(jīng)營代際傳遞意愿的影響是單向的，不存在非線性關(guān)系①。在方程4中將年齡作為門檻變量進行門檻回歸。門檻效果自抽樣檢驗顯示該方程存在單一門檻。門檻值為58歲。詳細結(jié)果如表6和表7所示。年齡與農(nóng)戶代際傳遞意愿存在正相關(guān)關(guān)系，年齡顯著影響58歲以上的農(nóng)戶的代際傳遞意愿，對58歲以下農(nóng)戶的代際傳遞意愿影響不顯著。說明58歲以下農(nóng)戶的年齡差異并沒有導(dǎo)致農(nóng)戶代際傳遞意愿存在明顯差異。相比其他年齡段，58歲以上農(nóng)戶具有更強的離農(nóng)傾向。性別和務(wù)農(nóng)認可度的回歸系數(shù)為正，且沒有通過顯著性檢驗。此外，受教育程度也沒有通過顯著性檢驗。

表6 門檻估計值和置信區(qū)間

表7 門檻效果自抽樣檢驗

農(nóng)戶家庭特征對父代農(nóng)戶農(nóng)業(yè)家庭經(jīng)營代際傳遞意愿的影響。家庭男性勞動力人數(shù)越多，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)家庭經(jīng)營代際傳遞意愿越強烈。與此同時，家庭務(wù)農(nóng)收入越多，父代農(nóng)戶代際傳遞意愿越強烈。家庭全年外出經(jīng)商/務(wù)工的人數(shù)對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)家庭經(jīng)營代際傳遞意愿具有顯著負向影響。

村莊特征對父代農(nóng)戶農(nóng)業(yè)家庭經(jīng)營代際傳遞意愿的影響。平原地區(qū)的父代農(nóng)戶農(nóng)業(yè)家庭經(jīng)營代際傳遞意愿顯著高于丘陵山區(qū)，這與現(xiàn)實狀況相符合。相比平原地區(qū)，丘陵山區(qū)信息相對閉塞，就業(yè)機會和家庭收入結(jié)構(gòu)單一。為了獲得更多的就業(yè)機會、更好的家庭收入和接受更完善的醫(yī)療教育衛(wèi)生條件，農(nóng)戶更希望他們的子代能夠走出山區(qū)，離開農(nóng)業(yè)?；谝陨显?，丘陵山區(qū)的父代農(nóng)戶更不愿意將農(nóng)業(yè)資源傳遞給子代。除了地形外，距離和村里是否有外人包地等因素都不能顯著影響父代農(nóng)戶農(nóng)業(yè)家庭經(jīng)營代際傳遞意愿決策。

五、研究結(jié)論與政策啟示

本文基于冀魯豫三省農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)對父代農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營代際傳遞意愿的影響因素進行論證。研究結(jié)果表明：第一，就研究樣本看，目前父代農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營代際傳遞面臨困難。主要從事農(nóng)業(yè)經(jīng)營的農(nóng)戶平均年齡為62歲，但他們在58歲以后才希望將農(nóng)業(yè)資源傳遞給子代。父代農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營代際傳遞存在意愿行為偏差。第二，農(nóng)戶個人特征和家庭特征顯著影響農(nóng)戶代際傳遞意愿。家庭男性勞動力人數(shù)和家庭務(wù)農(nóng)收入比顯著正向影響父代農(nóng)戶代際傳遞意愿。家庭中外出經(jīng)商或務(wù)工人數(shù)越多，父代農(nóng)戶代際傳遞意愿越小。第三，年齡與父代農(nóng)戶代際傳遞意愿顯著正相關(guān)，這與朱紅根等學者的實證結(jié)論不一致。他們認為父代農(nóng)戶年齡對父代農(nóng)戶代際傳遞意愿影響不顯著[20]。不一致的原因可能是，本調(diào)研組的調(diào)研對象主要集中在年齡在50歲以上的、實際從事農(nóng)業(yè)經(jīng)營的農(nóng)戶，對樣本農(nóng)戶年齡段的選擇更具有代表性。第四，區(qū)位因素是父代農(nóng)戶代際傳遞意愿的重要考慮因素之一。平原地區(qū)的老齡農(nóng)戶離農(nóng)傾向顯著高于丘陵山區(qū)。盡管平原地區(qū)農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)機會較多、受城鎮(zhèn)化影響較大，但該地區(qū)農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模較大、機械化程度較高、父代農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)的認可度相對較高，也更愿意將農(nóng)業(yè)資源傳遞給下一代。

基于以上結(jié)論，得出以下啟示：第一，中國未來農(nóng)業(yè)經(jīng)營者會以中老年為主，“中老年農(nóng)業(yè)”將成為中國農(nóng)業(yè)的常態(tài)。第二，借鑒發(fā)達國家的農(nóng)業(yè)發(fā)展歷程經(jīng)驗，未來的中國農(nóng)業(yè)將以規(guī)模經(jīng)營為主。但在農(nóng)業(yè)勞動力老齡化加劇的趨勢下，老齡人口的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)需求需要得到重視，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)約束亟待解決。第三，農(nóng)業(yè)勞動力老齡化的加劇所導(dǎo)致的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的減量，是否能超過機械化水平的提升所帶來的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的增量，這個問題目前還存在爭議。如果答案為肯定，老齡人口退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)問題就是迫切需要關(guān)注的事情。

注 釋：

①本文在分析父代農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營代際傳遞影響因素過程中，分別在方程1-3中加入年齡的一次項、二次項和三次項。年齡的二次項和三次項對農(nóng)戶代際傳遞意愿的影響不僅不顯著，而且會影響其他因素的顯著性，導(dǎo)致結(jié)果存在嚴重偏差。經(jīng)過多次實驗，本文最終得出年齡對父代農(nóng)戶家庭經(jīng)營代際傳遞意愿的影響是單向的，不存在非線性關(guān)系的結(jié)論。