农民饲养生猪的意愿及其影响因素分析以-浙江江山农民为例

农民饲养生猪的意愿及其影响因素分析以-浙江江山农民为例（通用6篇）

篇1：农民饲养生猪的意愿及其影响因素分析以-浙江江山农民为例

强制性制度变迁与农户理性不及的反应

农户合作医疗需求分析

因病致贫与农村健康保险

农村合作医疗的经济效益调查分析

家庭风险分担机制对农村合作医疗保险需求的影响——对四川省的初步调查

中国居民健康转型、卫生服务需求变化及其对经济、社会发展的影响(之二)

中国小农户的风险及风险管理研究

存在背景风险下的保险需求──来自中国商业健康保险市场的实证研究

错位”农户需求与制度供给之间的矛盾”

山东省农村居民参加合作医疗的意愿及其影响因素分析

农村居民收入及医疗费用的调查分析

农村居民对各级卫生机构的医疗需求的调查

医药费用预测模型及保险因子分析──中国农村健康保险试验项目之科学测算Ⅰ

费尔德斯坦 著费朝辉 译卫生保健经济学1998

改造传统农业西奥多 舒尔茨著北京：商务印书馆，2006嵩山路教师阅览室C51/25;89.2

王国军国柱中国农业保险与农村社会保障制度研究2002

刘京生中国农村保险制度论纲 2000

篇2：农民饲养生猪的意愿及其影响因素分析以-浙江江山农民为例

Zhang Y, Xia X L.Analysis on influential factors of the willingness of farmers’participation in new residential construction:a case study of Shahe County in Hebei Province, China[J].Research of Agricultural Modernization, 2014, 35 (6) :733-736.

新民居建设作为社会主义新农村建设的重要组成部分, 产生于城乡二元经济社会结构明显、乡村居住环境差、农民迫切需要改善生活条件的大背景下[1], 其目的是建设“生产发展、生活宽裕、乡风文明、村容整洁、管理民主”的新型农村社区, 缩小城乡居民在居住、公共服务、环境等方面的发展差距。由于农民是新民居建设的主体, 因此, 了解他们参与新民居建设的意愿以及厘清影响他们参与意愿的主要因素, 对推进该项工程的有序实施, 至关重要。

新民居建设自推行以来, 受到学者的广泛关注, 一些学者从不同的角度进行了研究。宋海鸥等[2]从环境发展的角度提出了新民居建设是提高生活质量、解决环境问题的必要选择, 并从加强规划、革新建筑材料等方面对新民居建设提出建议。康爱荣等[1]以河北省唐山市为例, 提出了滚动发展模式、原址改造模式、搬迁重建模式、村庄合并扩建模式、村企共建模式、产业园区带动模式等六种建设模式。何继新[3]研究发现, 提高农民心理意识、增强农民个体和入住新民居群体的比照可以增进参与意愿, 而通过宣传和外部环境调整可以共同影响其参与意愿。

现有研究主要集中在新民居建设必要性、建设模式、建设影响因素、建设举措等领域[4,5], 但是从农民需求角度, 结合农村区域发展条件开展新民居建设意愿的研究还不够深入, 同时在模型设定、变量选取等方面也还需要进一步完善。本文基于河北省沙河市农村居民的调查数据, 在统计分析的基础上建立Logistic模型对农村居民参与“新民居建设”意愿的影响因素进行实证分析, 得出基本结论并提出政策启示。

1 研究区域概况

沙河市位于河北南部太行山麓, 东北与南和县接壤, 南与永年县相连, 西南与武安市毗邻, 北隔大沙河与邢台市相望。辖15个乡镇办事处, 290个行政村, 总人口58.7万人, 现有农业人口47.5万人, 全市耕地面积2.7万hm2。市内工商旅游业发达, 农业生产条件较好, 交通位置优越, 并在农户宅基地退出和新民居建设等多方面具备一定的典型性和代表性。

2009年以来, 沙河市把农村新民居建设作为统筹城乡发展和新农村建设的重要内容和有效抓手。截止2012年底, 沙河市共建设46个省级新民居示范村, 投资15亿元, 共建成新民居住宅5000多套, 总建筑面积85万m2。建设主要采用村企共建、村民自建两种模式。建设楼房采用五加一式单元楼为主, 并辅助2层别墅、单层建筑。

2 研究方法

2.1 数据来源

以河北省代表性地区—沙河市的农村居民作为调查对象, 为保证样本的典型性与代表性, 调查采取多阶段重点调查与随机抽样调查相结合的方式。首先在正在实施新民居建设的46个村庄中随机选取10个村庄, 接着在未实施新民居建设的村庄中随机选取3个村庄进行调查。之所以选择这种调查方式, 是因为对于正在实施新民居建设的村庄, 农户对新民居建设的接触较多, 关注度较高, 易于回答相应问题。调查采用入户访问的方式, 由调查人员在不事先通知、村干部不在场的情况下随机选取被调查农户的一位成年家庭成员进行调查。调查人员向被调查农民根据问卷提问, 随时解答农民的疑惑, 并填写问卷。问卷平均每个村庄发放20份, 共发放260份, 获得有效问卷231份, 有效回收率为88.8%。

2.2 模型选择

农村居民对是否愿意参与“新民居建设”的选择有两种情况, 一是愿意参与, 二是不愿意参与。显然, 因变量是一个二分类变量, 所以, 本文采用Logistic回归模型进行分析。

式中:β0为常数项, m为自变量的个数, βi是自变量的系数, 表示自变量Xi每变化一个单位, 农民愿意与不愿意参与的发生比的自然对数值的改变量。

2.3 变量选择

基于前文的文献回顾和本文的研究目的, 本文提出如下基本假设:1) 农户系理性的经济人, 农户参与意愿决策是一种理性行为, 他们追求自身收益或效用最大化。2) 农户参与新民居建设意愿受一系列内外部因素的影响, 但其影响程度和影响方向不同。为此, 在对已有相关研究[6,7]及调研分析的基础上, 对这些因素进行系统的总结和归纳, 选取3组共11个指标作为自变量进入模型。研究所涉及的自变量包括农户个人特征、家庭特征、住房及宅基地特征3部分 (表1) 。下面将针对这些因素进行假设:

1) 农户个人特征: (1) 农户年龄越大, 未来进行重新搬迁或建房的热情和能力会逐渐减弱, 参与意愿越低[8]。 (2) 文化程度越高, 思想可能越开放, 越容易理解集中居住的社会价值及其对改善自身生产生活环境的重要意义, 因此参与意愿越高[9]。 (3) 对政策认知度越低, 对建设过程与建设质量的信心越不足, 参与意愿越低[10]。

2) 家庭特征: (1) 家庭适婚人口是家庭人口年龄结构的一个重要指标, 家庭适婚人数越多, 所需新的独立生活空间越大, 参与新民居建设的意愿越强。 (2) 收入水平代表一个家庭的现实购买能力, 从事经商的住户搬迁意愿最高, 收入水平与参与意愿呈正相关[11]。 (3) 家庭位置与城市的距离与参与意愿呈正相关, 即越是接近县城或城市近郊, 越希望参与新民居建设[6]。

3) 住房及宅基地特征: (1) 在住宅及宅基地特征中, 对于5年内是否有建房计划, 假设有建房计划的农户参与意愿越强。 (2) 对于住房已建成年限, 假设住房越旧, 参与意愿越强。 (3) 对于住房类型, 假设结构越落后, 越愿意参与新民居建设[8]。 (4) 对于宅基地面积, 假设面积越大, 农民越愿意参与新民居建设[12]。 (5) 对住房满意度, 假设对现有住房越不满意, 参与意愿越强。

*注:在家庭距县城、城市远近变量中, “非常近”是指5 km以内, “比较近”为5-20 km, “较远”为20 km以上。

3 实证结果与分析

3.1 样本描述性统计

被调查者参与新民居建设意愿的平均值为0.83 (表2) , 说明农民参与意愿普遍较高。被调查者的年龄以31-50岁为主, 平均文化程度为初中, 说明以沙河市为代表的河北省农民文化程度比较低。对政策认知度的平均水平为不太了解, 说明农户对政策缺乏基本的了解。大部分农户的家庭适婚人口数为2, 农户家庭年收入在3万及以下, 处于中低收入水平。所调查的农户家庭离县城远近的得分为2.6, 说明大部分乡村离县城有一定距离。绝大多数农户5年内没有盖房计划, 说明农村需新增的宅基地的数量不是很多。农户住房平均建成年限为6-15年, 且标准差较小, 说明调查农户房屋普遍较新。农户住房类型以砖瓦平房为主, 且标准差较小, 说明调查农户居住砖瓦平房相当普遍, 在河北省属于中等偏下的水平。农户宅基地面积以150-200 m2为主, 说明沙河市农村宅基面积比较合理。对住房的满意度平均得分为2.45, 说明农户对住房的平均满意度为一般。

3.2 模型回归结果分析

本文使用eviews6.0对231个样本数据进行logistic回归处理, 似然比系数为0.84, 似然比卡方的统计量为107.95 (表3) , 表明模型拟优合度较高, 预测值和观测值之间没有显著差别, 此模型很好地拟合了数据。对应的P值为0.000, 说明在0.05的水平下该模型是整体显著的。

农户个人特征中, 年龄在1%水平上显著负向影响参与意愿, 说明年龄对农户参与意愿影响非常大, 且随着年龄的增加, 参与意愿降低。可能的原因是年龄越小的农户接受新事物的能力越强, 越愿意为改变自己的生活条件而努力, 而年龄水平较高的农户, 因观念及身体条件等的影响, 不愿意改变原有生活方式。文化程度在10%水平上负向影响参与意愿, 文化程度的提高会显著降低参与意愿, 这与预期相反。可能的原因是文化程度越高的农户, 在选择住房时往往不满足现有村里的基础设施和公共设施情况, 更追求个性化的设计, 而对村里统一规划的新民居积极性不高, 更愿意选择在城里买房。对政策认知度在10%水平上正向影响参与意愿, 说明对政策认知度提高会显著增强参与意愿, 对政策认知度可以反映出农民对“新民居建设”政策好处的了解程度。

家庭特征中, 家庭适婚人口对参与意愿的影响不显著, 说明家庭适婚人口的多少对个人新民居建设参与意愿并无影响。家庭收入和距县城远近对参与意愿的影响不显著, 说明不同家庭收入和家庭位置的农户对新民居建设参与意愿无本质差异。可能原因是上述特征农户在选择住房时, 选择自己建房、参建新民居、城市买房的倾向没有显著规律。

住房及宅基地情况中, 5年内是否有建房计划在10%水平上正向影响参与意愿, 说明有建房计划的农户参与意愿增强。是因为有建房计划的农户迫切需要更多生活空间, 新民居在房屋质量、面积等方面更易满足其需求。住房建成年限在10%水平上显著正向影响参与意愿, 说明住房越旧的农户参与意愿越强烈。调查发现, 农户住房建成年限越长, 房屋采光、卫生等性能相对较差, 建筑结构、建筑样式较为落后, 水、通讯等配套设施不完善, 其改变生活条件的意愿越强烈。住房类型在5%水平下显著负向影响参与意愿, 表明住房类型越先进, 参与意愿越低。可能的原因是, 农户在进行决策时, 从自身的住房现状出发, 住房类型越先进, 农户越不愿意放弃自己的老房子, 而对于拥有较为落后住房类型的农户, 其改善居住环境的意愿较为强烈。宅基地面积对参与意愿的影响不显著。调查中笔者发现, 所调查区域不是按照原有宅基地面积进行补助, 因此原有宅基地面积大小不影响农户的经济状况以及参与意愿。现有住房满意度对参与意愿的影响不显著, 说明对现有住房满意度不同的农户在选择是否参与新民居建设时没有特定规律。

4 结论与启示

以上分析结果表明年龄、文化程度、对政策的认知度、5年内是否有建房计划、住房建成年限、住房类型6个因素是农村居民是否愿意参与新民居建设的主要影响因素。虽然家庭适婚人数、家庭年纯收入、距县城 (城市) 远近、宅基地面积在模型中表现不显著, 但家庭适婚人数、距县城 (城市) 远近对农民参与新民居建设具有正向影响, 家庭年纯收入、宅基地面积对农村居民参与新民居建设有负向影响。

为促进更多居民积极参与河北省新民居建设工程, 首先, 应充分考虑农民的个体特征和偏好, 针对具有不同特征的农民群体制定相应的政策, 如建设适合不同年龄阶段的住房结构, 进行不同策略的宣传活动等, 并优先构建农村“空巢老人”等特殊群体参与新民居建设的激励机制。

第二, 加大农村教育投入, 提高农村居民文化素质。农村居民文化素质的提高对新民居建设有效推行有积极影响。贯彻落实农村义务教育, 加强职业教育, 定时进行政策和科技专项培训。

第三, 强化新民居建设政策宣传力度, 提高农村居民对政策的认知度。新民居建设宣传引导应有针对性, 尽可能贴近农民的心理;宣传沟通手段避免说教式空洞的沟通, 应多采用激发农民对新民居认识的真情实感沟通或采用更多的样板房形式的新民居体验式沟通。

第四, 新民居应进行差异化建设。应结合所在地的实际情况, 设计符合不同人群的建筑结构、住宅面积、配套设施等, 应尽可能地进行个性化建设, 满足不同人群的居住要求。

参考文献

[1]康爱荣, 康嘉, 杨淑娥.我国农村新民居建设的模式探析——以河北省唐山市为例[J].甘肃社会科学, 2011 (6) :234-236.

[2]宋海鸥, 朴光洙, 刘永鑫.低碳经济与新民居建设[J].中国人口·资源与环境, 2011, 21 (3) :486-488.

[3]何继新.农民对新民居居住意愿的影响因素[J].经济纵横, 2013 (5) :46-50.

[4]王惠丽.河北省社会主义新农村建设规划研究[D].保定:河北农业大学硕士论文, 2007.

[5]李林杰.河北省改善民生的成效、问题及建议——基于河北省民生质量指数的分析报告[J].河北大学学报:哲学社会科学, 2012, 37 (6) :64-69.

[6]刘志青, 王余丁, 张晓军.新农村建设中新民居建设的影响因素分析[J].现代农业科技, 2010 (19) :398-399.

[7]王余丁, 张素罗, 孙天雨.农村新民居建设的动力与障碍因素分析——基于河北省新民居建设的实践[J].河北农业大学学报:农林教育版, 2012 (12) :5-9.

[8]李君, 李小健.农村居民迁居意愿影响因素分析[J].经济地理, 2008 (3) :454-459.

[9]吴云青, 张再生, 蔡为民.农民移居中心村集中居住的意愿及影响因素——基于对天津农民的问卷调查[J].经济问题研究, 2013 (3) :46-55.

[10]余建华, 孙峰, 吉云松.新农村集中居住区建设的农民意愿及对策探究[J].经济问题, 2007 (12) :91-94.

[11]谢晖.新农村建设中的农户搬迁意愿影响因素分析[J].小城镇建设, 2008 (3) :52-54.

篇3：农民饲养生猪的意愿及其影响因素分析以-浙江江山农民为例

关键词:农户贷款;需求意愿;影响因素

中图分类号:F830.58文献标识码:B文章编号:1006-3544(2009)04-0029-03

农民“贷款难”一直是人们比较关注的问题,但是以往的研究大多是从贷款供给方面展开的,对农民贷款需求的直接研究较少。 为了深入了解农户的贷款需求状况, 我们就农户贷款需求意愿方面的一些问题在河北省进行了专项调查。

一、样本的选择

根据河北省县域经济发展程度的不同, 我们选择了处于高于全省平均水平的迁安市、黄骅市,处于全省中等发展水平的满城县、临漳县和涉县,低于全省平均水平的阳原县、 怀安县7个县(市)作为样本县(市),然后从每个县(市)随机选择1～3个村庄为样本村庄,共计12个村庄,在每个村庄随机选择40户作为样本农户,对当地的经济社会发展情况、农户的借贷情况及未来贷款需求情况进行问卷调查。 共发放问卷440份,回收438份,回收率达到99%,有效问卷435份。

样本农户平均年龄42.6岁, 其中女性110人,占25.88%,男性325人,占74.12%;调查农户中有村干部39人,占8.97%,107人为农信社社员,占24.60%, 有19户加入协会或合作经济组织,占4.37%。由于农户所经营的土地规模小,调查农户平均经营土地面积仅为3.77亩,60.87%的专业或兼业从事如烹饪、开车、修理、缝纫、木匠、泥瓦匠、理发、行医等具有一定技能或手艺的工作,农户兼业经营补贴家庭生产生活性资金需求在农村成为一种常态, 调查农户家庭平均人口4.05人,其中237户有家庭成员外出打工。

二、农户贷款需求意愿

从全部样本来看,45.08%的农户未来一年没有借贷需求,54.92%的农户未来一年有借贷需求,高于农户实际贷款需求程度5个百分点;如果正规金融机构能提供简单、方便、快捷的贷款服务,有58.01%的农户倾向于向银行、信用社贷款,远远高于实际参与农村正规金融机构的比例(见表1),这说明农户面临着严重的正规金融机构信贷约束。 实际上过去两年有49.89%的农户发生过借贷行为,而只有占总样本10.8%、占借款户21.6%的农户从正规金融机构获得过贷款, 农户的借贷需求近80%是通过民间金融获得的。这说明,民间金融在缓解农村正规金融机构对农户的信贷约束方面发挥着重要作用。

农户参与正规金融的程度较低, 主要有三个方面的原因:(1)来自正规金融机构的金融排斥。正规金融机构通过复杂的信贷程序、 贷款资格审查偏好于收入和家庭净资产较高的农户、 规定严格的贷款用途、 贷款期限的限制将广大农户排斥在正规金融的门槛之外。(2)农民金融知识的匮乏。在调查中,当问到“你是否知道当地的存贷款利率?”时,有219人回答知道,占到总样本的50.34%。对于金融机构的贷款条件、 贷款程序等大多数农户则知之甚少。(3)传统文化的影响。受中国传统农业文化的影响,一般农户都“轻不言债”,即使农户有资金缺口,也形成了以圈层结构为核心的融资逻辑, 即亲友借贷→互助合作组织→民间金融组织→正规金融组织的路径。这种长期以来根深蒂固的传统观念对于农村正规金融的发育非常不利。

三、农户贷款需求意愿的影响因素

(一)农户家庭收入与贷款需求

1.农户家庭收入与贷款需求意愿。 对样本户按年家庭纯收入从低到高分为6个组, 调查结果为:年纯收入低于5000元的低收入组中有借贷打算的占到40%;年纯收入在3～5万元的较高收入组中有借贷打算的占61.45%,为6个组中最高;年纯收入高于5万元的高收入组中有借贷打算的占35.71%, 为6个组中最低。 即最低收入组和最高收入组农户的贷款需求意愿相对于中等收入组要弱得多, 家庭收入与贷款需求意愿呈典型的正态分布。见表2。

2.农户收入水平与贷款需求规模。 从需求规模看,农户收入水平越低,贷款需求规模越低;农户收入水平越高,贷款需求规模越大。年纯收入水平在1万元以下的农户中, 有32.73%的农户期望借贷规模在5000元以下,7.27%的农户期望借贷规模在5万元以上;在年收入1～3万元的农户中,12.10%的农户期望借贷规模在5000元以下, 期望借贷规模在5万元以上的农户占11.29%;在年收入3万元以上的农户中,4.92%的农户期望借贷规模在5000元以下,29.51%的农户期望借贷规模在5万元以上。见表3。

(二)农户收入类型与贷款需求

1.农户收入类型与贷款需求意愿。 按照农户家庭收入中农业和非农业收入的占比不同, 我们把样本农户分为纯农户(农业收入占80%以上)、农兼户(农业收入占50%～80%)、兼农户(农业收入占20%～50%)和准农户(农收入占20%以下)。从样本总体的分布来看,纯农户占17.24%,农兼户占33.33%,兼农户占30.57%, 准农户占18.85%。 在纯农户中有61.33%的农户有借贷打算,在农兼户和兼农户中有借贷打算的比例分别为55.07%和55.97%,在准农户中,有48.19%的农户有借贷打算,其中纯农户的借贷意愿最高,准农户的借贷意愿最低。见表4。

2. 农户收入类型与贷款需求规模。 对有贷款需求的237个农户的贷款需求规模进行分析发现,68%左右的纯农户、76%左右的农兼户借贷需求规模分布在3万元以下,76%左右的准农户和80%的农兼户借贷规模分布在5000元到5万元之间。22%左右的纯农户和农兼户贷款需求规模在5000元以下,7%左右的兼农户和准农户贷款需求规模在5000元以下。从总体上看, 以非农经营为主的农户贷款需求规模要略高于以农业生产为主的农户。见表5。

(三)农户家庭土地经营规模与贷款需求意愿

调查表明, 农户的未来贷款需求意愿与其家庭经营土地规模正相关,无地农户的借贷意愿最弱,家庭经营土地规模越大,其借贷意愿越强。但从实际借贷行为看,无地和土地规模较大(10亩以上)的农户借贷发生率要高于中小土地规模的农户。 之所以出现这种反差,与农户的借贷动机和能力密切相关。较之中小规模土地经营农户,无地农户和较大土地规模经营农户由于大多从事个体工商业活动或专业种养业,他们更容易成为正规金融青睐的对象,借款能力较强。见表6。

(四)户主文化程度与贷款需求意愿

在样本农户中,小学文化程度组有63.75%的农户表示未来一年有借贷打算,借贷意愿最强烈,其次是文盲及半文盲农户,而对于初中、高中和中专以上组,随着户主受教育程度的提高,有借贷意愿农户的占比逐步降低,这与教育对收入的贡献有关。一些学者的研究表明,教育对收入有正的影响,从而降低了高知识水平农户的资金流动性约束, 降低了借贷需求。见表7。

(五)户主年龄与贷款需求意愿

调查结果显示, 农户的借贷意愿与户主年龄基本呈倒正态分布。在样本农户中,户主年龄在51～60岁的农户借贷意愿最强烈,为62.32%,其次是41～50岁年龄段的农户, 而30岁以下和60岁以上的农户借贷意愿最弱,见表8。这与农户实际借贷发生率基本吻合。51～60岁的农民之所以借贷意愿强烈, 主要源于他们面临较重的家庭负担,子女上学、老人生病、婚丧、建房等重大花费项目较多;而对于30岁以下的年轻人而言,他们刚刚组建家庭,家庭支出较少,自身的劳动能力又较强,非农收入较高,对非生产性资金需求不大,但也有一些年轻农民掌握一定的技能,具有较高的创业热情, 进而产生对生产性资金的强烈需求。见表8。

(六)户主身份特征与贷款需求意愿

一个人的身份、 地位作为一种社会资本会对其行为产生一定的影响。对于农户而言,户主在村庄中的地位,如是否是村干部、是否是农信社社员,都会对农户的贷款需求行为及意愿产生影响。样本农户中,村干部有40人,占总样本的9.20%,村干部中有35%的农户未来一年有借贷打算, 非村干部中有51.39%的农户有借贷打算, 村干部的借贷意愿明显要低于非村干部农户。 村干部在村庄中拥有相对更丰富的社会资源, 进入正规金融渠道比一般村民要更加容易,其经济状况也比一般村民要好。虽然其借贷能力较强, 但借贷动机却较弱, 因此村干部的借贷意愿要比一般村民弱。

在样本农户中,有107户为农信社社员, 占总样本的24.60%。 农信社社员农户中有63.55%的农户未来一年有借贷打算,而非社员农户中有45.43%的农户有借贷打算, 农信社社员农户的借贷意愿明显高于非社员农户。 相对于非社员而言, 农信社社员因为有与农信社打交道的经验, 拥有相对丰富的金融知识, 比非社员农户有优先权获得农信社的贷款。因此,农信社社员的借贷意愿会更加强烈。

参考文献:

[1]陈军,曹远征. 农村金融深化与发展评析[M]. 北京:中国人民大学出版社,2008.

[2]吴大庆,刘浪夷,楚尔鸣,王定芳. 对湘潭农村经济主体融资次序与信贷需求层次的实证分析[J]. 金融研究(实务版),2007(5).

篇4：农民饲养生猪的意愿及其影响因素分析以-浙江江山农民为例

关键词：农民工,本地市民化,异地市民化

中央城镇化工作会议提出:“从目前我国城镇化发展要求来看,主要任务是解决已经转移到城镇就业的农业转移人口落户问题,努力提高农民工融入城镇的素质和能力。[1]”不仅要完成农民工身份向市民的转化,更要从他们的心理和社会生活等内涵方面向市民转化。因此,农民工市民化成为城镇化建设的关键。国家统计局发布的《2012年全国农民工监测调查报告》显示,2012年全国农民工总量达到26261万人,比2011年增加983万人,其中,外出农民工16336万人,本地农民工9925万人[2]。目前农民工以异地迁移为主,大部分农民工只完成了地域和职业由农村向城镇的转移,但他们缺少城镇生活的行为方式和价值理念,缺乏对城镇的归属感。农民工虽然已经转移到城市,但部分人仍不愿意在上交承包地的基础上转变为非农户口[3]。而且,由于城乡二元户籍制度和农民工自身素质及能力的限制[4],其中很大部分农民工无法顺利转化为市民,享受同当地居民同样的就业、住房、子女教育、社会保障等一系列权益。

目前国内学术界对农民工异地迁移研究较多,对本地迁移研究较少;对制度因素的阻碍作用研究较多,对非制度因素研究较少。新型城镇化下,要实现农业转移人口市民化不仅要了解农民工愿意在本地还是异地市民化,更需要破解阻碍市民化的制度与非制度因素。因此,本文对农民工本、异地市民化意愿开展调查研究,并结合目前国内外学者已有研究成果,分析影响农民工本、异地市民化意愿的因素,通过实证分析回答他们更愿意选择在哪种地域转移方式下进行市民化,影响农民工本、异地市民化意愿的关键因素有哪些。这些研究结果可为解决农民工市民化的具体问题提供一定的理论借鉴和实践参考。

一、理论分析与研究假设

目前,国内学者对于农民工市民化问题的实证研究大致可分为两类:一类是从农民工城市融入的视角进行研究,另一类是从农民工市民化的视角展开分析。农民工城市融入的视角更多考虑的是农民工在心理上对于城市的接纳和适应程度,在此基础上是否愿意融入城市。在学者们的研究中发现,大部分农民工都有很强的城市融入意愿,他们认为农民工的个体特征因素(随行家庭结构、已居留时间、文化程度、性别)、经济因素(月收入水平、行业)、社会生活因素(住房情况、参加文娱活动情况、朋友关系)和心理因素(身份差异、是否感到歧视)对农民工的城市融入意愿具有显著影响[5,6,7]。但经济因素、社会生活因素和心理因素对农民工城市融入意愿的影响程度不同,农民工的整体社会融入程度偏低[5],农民工在城市中的基本生存和安全需要已经基本得到满足,他们希望在城市社会交往中能够满足更高层次的需求[7]。

农民工市民化的视角则更关注农民工在主观上是否愿意向市民转化。农民工的市民化意愿整体比较强烈,但由于在生活质量、社会融入、基本公共服务和心理归属4个方面发展不均衡,尤其是基本公共服务和社会融入发展相对滞后,导致部分农民工心理上倾向于逃离城市[8]。农民工市民化意愿主要受到个人特征、经济特征、社会和心理特征等多方面因素的综合影响[9],已有研究指出,性别、年龄、文化程度、婚姻状况、子女数量、城市居住时间、是否举家迁移、职业类型、工资收入等因素和农民工市民化意愿有高度相关性[10,11]。

上述两种不同的研究视角都证明个体特征因素、经济因素、社会生活因素和心理因素4个方面对农民工市民化意愿和城市融入产生不同程度的影响。因此,本文基于已有研究文献,提出以下研究假设,并按照本、异地市民化两种方式进行分类探讨。

假设1:年龄、性别、在城镇工作生活时间、文化程度、婚姻状况、是否全家一同到本地生活、技能情况等个体特征因素对于农民工本、异地市民化意愿会产生影响。

假设2:每天工作时间、月收入、参保情况和个人月均消费等经济因素对农民工本、异地市民化意愿会产生影响。

假设3:居住处、参加文娱活动情况、朋友数量和生病就医情况等社会生活因素对于农民工本、异地市民化意愿产生影响。

假设4:身份认同、对城镇的满意度、城镇生活适应性和市民化城镇规模选择等心理因素对于农民工本、异地市民化意愿会产生影响。

二、数据来源和变量选择

1.数据来源。

本研究的数据来源于2014年5—6月在辽宁省大连市展开的关于农民工群体状况的调查。大连市作为我国经济发达的沿海城市之一和东北老工业基地重要城市之一,吸引了大批农民工来到此地工作和生活。目前大连市的农民工大约有92万人,占全市总人口比例的13%,因此在大连市针对农民工群体展开调查具有一定代表性。本次调查在大连市内6个辖区随机选取了12个社区,在1个所辖县和3个县级市内随机选取了8个社区,在社区工作人员的帮助下,每个社区随机选取20~30位农民工填答调查问卷。本次调查共发放问卷503份,回收有效问卷共413份,有效问卷率为82.12%,样本基本特征如表1所示。

2.变量选择。

本研究采用分层二元Logistic回归方法分析农民工本、异地市民化意愿的影响因素,以“愿意选择在哪个地方进行由农民向市民转变”作为因变量进行赋值,在二元Logistic回归分析中将变量进行虚拟化处理,即“在户口所在地的县域向市民转变”(本地)赋值为1,“在户口所在地县域以外的城镇向市民转变”(异地)赋值为0。自变量则由个体特征因素、经济因素、社会生活因素和心理因素4大类构成,其中,第一步加入个体特征因素(模型1),第二步加入经济因素(模型2),第三步加入社会生活因素(模型3),第四步加入心理因素(模型4)。

三、回归结果分析

各个模型检验结果如表2所示。从4个模型的Nagel kerke R2和Hosmer and Lemeshow检验可以看出4个模型对数据的拟合效果较好,下面进行具体分析。

1.只考虑个体特征因素(模型1)的农民工本、异地市民化意愿影响因素分析。

由表2可以看出,在只考虑个体特征因素(模型1)的情况下,年龄、文化程度和技能情况对农民工本、异地市民化意愿均产生显著影响。

从年龄看,34岁以上的农民工比34岁及以下的农民工本地市民化意愿强烈,34岁及以下的农民工本地市民化意愿仅是34岁以上农民工的38.0%,这表明新生代农民工比老一代农民工更愿意到异地城镇(大一些的城市)向市民转化,这和新生代农民工对新事物和高品质生活的追求更强烈有很大关系。

从文化程度看,文化程度对农民工本、异地市民化意愿产生显著影响。文化程度越低,本地城镇市民化意愿越强烈,大专及以上学历的农民工本地城镇市民化意愿最低,是参照组小学及以下学历农民工的17.1%。初中和高中(中专)学历农民工本地市民化意愿分别是小学及以下学历农民工的69.5%和41.9%。这表明文化程度越低,他们对异地城镇生活的渴望度也越低,更喜欢在自己熟悉的环境中生活。

从技能看,有技能的农民工在本地市民化的意愿强于没有技能的农民工,有技能的农民工异地市民化意愿仅为没有技能农民工的57.1%。技能是影响农民工能否获得相对高收入的重要因素,大部分有技能的农民工在城镇工作中的工资收入水平都高于没有技能的农民工,当农民工在城镇的工作中学习到一定技能后,他们更愿意带着技能回到本地城镇工作和生活,在本地获取的相对高收入能让他们生活的更舒适。

2.加入经济因素后(模型2)的农民工本、异地市民化意愿影响因素分析。

由表2可以看出,当加入经济因素后(模型2),年龄、技能情况、月收入(4000元及以上)和月均消费水平对农民工本、异地市民化意愿均产生显著影响。

从年龄看,34岁及以下农民工的本地市民化意愿弱于34岁以上农民工,34岁及以下农民工的本地市民化意愿仅为34岁以上农民工的34.7%,和模型1的结果相同。

从技能看,和模型1中的情况相同,没有技能的农民工本地市民化意愿弱于有技能农民工的本地市民化意愿,没有技能农民工本地市民化意愿仅为有技能农民工的54.5%。没有技能的农民工希望到异地城镇获取更多的就业机会,并在工作的过程中学习更多的技能,提高自己的经济收入。

从月收入看,收入4000元及以上的农民工对于农民工本、异地市民化意愿有显著的影响。4000元及以上的农民工本地市民化意愿最低,仅为参照组1000元以下农民工的26%。收入2000~2999元和3000~3999元本地市民化意愿分别是参照组的50.7%、36.0%。收入在2000元以上的农民工,随着收入的增加,他们本地市民化意愿越来越低。

从月均消费水平看,月均消费在201~500元的农民工本地市民化意愿最低,是参照组月均消费200元及以下农民工的19.5%,月均消费在501~999元和1000元及以上农民工本地市民化意愿分别是参照组的36.8%和27.9%。

3.加入社会生活因素后(模型3)的农民工本、异地市民化意愿影响因素分析。

由表2可以看出,当加入社会生活因素后(模型3),年龄、技能情况、月收入(3000~3999元、4000元及以上)、月均消费水平和朋友数量对农民工本、异地市民化意愿均产生显著影响。

从年龄看,34岁及以下的农民工本地市民化意愿弱于34岁以上农民工,34岁及以下农民工的本地市民化意愿是34岁以上农民工的32.1%,和模型1、模型2结果相同。

从技能看,有技能的农民工本地市民化意愿强于没有技能的农民工,没有技能的农民工本地市民化意愿是有技能农民工的57.5%。基本规律和模型1、模型2一致。

从月收入看,月收入水平越高,本地市民化意愿越低。收入在4000元及以上的农民工本地市民化意愿最低,是参照组的17.9%,收入1000~1999元、2000~2999元和3000~3999元的农民工本地市民化意愿分别是收入低于1000元农民工的92.2%、43.1%和28.9%。

从月均消费水平看,月均消费201~500元的农民工本地市民化意愿最低,是参照组的14.6%,月均消费为501~999元和1000元以上的农民工本地市民化意愿分别是参照组的27.8%和20.5%。基本规律和模型2一致。

从朋友数量看,朋友数量多少对农民工本、异地市民化意愿产生显著影响。没有朋友的农民工本地市民化意愿是有很多朋友农民工的3.615倍,有几个朋友的农民工本地市民化意愿是参照组的3.097倍,朋友数量越少,农民工的本地市民化意愿越强烈。这表明朋友对于想在异地城镇向市民转化的农民工非常重要,是他们日常进行交流和沟通的重要对象,可以帮助他们减少初到异地城镇的不适。

4.加入心理因素后(模型4)的农民工本、异地市民化意愿影响因素分析。

由表2可以看出,当继续加入心理因素后(模型4),年龄、技能情况、月均消费水平、朋友数量、身份认同和市民化城镇规模选择对农民工本、异地市民化意愿均产生显著影响。

从年龄看,新生代农民工(34岁及以下)的本地市民化意愿低于老一代农民工(34岁以上),其本地市民化意愿仅为老一代农民工的37.4%。规律和前3个模型一致。

从技能看,没有技能的农民工本地市民化意愿是有技能农民工的48.6%,和前3个模型规律相同。

从月均消费水平看,月均消费水平在201~500元、501~999元和1000元及以上的农民工本地市民化意愿分别是参照组的14.4%、16.0%和14.4%,和模型2、模型3规律相同,月均消费水平在200元及以下的农民工本地市民化意愿最强烈。

从朋友数量看,一个朋友也没有的农民工本地市民化意愿最强烈,是参照组的3.411倍,只有几个朋友的农民工本地市民化意愿是参照组的2.214倍,规律和模型3相同,朋友数量越多,本地市民化意愿越低。

从身份认同看,认为自己是城里人的农民工本地市民化意愿最低,是参照组认为自己是农民的16.6%,对自己身份说不清的农民工本地市民化意愿是参照组的3.306倍。这说明认为自己是城里人的农民工,认为自己在思想观念、行为意识、生活方式和生活习惯等方面都已经和城里人一样了,因此他们更想到异地的城市去生活,融入当地;认为自己是农民的农民工还不能很好地接受城镇居民的一些想法和习惯,相比之下他们还是愿意在自己户口所在地的小城镇生活。

从市民化城镇规模选择看,选择大型城市的农民工本地市民化意愿最低,是参照组选择县城或小城镇农民工的19.6%,选择中型城市的农民工本地市民化意愿是参照组的22.0%,随着农民工选择的城镇规模越大,农民工的本地市民化意愿越低。

四、结论和建议

(一)研究结论

1.农民工本地市民化意愿比较强烈。

研究发现,54.2%的农民工愿意在本地城镇向市民转化。究其原因,49.1%的农民工认为在本地城镇离家近、方便照顾家人,34.8%的农民工认为对户口所在地的县域很熟悉,10.7%的农民工认为本地城镇规模相对适中,生活和就业压力小。而想到异地城镇向市民转化的农民工中,46.6%的农民工是为了获取更多的就业机会和收入、享受更好的生活水平,23.8%的农民工是为出去开阔眼界,19.6%的农民工是为子女接受更好的教育,10.1%的农民工是为享受异地城镇更完善的基础设施。由此可见,大部分农民工还是愿意留在户口所在地的县域向市民转化,吸引那些到异地城镇向市民转化的农民工的最主要原因是为了更高的经济收入。因此,加强我国小城镇的经济发展建设,逐步提高小城镇的工资水平,并辅之以完善的基础设施和良好的教育环境是非常必要的,可以帮助我国实现新型城镇化的健康发展,引导农民工合理转移和流动。

2.农民工的年龄和技能情况对农民工本、异地市民化意愿有显著影响。

随着大量80后、90后农民工的出现,新生代农民工逐渐成为我国农民工大军中的主要群体,新生代农民工和老一代农民工有着不同的时代生长环境,他们思想活跃、与时俱进,相对较高的文化程度和对新鲜事物的好奇感都促使他们更愿意向异地城镇进军。然而,他们缺少经验和吃苦耐劳的精神,在异地城镇的生活和工作也面临着重重困难,政府部门和社会各界应该提高新生代农民工在城镇的权益保障水平。同时,政府部门和用人单位要加强对农民工群体的技能培训,鼓励农民工群体掌握更多的技能,以便于他们更好的投入到城镇发展建设中去。

3.经济因素、社会生活因素和心理因素对农民工本、异地市民化意愿产生不同程度的影响。

经济因素和心理因素对农民工本、异地市民化意愿有比较显著的影响。在经济因素方面,农民工的月收入水平和个人月均消费水平对农民工本、异地市民化意愿有明显影响,根据托达罗(Todaro)的预期收入差异理论,不同地区间的收入差异是影响农民工迁移的重要因素。在社会生活因素方面,朋友数量对农民工本、异地市民化意愿有显著影响,朋友数量越多,他们越愿意在异地城镇生活,这也减少了他们在异地城镇生活的陌生感和孤独感,能帮助他们克服在异地城镇生活中遇到的种种困难。然而,社会生活因素对于农民工本、异地市民化意愿的影响相对较弱,这表明虽然农民工在主观上对在不同地域市民化有所区别,而在客观的行为和活动中,农民工在本地或异地城镇向市民转化的差别并不是很大,不同地域的城镇生活对于他们来说很大程度上都是相似的。在心理因素方面,身份认同和市民化城镇规模的选择对于农民工本、异地市民化意愿有显著影响。越认为自己是城里人的农民工异地市民化意愿越强烈,这表明很多农民工认为自己户口所在地的县域在他们眼中称不上是完全的城镇,和乡村还有太多的相同之处,因此政府部门应该大力发展小城镇的经济和社会建设,形成农村地区和城市的合理过渡地区。在对市民化城镇规模的选择方面,越想到大城市向市民转化的农民工异地市民化意愿越强烈,这在一定程度上反映了我国不同城镇间的经济和社会发展水平有所差距,政府部门在不断发展大城市经济和完善城市基础设施的同时,也要注重其他类型的城镇协调发展,避免两极分化过重。

(二)建议

1.因地制宜进行城镇建设。

大城市要继续改善农民工的就业环境,不断提高农民工的就业质量,为进入大城市的农民工提供充足的就业岗位。同时,深化户籍制度改革,努力打破二元城乡户籍制度,加强对农民工的户籍登记和管理工作,优先将部分符合条件的农民工转化为市民。大城市还要注重改善城市的环境和交通现状,做好城市建设的合理规划,维护和谐稳定的城市秩序,平稳、有序地吸纳进入大城市工作的农民工群体。

中小型城市和小城镇今后要成为吸纳农民工群体进入城镇和向市民转化的重要地区。首先,当地要努力进行城镇的经济水平建设,推动劳动密集型产业与其他投入要素类型产业的均衡发展,提高传统行业的就业吸纳能力,同时还要大力扶持乡镇企业的发展建设,为农民工提供更多的就业机会。其次,提高城镇的规划水平和发展质量,不断建设和完善城镇的基本设施和公共服务等城镇综合服务功能,建立覆盖农民工群体的公共服务制度,增强产业集聚和人口承载能力,吸纳农民工群体的本地转移和集中。最后,适当放宽中小型城市和小城镇的落户政策,允许符合条件的农民工向市民转化,享受和城镇居民平等的权利和义务。吸引更多的农民工向中小型城市和小城镇集聚,减轻大城市的环境、资源以及城市建设压力,通过中小型城市和小城镇的发展建设,平稳过渡农民工的市民化过程,不断提高我国的城镇化率,推进我国的新型城镇化建设。

2.完善农民工的技能培训机制。

第一,充分利用城镇的教育资源,即职业院校和社区的教育资源,为农民工提供知识和职业技能培训,采用短期技能培训和长期职业教育相结合、技能培训和学历教育相结合的方式,充分发挥校企合作优势,增强农民工知识和职业技能培训的针对性和实用性。第二,农民工所在的工作单位提供具有更强专业性和针对性的技能培训,提高农民工的工作技能和专业学习能力,促进企业发展和提高农民工工作效率。第三,政府部门可免费开设多种类的职业或专业技能课程,吸引农民工自愿选择适合自己的培训。

3.建立健全多层次住房保障体系。

政府部门应将农民工逐步纳入城镇住房保障体系中,根据财政实力选用投入差距很大的廉租房、公租房及经济适用房等为转户农民工提供不同层次的的住房保障[12]。同时,逐步将在城镇有稳定工作的农民工纳入到城镇居民的住房公积金体系内,允许农民工个人和所在单位在现阶段按照低缴存比例建立公积金账户,以方便农民工买房。

4.关注农民工群体的心理动态。

篇5：农民饲养生猪的意愿及其影响因素分析以-浙江江山农民为例

一、调查数据基本特征描述

1.样本点选取

本文选取江苏省江都市作为调查区域是基于以下两个原因:一是江苏省是我国“农民集中居住”先行探索地区, 其做法具有一定的代表性。二是自20世纪末, 在苏南的苏州、无锡等发达地区就开始了“农民集中居住”工程, 到现在已经发展成熟;苏北地区的“农民集中居住”工程正处于规划当中;而地处苏中的江都市, 在省建设厅和扬州市的部署下, 于2005年9月进行镇村布局规划, 推进农民集中居住。本研究按照地域分布和社会经济发展水平, 抽取了江都市13个镇中的6个镇, 每个镇抽取2个村, 每个村随机调研6~7户, 以保证调查数据具有一定的代表性。

2.调查样本情况

2008年7月课题组进行了实地调研, 共得到调查问卷80份, 其中有效问卷80份。调查样本中, 调查对象平均年龄为48岁;人均承包土地为0.033公顷 (0.49亩) , 人均收入5847.95元 (见表1) 。

数据来源:2008年7月作者实地调研数据。

二、农民集中居住意愿的影响因素分析

从整个样本的统计发现, 绝大部分 (77.66%) 的农民具有到集中小区居住的意愿。从逻辑上讲, 如果个体在综合比较了迁居前后的成本收益, 确认其迁居后的收益确实超过迁居前的收益, 那么从行为意义上讲, 个体就有迁居的意愿。[5]由此建立农民迁移决策模型:D=f{E, C, R}, 其中:E为农民的迁移预期收益, C为迁移费用, R为农民的当前收益。当E-C>R时, 农民才会做出迁移决定;否则, 他们就不会迁移。该模型中农民的迁移费用和当前收益都是比较稳定的变量, 而预期收益则难以确定, 但主要取决于农民个体内在因素及其所处的外部因素的影响。预期收益的数学表达式为:E=f{F, N}, 其中F为外界因素 (包括政策因素和文化因素) 作用于农民所产生的合力, N为农民个体内在因素 (包括农民的个体特征和家庭基本情况) 。进一步地, 农民迁居意愿的作用机制可以概括为:现有居住环境与预期目标是影响农民集中居住意愿的两个直接变量, 个人特征和家庭情况是内在的制约因素, 政策是影响农民集中居住意愿的外部因素。作者在问卷设计及文章分析中, 从农民的个体特征、家庭基本情况、对现有居住环境和预期目标的评价及政策等五个方面对农民集中居住的意愿进行考察。

1.农民的个体特征

(1) 农民年龄与集中居住意愿。

在调查问卷中, 我们设计了四个年龄段, “40岁以下”、“40~50岁”、“50~60岁”三个年龄段上的农民集中居住的意愿差异不大, 且集中居住的意愿都比较强, 均超过80%。但60岁以上的农民的集中居住意愿只有52.17%。这说明, 随着居民年龄的不断增大, 未来进行重新搬迁或建房的热情和能力会逐渐减弱, 在一定程度上影响了未来迁居意愿的产生;另一方面, 这也可能与老年人落叶归根观念意识相符 (见表2) 。

数据来源:2008年7月作者实地调研数据。

(2) 农民文化水平与集中居住意愿。

调查发现, 小学以下文化水平的农民的集中居住意愿为85.19%, 而随着文化水平的提高, 集中居住的意愿逐渐降低, 高中及以上文化水平的农民的集中居住意愿仅为54.55%。究其原因, 这可能是因为具有高中文化程度的农民在家乡往往能从事较体面的工作或收入较高, 对现有生活的满意可能阻碍了高学历者向城市迁移的脚步;[6]而文化程度相对较低 (小学和初中文化程度) 的农民则不同, 他们可以而且愿意在城镇从事相对苦累的工作或收入较低的工作, 毕竟在外打工的收入比从事农业的收入还是高得多。有研究也得出了“初中毕业人数与外出规模成正相关, 而高中毕业人数与外出规模则成负相关”的结论。[7]

(3) 职业与集中居住意愿。

从理性经济人的角度来讲, 如果农民从事农业获得的收入比在外打工的收入高, 那么, 他们的迁移意愿就弱。我们调查发现, 以务农为生的农民的集中居住意愿仅为21.05%, 而以打工为生的农民的集中居住意愿高达86.67%。原因很简单, 集中居住后, 农民将失去农业收入, 而且随着家畜养殖等庭院经济的消失和水电煤气等生活开支增加, 以务农为生的农民的生活将更加艰难。这给我们的启示是, 集中居住并不是目的, 我们应该千方百计的扩大农民非农就业渠道。

2.家庭基本情况

(1) 家庭人口与集中居住意愿。

在我们调查的样本中, 3人及以下的家庭、4~5人的家庭、5人以上的家庭的迁居意愿分别为80.00%、69.23和55.56%。即家庭人口数对农民迁移行为有一定影响, 家庭人口越多, 迁移费用越大, 越不易做出迁移决策。[6]

(2) 家庭收入与集中居住意愿。

一般来说, 家庭收入主要由农业收入 (土地承包经营收入) 和非农收入 (打工收入) 两部分组成。在调查中发现, 完全依赖农业生产的农户已经很少, 69.92%的被访者谈到种田只是为了获取口粮, 农业收入在家庭收入中并不占重要地位, 因而对农民的决策不能产生很大的影响。因此, 我们仅考察家庭非农收入对农民集中居住意愿的影响。在我们调查的样本中, 家庭非农收入达4万元以上的农民的集中居住意愿为80.95%, 而家庭非农收入为2万元以下的农民的集中居住意愿为63.16%, 即家庭非农收入越高即经济实力越强的农户, 其迁居意愿越强。这也从另一方面说明, 农民的迁居意愿是建立在农民经济理性基础上的, 当农民承担城镇生活开支的能力越强, 其后顾之忧越小, 迁居的意愿就越大。这一结论与吴秀敏 (2005) [8]的观点相似:“由于迁移需要支付一定的成本, 而且需要承担一定的风险, 因此, 一定的收入对于迁移是必要的。”

3.对现有居住环境和预期目标的评价

从迁居者角度来讲, 根据居民个体选择居住空间的行为心理, 在决定迁居之前, 迁居者都会在现有居住空间和目标居住空间之间做相应的评价。[5]在我们调查的样本中, 对现有居住环境满意的农民当中, 只有10%的愿意迁居;而对现有居住环境不满意的农民当中, 愿意迁居的高达82.61%。相反, 对集中居住区居住环境满意的农民 (本次调查的对象均为没有搬进集中居住区的农民, 但他们都了解“集中居住”政策, 也熟悉周边村镇集中居住小区的居住环境。此处所指的“对集中居住区的满意度”, 是指未搬进集中居住区的农民对周边村镇集中居住小区的居住环境的评价。) 当中, 愿意迁居的比例为89.29%;而对集中居住区居住环境不满意的农民当中, 愿意迁居的比例为17.65%。这表明, 农民对现有居住环境越不满意, 对集中居住区的居住环境越满意, 其迁居的意愿就越大。

4.政策

农民迁居涉及到方方面面的政策, 政府的政策支持力度越大, 农民迁居的意愿也就越大。在调查问卷中, 作者设计了问题“如果政府动员您迁居, 您认为政府首先应该落实哪些政策”来测量哪些政策对农民的迁居意愿产生较大的影响, 被访农民可以选择的答案包括“政府提供医疗保险、失业保险等社会保险”、“政府要提供稳定的工作”、“提供价格合理的集中居住区安置房”、“要保留土地承包权”和“解决城镇户口”。有18.06%的被访者希望政府提供医疗保险、失业保险等社会保险, 22.34%的被访者选择了“政府要提供稳定的工作”, 有17.02%的被访者希望政府提供价格合理的集中居住区安置房。仅有8.51%的被访者“要保留土地承包权”, 同时, 希望政府解决城镇户口及享受平等待遇的农民比例高达34.04% (表3) 。可以看出:第一, 制度上的迁居 (相对于行为上的迁居来说的, 即解决户口问题并与城镇居民享受同等待遇) 对农民的意义更大;第二, 并不是农民非要抓住土地不放, 农民仍然对城镇生活缺乏安全感, 所以紧紧抓住土地作为生活保障的筹码。[6]

数据来源:2008年7月作者实地调研数据。

进一步探讨户籍制度对农民集中居住意愿的影响, 统计发现, 如果政府能解决迁居后农民的户口问题, 或者让迁居农民平等的享受社会福利, 将有91.84%的农民愿意迁居;相反, 愿意迁居的农民的比例只有16.67% (表4) 。这表明, 户籍制度对农民集中居住意愿的影响较为显著。城市户籍居民与农村户籍居民在城市的经济、社会、文化、教育、政治等各个领域里, 仍然存在着诸多的差别或潜在的不公平, 甚至排斥和歧视, 这些差别阻碍着农民实现自己在城市社会中的追求和抱负。[5]

数据来源:2008年7月作者实地调研数据。

三、结论与政策建议

通过对江都市农民集中居住意愿的调查发现, 绝大部分的农民具有迁居到集中居住区的意愿。农民的个体特征、家庭基本情况、对现有居住环境和预期目标的评价及政策等共同影响着农民集中居住的意愿。现有居住环境与预期目标是影响农民集中居住意愿的两个直接变量, 个人特征和家庭情况是内在的制约因素, 政策是影响农民集中居住意愿的外部因素。农民的年龄、文化水平、从事的职业等的不同, 会有不同的预期和需求标准;经济收入和家庭结构等方面的分化也使得农户产生不同的居住区位选择动向。制度和政策支持对不同特征及不同家庭结构的农民的影响都是积极的, 即随着政策支持力度的加大, 农民的集中居住意愿也就越大, 其中, 户籍制度改革对农民集中居住意愿的影响最为显著。基于此, 作者提出以下几点政策建议:

第一, 农民集中居住的进展有多快, 效果有多好, 既取决于政策的力度和到位程度, 也取决于农民的预期和满意度。集中居住涉及到农民的切身利益, 必须把农民放在第一位进行考虑, 尊重农民意愿, 尊重乡村演进过程的理性选择, 尊重农民世代积淀的生活习惯, 满足农民现实的利益诉求, 才能从真正意义上实现社会主义新农村建设。

第二, 农民集中居住是一项政府推动型的农民非农化过程, 政府特别需要在就业机会、户籍制度等方面有所作为, 一方面, 为农民提供职业技能培训, 特别是为初中文化程度及以下农民提供职业技能培训, 提高其从事非农产业的能力;另一方面, 在户籍制度方面要有创新, 力争缩小迁移农民与城镇居民在享受社会福利方面的差距, 从而真正实现农民非农化。

第三, 农民, 特别是老年人都有一定的恋土情节, 集中居住小区的规划及其小区内的房型、户型要保留一定的风俗习惯。最好让农民自己参与到集中居住小区的规划和建设中去, 调动他们参与集中居住区建设的积极性和主动性。

第四, 农民集中居住要与当地社会经济发展水平相适应, 在城乡结合部以及非农产业发达的地区首先推进, 以起到良好的示范效应。政府在此过程中一方面, 要以发展农村经济为中心, 把村庄建设和特色产业相结合;另一方面, 加大政策和资金的扶持力度, 逐步建立、健全国家、集体、个人、外商等多渠道筹资, 共同开发建设的多元化投资机制。

摘要：通过对江苏省江都市80户农户的问卷调查和统计分析, 从农民的个体特征、家庭基本情况、对现有居住环境和预期目标的评价及政策等方面考察了农民集中居住的意愿及其影响因素。研究发现, 农民的年龄、文化水平、从事的职业等的不同, 会有不同的预期和需求标准, 从而导致了不同的意愿;经济收入和家庭结构等方面的分化也使得农户产生了不同的居住区位选择动向;政策支持对不同个体特征及不同家庭结构的农户意愿的影响都是积极的, 即随着政策支持力度的加大, 农民的集中居住意愿也就越大。

关键词：农民集中居住,意愿,影响因素

参考文献

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[2]王鹏翔, 黄娜.推进农民集中居住的深层思考[J].浙江经济, 2007, (06) .

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[7]侯风云.中国农村劳动力剩余规模估计及外流规模影响因素的实证分析[J].中国农村经济, 2004, (03) .

篇6：农民饲养生猪的意愿及其影响因素分析以-浙江江山农民为例

农民排灌协会是农村面上小型水利工程管理体制改革中出现的新兴事物, 它更强调了实现小型水利工程的管理权和使用权由政府向农民协会转移, 由农民协会负责管理排灌区小型水利工程设施的运行与维护, 充分发挥其在农田排涝改良方面的作用。由于农民排灌协会开展运行时间较短, 探明农户参与农民排灌协会的意愿对于农民排灌协会的可持续运行及其示范推广具有重要意义。

目前国内外学者主要围绕农户参与用水协会及农田灌溉设施建设的意愿及其影响因素展开了探讨 (孔祥智, 2008;朱红根等, 2010;张兵等, 2010;刘辉、陈思羽, 2012;万生新、李世平, 2012;蔡荣、蔡书凯, 2013) 。本文将借鉴已有研究, 以江苏省东台市溱东镇农民排灌协会示范区为例, 通过实地调查, 研究农户参与农民排灌协会的意愿及其影响因素, 为农民排灌协会的可持续运行及示范推广提供一定参考。

1 理论框架及研究假说

本文尝试借鉴孔祥智等关于农户合作行为的博弈模型对影响灌区农户加入用水者协会意愿的因素进行理论分析。

假设灌区内有n个农户, 灌区内农户采取的决策可能是加入或不加入农民排灌协会。如果农户i选择合作, 加入农民排灌协会, 则其提供灌区排灌公共服务fi;否则, 农户i提供排灌公共服务量为0。假设灌区农户效用函数为:

其中, xi表示农户i消费的私人物品数量, F代表灌区提供的排灌公共服务总量, FΣinri (假设其他投入要素既定) , 参数ri代表不同农户提供排灌服务行为对灌区排灌体系的影响。这种影响可能是由于农户具有不同的劳动熟练程度和技能从而使其提供的排灌服务质量存在差异。

灌区内农户面临的问题是在给定其他农户灌区公共服务供给选择的情况下, 受自身禀赋Mi的约束, 选择自己的最优策略 (xi, fi) , 以最大化其效用函数Ui。其中, Mi=pxx+pffi, ρx为私人物品的价格, ρf为提供排灌公共服务的价格, Mi为个人总预算收入 (假设全部收入来自灌溉农业) 。) , α和β分别为私人物品和公共物品消费量变化所引起的农户效用变化的比例, 代表了私人物品和公共物品消费对于农户的重要性。

假定, 且私人物品和公共物品的边际替代率是递减的, 则农户效用最大化的拉格朗日算式为:

农户i效用最大化的一阶条件为:

求解得农户最优选择为:

对函数进行变换可得:

令, 代表私人物品消费与公共服务消费的相对重要性, 可得:

上式农户最优选择函数意味着, 第一, 农户的灌溉农业收入Mi越高, 不同农户提供排灌服务行为对灌区排灌体系的影响ri越高, 则越倾向于选择合作提供灌溉服务;第二, 公共服务的价格pf越高, 私人物品消费与公共服务消费的相对重要性ρ越大, 农户越不愿意提供灌区公共服务, 也相对缺乏参加农民排灌协会的积极性。具体来说:

(1) 农户的灌溉农业收入水平Mi。由农户最优选择函数可知, 农户的灌溉农业收入对其合作行为具有正向影响。在农户的生产过程中, 经济作物对灌溉的需求较大, 与灌溉农业存在着紧密联系, 而农户的种植业收入在一定程度上能体现其灌溉农业的收入水平。因此, 本文选取农户的种植业收入来代表其灌溉农业收入水平。

(2) 不同农户提供排灌服务行为对灌区排灌体系的影响rj。根据上文, 这种影响可能是由于农户个人禀赋差异所致。本文选取户主的年龄、性别和受教育程度这三项指标来代表户主自身禀赋。

(3) 公共服务的价格pf。pf越高, 农户越不愿意提供灌区公共服务。在实际中, 农户参加排灌协会, 所需支付的灌区公共服务的价格往往被规定为与其拥有的耕地面积成正比, 即拥有的耕地面积越大, 所需提供的公共服务就越多, 支出就越高。

(4) 私人物品消费与公共服务消费的相对重要性ρ。公共服务供给随私人物品消费相对重要性的提高而下降。就农户而言, 其是否参加排灌协会主要取决于灌溉条件对其经济活动的影响程度。如果农户对土地排水、灌溉的需求较强烈, 其加入农民排灌协会的积极性就越高。本文选取农户农业支出占家庭年总支出的比例来代表ρ。

(5) 其他影响因素。农户户主对农民排灌协会的认知程度在一定程度上也会影响其加入意愿。农民排灌协会是排灌区农民为着共同的利益, 在政府的支持下, 通过自愿、民主的方式组织起来, 负责管理排灌区小型水利工程设施运行与维护的非营利性农民排灌合作组织。农民排灌协会作为独立法人, 它既不是政府的组织, 也不是政府与农民联合成立的组织, 而是农民自己的组织, 它体现的是全体协会会员的利益。农户户主对农民排灌协会性质的认知差异会影响其加入意愿。

2 数据来源及描述性统计分析

本文在研究农户加入农民排灌协会的意愿及其影响因素时, 以灌区中属于灌溉受益范围, 但不是协会会员的农户为对象, 共调查79户, 有效样本数74户。

2.1 农户参加用水者协会意愿

从表1中可以看出, 全样本中不愿意参加农民排灌协会的农户共有48户, 占总样本的64.86%, 愿意参加的农户有26户, 占总样本的35.14% (见表1) 。

2.2 户主基本特征

从愿意参加和不愿意参加农民排灌协会的户主进行比较时发现, 不愿意参加的户主平均年龄为64岁, 而愿意参加的户主平均年龄为59岁, 前者平均年龄高于后者。而从两组户主的性别和受教育程度来看, 差别较小 (见表2) 。

注:户主性别:1表示男, 0表示女;户主受教育程度:1表示没上过学, 2表示小学, 3表示初中, 4表示高中, 5表示专科及以上。

2.3 农户农业生产特征

将愿意参加和不愿意参加农民排灌协会的农户农业生产特征进行比较时发现, 愿意参加农民排灌协会的农户平均耕地面积、种植业收入、农业支出、总支出以及农业支出占总支出的比重均高于不愿意参加农民排灌协会的农户 (见表3) 。这表明耕地面积越大的农户越倾向于加入农民排灌协会来保障其农田灌溉和排涝, 同时种植业收入越高、农业支出占总支出比例越高的农户, 说明农业生产在其家庭经济中的地位越重要。鉴于农田排灌对农业生产的重要作用, 这部分农户为保障其农业生产所需的排灌条件, 就越倾向于加入农民排灌协会。

2.4 农户户主对排灌协会的认知

在不愿意加入农民排灌协会的农户中, 41.67%的农户户主认为农民排灌协会是政府与农民相结合的组织, 35.42%的户主认为排灌协会是政府的组织, 22.91%的户主认为排灌协会是农民的组织。而在愿意加入农民排灌协会的农户中, 88.46%的农户认为排灌协会是农民自己的组织, 比前者高出65.55% (见表4) 。这表明愿意加入农民排灌协会的农户户主对排灌协会的认知程度较高。

3 实证研究

3.1 Logistic模型的构建

本文在分析影响农户加入农民排灌协会意愿的影响因素时, 由于因变量为二值变量, 拟采用logistic模型进行分析。当农户不愿意加入农民排灌协会时, y=0;当农户愿意加入农民排灌协会时, y=1, logistic模型形式如下:

3.2 实证结果分析

由表5的模型估计结果可得, 户主个人特征和种植业收入对农户是否愿意参加农民排灌协会并没有显著影响, 而农户农业生产特征中的耕地面积、农业支出占年总支出比例以及农户对排灌协会的认知对农户加入排灌协会具有显著影响。这表明: (1) 农户耕地面积越大, 越倾向于选择加入农民排灌协会。从模型结果看, 该变量系数在10%的水平上显著, 且系数符号为正。调查发现样本农户的耕地面积即为其农作物种植面积, 按规定, 只有加入农民排灌协会的农户才能享受村里新建水利设施的服务, 具体主要体现在农田灌溉实行电打水, 通过防渗渠合理控制排涝水位和灌溉水深。对于耕地面积越大的农户而言, 为了保障其农田及时灌溉和排涝, 保证其农业生产, 他们会更愿意加入农民排灌协会。 (2) 农户农业支出占年支出比例越大, 越倾向于选择加入农民排灌协会。从模型估计结果看, 该变量系数在10%水平上显著, 且系数符号为正。农业支出占年总支出比例越高的农户, 说明农业生产在其家庭经济中的地位越重要。农田灌溉排涝是保证农业生产的重要条件。因此, 在农户家庭经济中, 农业生产的地位越是重要, 为改善其农田灌排条件, 农户就越倾向于选择加入农民排灌协会。 (3) 农户户主对排灌协会的认知程度越高, 越倾向于选择加入农民排灌协会。从模型结果看, 该变量系数在5%水平上显著, 且系数符号为正, 这表明当农户户主倾向于认为排灌协会是农民自己的组织时, 选择加入农民排灌协会的积极性越高。

4 结论与启示

本文以农民排灌协会示范区非会员农户的调查数据分析了影响农户参与农民排灌协会意愿的因素。研究结果表明, 农户农业生产特征中的耕地面积、农业支出占年总支出比例以及农户对排灌协会的认知对农户加入排灌协会具有显著的正向影响, 而农户个人特征和种植业收入对农户参与农民排灌协会意愿的影响并不显著。

本研究的相关结论也为农民排灌协会的可持续运行与示范推广提供了一些政策启示:

(1) 农民排灌协会管理层应注重管理方式和方法的改进, 注重与农户沟通, 根据农户的需要有针对性地开展技术知识培训, 使其掌握基本的维修技能和节水技术常识。同时, 有计划地邀请普通农户参与排灌协会例会, 不断提升协会的服务质量, 增强协会凝聚力。

(2) 提高非会员农户对农民排灌协会的认知程度。调研统计结果发现, 在不愿意加入农民排灌协会的农户中, 仅22.91%的户主认为排灌协会是农民自己的组织, 大部分农户户主认为农民排灌协会是政府与农民相结合的组织或政府的组织。而在愿意加入农民排灌协会的农户中, 88.46%的农户认为排灌协会是农民自己的组织, 比前者高出65.55%。这表明愿意加入农民排灌协会的农户户主对排灌协会的认知程度较高。实证研究也表明农户户主对排灌协会的认知程度越高, 越倾向于选择加入农民排灌协会, 即当农户户主倾向于认为排灌协会是农民自己的组织时, 选择加入农民排灌协会的积极性越高。因此, 进一步普及非会员农户对农民排灌协会性质、宗旨等的了解, 对于动员其加入农民排灌协会具有积极作用。

参考文献

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