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影響臺灣農地利用因素之實證分析 (255)

影響臺灣農地利用因素之實證分析

王親仁*、賴玲慧**

摘要

一、緒論二、文獻回顧三、農地利用管理及租稅制度

四、實證模型五、實證結果六、結論及建議

摘要

農地乃農業生產之基礎，農地政策之良拙影響農地合理使用與農業發展。農地利用

受氣候條件等自然因素，及農業收益、賦稅制度等社會經濟因素影響甚大。由於自然因

素多屬人力不可控制，所以社會經濟因素能否有效控制與管理，成為農地利用與管理相

關政策方向及重點之關鍵因素。我國農地政策在 2000 年農業發展條例修正後，由以「農地、農有、農用、農享」

為目標，調整為「放寬農地農有、落實農地農用」。為了解該條例修正前後農地政策與

農地利用是否有所轉變。本研究將資料區分為農業發展條例修正前（1981-1999 年）及修正後（2000-2007 年），以作物複種指數為農地利用之衡量指標，利用逐步廻歸模型，分析影響我國農地利用之社會經濟因素的相關性與程度，並比較分析農業發展條例修正

前後我國農地利用情形。實證結果顯示，耕地產值、課徵田賦賦額、農業就業人口及人口密度，是影響我國

農地利用之重要社會經濟因素。因此農地利用政策應配合精緻農業發展，創新改良品

種，採行以合作代替競爭的藍海策略，提升農業產值與農民收益；並應積極招募與吸引

社會青年投入農業生產行列，使農業生產年輕化與活絡化；同時，適當合理課徵農地稅

賦，將能有效促進農地利用。

一、緒論

我國農地政策主要源於憲法第 143 條，係以扶植自耕農及自行使用土地人，並規定其適當之經營面積為原則，農業發展條例正是農地政策之重要法規。現行農業發展條例

* 國立臺中技術學院事業經營所副教授 ** 國立臺中技術學院事業經營所碩士、臺中市政府地方稅務局東山分局稽核

(256) 臺灣銀行季刊第六十二卷第二期

第 1 條宗旨即為確保農業永續發展、因應農業國際化及自由化、促進農地合理利用、調整農業產業結構、穩定農業產銷、增進農民所得及福利與提高農民生活水準；加上廢止

農地承購人或繼承人應有自耕能力之規定、放寬農地承受人資格、容許非農民購買或繼

承農地等修正規定，顯示臺灣農地政策由原來的「農地、農有、農用、農享」調整為

「放寬農地農有、落實農地農用」，亦即由「管地又管人」轉為「管地不管人」之政策

目標。農地利用受土壤條件、氣候條件、水質、風力、地形、降雨量等自然因素，以及土

地特性、機耕程度、農業收益、賦稅制度等社會經濟因素影響甚大。由於自然因素大多

屬人力不可控制，較難藉由農地管理政策彰顯其效果，所以社會經濟因素的控制與管

理，成為我國農地利用相關政策之主要方向與重點。然而隨著時空背景轉變、政府政策

之修訂與租稅制度之調整，根據農業統計要覽資料顯示，我國耕地總面積（以臺灣省為

例）由 1981 年的 900 千公頃，逐年下降至 2008 年僅餘 819 千公頃，而作物種植總面積亦由 1981 年的 1,398 千公頃逐年遞減至 2008 年的 723 千公頃，作物種植面積減少幅度較耕地面積顯著；而耕地利用程度之衡量指標（作物複種指數），更由 1981 年之 155.3大幅下降為 2008 年之 88.3，顯示我國農地利用程度逐年下降，相關農地利用影響因素之課題，更值得深入分析。

農地管理措施，除使用管制外，賦稅減免亦是促進農地有效利用之重要手段。政府

對於農地亦訂有田賦、地價稅、土地增值稅、遺產及贈與稅等稅捐減免優惠，例如政府

為調劑農業生產狀況、促進農業發展及減輕農民負擔，自 1987 年第 2 期起停徵田賦，顯示賦稅制度與農地管理政策息息相關。況且田賦已停徵多年，該停徵政策對農地利用

所產生之效益，以及 2000 年農業發展條例修正放寬農地承受人資格，由「管地又管人」調整為「管地不管人」，對促進農地合理利用政策目標之影響，實有必要加以探

討，俾供政府及相關單位作為制定農地政策之參考。

二、文獻回顧

（一）農地利用相關文獻

楊垣進（1985）認為農業是劣勢產業，轉用嚴重，故土地需依土地區位、灌排條件、土地性狀、農家狀況、作物產值、勞動力結構、生產形態、經營意願、農業依存、

土地利用動向、耕種環境改善等因素予以適當分級。 Preston（1989）調查爪哇中南部高人口密度的兩個小村莊，發現人口密度高的地

區，農地利用率卻急劇下降，主要原因乃城市的工作機會增加，且可獲得較佳之收入，

造成農業就業人口移轉至城市，農耕工作多由婦女和小孩來從事，以較少時間投入農場

經營，致農地利用率下降。殷章甫（2000）認為經濟快速發展，非農業部門的就業機會大增，農業勞力外移，

農業產值佔國民生產總額的比率下降，農業生產效率提升緩慢，農產品經濟價值偏低，

以致農業經營利益菲薄；加以農業發展條例修正後，放寬農地承受人資格，農地買賣得


以自由化，農地違規轉用情況反日益嚴重。吳功顯（2000）認為在技術進步下，機械投入可取代勞力、使農場面積擴大、增加

農業使用面積。另外人口增加、農業經營利潤低、都市發展、工業發展、土地投機、農

地價格趨高、國民所得增加等，均為臺灣農地轉用之影響因素。賴燕玲（2000）以桃園縣觀音鄉新坡農地重劃區及中壢市大崙農地重劃區內農牧用

地之土地所有權人為問卷調查對象，探討農地利用現況。她認為農地面積、農地經營型

態、耕作意願、農產品產量、管制政策等因素，均會影響農地使用。方凱玲（2000）藉由問卷探詢桃園地區農民與農業及農地的關係。她認為唯有減少

中間剝削、提高機械化程度及擴大經營規模，並且以專業化、多樣化及市場導向來經

營，才能創造農業生機，維護農業生產環境。楊振榮（2001）分析 1990 年至 1999 年臺灣地區耕地利用變遷情形，發現作物種植

總面積、耕地總面積均呈逐年遞減趨勢，且作物種植總面積遞減幅度大於耕地總面積遞

減幅度，導致複種指數逐年顯著降低，顯示耕地利用程度日趨下降。又產品價格下跌、

農業經營總收益降低、農藥與農具價格及工資水準上漲、農業生產成本上升、農業經營

利潤下降、農村勞力與資金外流及農業就業人口老化等，則是耕地利用度下降的原因。中央研究院經濟研究所（2002）以 2000 年之複種指數為指標，推估我國在 WTO

規範下，隨著農產品市場之開放，境內農業支持或補貼之削減，農業產值勢必會下降，

作物種植面積勢必會減少，耕地面積需求亦將下降。吳功顯（2003）觀察臺灣地區土地面積之變化、耕地面積分布之變遷、農業利用土

地區域之變化等，發現農業部門土地之利用，除林產品因水土保持、國土保安功能不以

產值論外，土地利用面積範圍仍以農業為主。而農地利用可藉由土地改良投入措施來維

持其生產力，但小農經營成本較高。李慶珠（2006）分析臺南市安南區影響農地所有權人農地違規使用之因素，發現農

地面積大小、農地所有權人之職業類別以及風險認知，均會影響合理利用。黃偉倫、孫立群（2007）利用地租理論，並配合農地具外部效益及土地面積有限等

假定，建立農地變更使用之經濟圖形。認為在土地有限下，各種農業作物間、不同產業

間都會競爭土地的使用權，故農地面積成為農業與其他產業競租土地的結果。由於非農

業之競租能力高於農業，造成農業與非農業之收益差距變大，影響農地利用。 Lubowski, Plantinga and Stavins（2008）利用計量經濟函數模型分析土地利用方

式，他們發現政府往往透過發展權的取得與移轉以及稅制等公共政策來干預市場機制，

影響土地利用。而都市土地淨收益是影響土地使用方式與使用區域分配的最重要決定因

素。 Olusegun（2009）調查 1961 年至 2005 年期間，西非國家經濟共同體（ECOWAS）

中，貝南、布吉納法索、象牙海岸、馬利及多哥等國棉花生產總要素生產力（TFP），分析棉花產量之技術與效率變動情形，以土地面積、勞動力、種子、資本、時間趨勢和

國家安定狀況等 6 項為影響因素。研究結果顯示 ECOWAS 的棉花生產進步明顯。其中布吉那法索是效率最佳的國家，而棉花生產力持續成長的主要原因則為技術進步。

Henningsen（2009）探討波蘭農場發展落後和緩慢的原因。他發現低工資是造成農


場低收益是最大原因，勞動力影響波蘭農場發展甚鉅。

（二）農地課稅相關文獻

財政部賦稅改革委員會（1989）藉由土地利用經濟模型進行實證分析，發現我國農地稅負確對土地的經濟利用具有正面效果。又廢除田賦對減輕農民負擔及提高所得之效

用不大，為促進農地有效利用及提高農業生產力、增進農民所得，農地仍需課以適當的

地價稅負。林尚瑛（1992）研究指出，農產品生產成本結構包括直接費用與間接費用。停徵田

賦政策係藉由免稅措施降低農民生產成本，惟停徵田賦不僅失去一個促進農地利用的政

策手段，亦造成農地違法使用者亦無須繳納田賦之不當情形，有違公平原則。認應採

「輕稅」原則，課徵地價稅。黃美華、陳柏誠（2000）藉由文獻探討、法規蒐集與成員間討論，分析田賦停徵

後，降低農地持有成本，易造成土地投機，改課地價稅較符合平均地權照價徵稅之原

理，惟將遭致農地持有者反彈，建議以較低地價配合較低稅率課徵之。蔡吉源（2001）利用現值理論分析土地估價、估價比率、稅基、成本等因素，探討

稅制對土地利用之影響問題。認為基於土地最佳利用原則，合理訂定地價稅之實質稅

率，可抑制投機行為，且有助於土地利用及都市發展、遏止土地不當利用。而我國現行

土地稅制，因田賦仍停徵中，地價稅稅負也偏低，有利土地投機、哄抬地價，故應減輕

土地交易稅負，適度提高土地持有稅負，以消除土地投機，活絡房地產市場，促進經濟

發展。中華經濟研究院（2002）認為地價稅之稅基占政府總稅收比重偏低，乃稅基過度侵

蝕所致，認應設法將部分農業用地納入地價稅稅基，以擴大地價稅課稅範圍，並將農業

用地和一般用地視為相同性質的土地，納入地價稅的課稅對象與範圍。陳明燦（2003）採用專家學者意見諮詢法分析現行稅制體系下，農地持有稅僅有田

賦，且停徵中，因此農地所有人並無持有成本。他認為農地未作農用或閒置不用，即使

未違法改作他用，仍應課徵田賦，否則將導致土地使用無效率。相對地，對繼續作農用

之都市農地，未耕作或閒置不用、已轉供它用之農地等，則應適度課徵地價稅。

（三）小結

經前述文獻回顧發現，影響農地利用之因素包括自然因素如氣候、地形、雨量等，

以及社會經濟因素如機耕程度、都市化程度、專業化程度、勞動力結構、農業收益、賦

稅政策、耕地規模等，而作物複種指數常被作為衡量農地利用程度之指標。故本文將以

作物複種指數為依變數，分析社會經濟因素對作物複種指數之影響，詳如表 1。


表 1 影響農地利用之社會經濟因素影響因素選擇變數研究者（年期）影響方向

土地利用作物複種指數（依

變數）中央研究院經濟研究所（2002）、楊振榮（2001）、楊垣進（1985）

機耕程度每公頃農機具數量吳功顯（2000）、方凱玲（2000）、楊垣進（1985）

＋

都市化程度人口密度吳功顯（2000），Preston（1989）－

專業化程度專業農戶占總農戶

數比率李慶珠（2006）、方凱玲（2000）、楊垣進（1985）

＋

勞動力結構農牧業就業人口占

總就業人口比率

Henningsen（2009）、Olusegun（2009）、楊振榮（ 2001）、殷章甫（ 2000）、楊垣進（1985）

＋

每公頃耕地產值 Lubowski 等 3 人（2008）、中央研究院經濟研究所（2002）、楊振榮（2001）、殷章甫（2000）、楊垣進（1985）

＋農業收益

每戶農家所得黃偉倫、孫立群（ 2007 ）、楊振榮（2001）、吳功顯（2000）、殷章甫（2000）

＋

賦稅政策

每公頃課徵田賦賦

額田賦面積

Lubowski 等 3 人（ 2008 ）、陳明燦（2003）、中華經濟研究院（2002）、蔡吉源（2001）、黃美華等 2 人（2000）、林尚瑛（1992）、財政部賦稅改革委員會（1989）

＋

耕地規模每戶耕地面積吳功顯（2003、2000）、李慶珠（2006）、方凱玲（2000）、賴燕玲（2000）

＋

資料來源：本研究整理

三、農地利用管理及租稅制度

（一）農業用地範圍與農業使用定義

農業用地依其管制使用程度可分為「耕地」與「耕地以外之農業用地」。農業發展

條例第 3 條第 1 項第 11 款規定，耕地之範圍，乃指依區域計畫法劃定為特定農業區、一般農業區、山坡地保育區、森林區之農牧用地，例如「特定農業區農牧用地」、「山坡

地保育區農牧用地」等。至於耕地以外之其他農業用地（非耕地）之範圍，依同條例施

行細則第 2 條暨土地稅法施行細則第 57 條之規定，含括依區域計畫法劃定為各種使用分區內所編定之林業用地、養殖用地、水利用地、生態保護用地、國土保安用地及供農

路使用之土地，或上開分區內暫未依法編定用地別之土地；依區域計畫法劃定為特定農

業區、一般農業區、山坡地保育區、森林區以外之分區內所編定之農牧用地；依都市計

畫法劃定為農業區、保護區內之土地；及依國家公園法劃定為國家公園區，經國家公園

管理機關會同有關機關認定符合規定之土地。所謂農業使用，依農業發展條例第 3 條第 1 項之定義，係指農業用地依法實際供農


作、森林、養殖、畜牧、保育及設置相關之農業設施或農舍等使用；又依規定辦理休

耕、休養、停養或有不可抗力等事由，而未實際供農作、森林、養殖、畜牧等使用者，

視為作農業使用。又農業用地作農業使用認定及核發證明辦法對於農業設施或農舍是否

屬農業使用亦訂有明文，例如該辦法第 6 條、第 7 條即規定農業設施或農舍之興建面積，超過核准使用面積或未依核定用途使用；或有阻斷排灌水系統、堆置與農業經營無

關或妨礙耕作之障礙物、砂石、廢棄物，舖設有非農業經營必要之柏油、水泥，以及農

業用地依法供採取土石或作為營建土石方收容處理場所使用後，未回復作為農業使用

者，即不得認定為作農業使用。另同辦法第 3 條亦規定農業用地符合農業使用者，方得依規定申請興建自用農舍、申請不課徵土地增值稅及免徵遺產稅、贈與稅或田賦等相關

農地優惠措施。

（二）農地利用管理及租稅制度

我國農地之利用與管理，於農業發展條例第 2 章「農地利用與管理」稍見具體規定，而憲法第 143 條第 4 項（註一）及第 146 條（註二）則有原則性規定。農業發展條例修正前係以「農地、農有、農用、農享」為目標，惟自 1990 年代經濟逐漸走向自由化之後，各界強烈質疑「農地農有」政策已不符合時代潮流，認為只須落實農地農用即可達成地

盡其利之目的。故政府於 2000 年 1 月 28 日農業發展條例修正實施後，將方向調整為「放寬農地農有，落實農地農用」。有關農地利用管理之相關規定有：

1.耕地移轉部分

原土地法第 30 條及第 30 條之 1（2000 年 1 月 28 日刪除）規定，耕地承受人以能自耕者為限，且耕地歸能自耕者繼承。因此，無法自耕者即不能取得耕地；惟農業發展

條例於 2000 年修正後，該條例第 33 條、第 34 條已配合土地法第 30 條、第 30 條之 1之刪除，將耕地開放由自然人購買或繼承取得，但法人部分除農民團體、農業企業機構

或農業試驗研究機構等農企業法人符合技術密集或資本密集之類目及標準者，得經申請

許可承受耕地外，原則上私法人不得承受耕地，而耕地之使用除因繼承或法院等拍賣而

移轉者外，應符合區域計畫法相關法令規定，須取得農用證明或合法使用證明。始得辦

理所有權移轉登記。由此可見，我國法令對於耕地移轉已放寬農地承受人資格，不再以自耕能力為必備

條件，惟仍以自然人及農企業法人為限。

2.耕地分割部分

農業發展條例修正施行前，耕地除出售予毗鄰耕地的自耕農而與其耕地合併、共有

耕地每人持分達 5 公頃以上、部分依法變更為非耕地使用、農業發展條例公布施行前訂定三七五租約並辦理租約登記或持有承租（領）公有耕地之證明文件、以及因繼承而移

轉者等 5 種情形外，原則上不准分割，也不能移轉為共有，有著相當嚴格的規範與限制。最主要目的乃不希望農地產權過於細碎，妨礙農地利用，影響擴大農場經營規模之

政策目標。


農業發展條例修正後，該條例第 16 條對於耕地之分割，原則上規定每宗耕地分割後每人所有面積未達 0.25 公頃者，不得分割。但因購置毗鄰耕地而合併、同一所有權人毗鄰耕地、部分依法變更為非耕地使用、繼承、農業發展條例 2000 年 1 月 28 日修正施行前之共有耕地或已有三七五租約租佃雙方協議分割、非農地重劃地區變更為農水路

使用、其他因執行土地政策或農業政策等 7 款之規定，則不予最小分割面積限制。由此顯見，農業發展條例修正後，對於耕地分割之限制已由修法前之 5 公頃放寬為

0.25 公頃，放寬幅度頗大。

3.興建農舍及農業設施部分

農舍係指農業用地上所容許興建之農家自用住宅，過去政府在農舍方面尚欠缺具體

之政策，除了農地興建農舍辦法外，亦無完整的法令依據。2000 年農業發展條例修正後，對於修正前原已持有農業用地之農民，仍得依修法前之規定，申請於農業用地上興

建農舍；惟於農業發展條例修正後始取得農業用地者，若欲興建農舍則須符合：取得農

地滿 2 年、農地面積不得小於 0.25 公頃、以及申請人無自用農舍且農地需確供農業使用等要件，此明文規定於農業用地興建農舍辦法第 3 條。

農業設施係指為經營農業之必要，於農業用地上申請興建之建築物，包括農作產銷

設施、林業設施、水產養殖運銷設施、畜牧設施、休閒農業設施等 5 大種類。農業發展條例第 8 之 1 條並規定，農業用地上興建有固定基礎之農業設施，應先申請農業設施之容許使用，並依建築法令申請建築執照。但農業用地上興建有固定基礎之農業設施，其

總樓地板面積在 45 平方公尺以下之一層樓建築，以及農業發展條例 2003 年 1 月 13 日修正施行前，已興建有固定基礎者之農業設施，面積在 250 平方公尺以下而無安全顧慮者，僅需申請容許使用但不須申請建築執照。至於農業用地上申請以竹木、稻草、塑膠

材料、角鋼、鐵絲網或其他材料搭建無固定基礎之臨時性與農業生產有關之設施，除縣（市）政府另有規定外，得免申請容許使用，也不須申請建築執照。

修法後對於零星興建的農舍既不予禁止也不予鼓勵，顯難遏阻農舍之蔓延。

4.農地利用規劃、產銷獎勵部分

農業發展條例之修正對促進農業發展之獎勵及輔導規定頗多，如加強實施農地利用

綜合規劃，輔導設置農業產銷班，規劃發展休閒農業，辦理農村整體規劃及更新，加強

農村建設等。截至 2006 年底止，農業產銷班已達 6,159 班，其中為因應經濟發展程度提高導致之休閒需求所增加之休閒農業產銷班亦已有 49 班，休閒農業總場數則已超過千家。又依行政院農業委員會 2009 年年報顯示，截至 2008 年 12 月底，計有農業產銷班 6,184 班，其中以果樹類 2,293 班最多；另並已累計輔導休閒農場同意籌設 401 家，取得許可登記證者 177 家，劃定休閒農業區 63 處，辦理評鑑工作，依各區發展需求及特質給予適當輔導。同時，辦理農地重劃之面積亦達 584 公頃。

5.賦稅優惠部分

租稅制度為農地管理之重要手段。我國政府對於農地訂有地價稅、田賦、土地增值


稅、遺產稅及贈與稅等租稅優惠規定，並預期其對農地利用有鼓勵效果。茲分別說明如

下： (1)地價稅及田賦

地價稅係對已規定地價之土地，於平時所課徵之財產稅。土地稅法第 14 條規定，已規定地價之土地，除依規定課徵田賦者外，應按申報地價課徵地價稅；惟如其未作農

業使用或有其他不符合課徵田賦之情形者，亦應課徵地價稅。而田賦係對未規定地價及

已規定地價仍作農業使用之土地，於平時所課徵之財產稅。田賦依地力之高低決定課稅

標準，按各種地目土地單位面積全年收益或地價高低區分等則，計算出土地單位面積之

賦額後，以徵收實物為原則，以徵收代金為例外。因此，田賦與地價稅係屬一體之兩

面，已課徵地價稅之土地不再課徵田賦，反之，課徵田賦之土地亦不會重複課徵地價

稅，惟「農地作農業使用」為課徵田賦之首要條件。然而，政府為調劑農業生產狀況或因應農業發展需要，及減輕農民負擔以鼓勵農業

生產，已於 1987 年 8 月 13 日第 2044 次行政院會議決議，自 1987 年第 2 期起停徵田賦；又自從田賦停徵之後，荒地稅亦失所附麗，不再徵收。

(2)土地增值稅

土地增值稅係對已規定地價之土地移轉時所發生之增益課稅，本質上屬於所得稅性

質。對於農地之移轉，農業發展條例第 37 條（土地稅法 39 條之 2）特別訂有優惠規定，亦即作農業使用之農業用地，移轉與自然人及移轉與符合產業發展需要、一定規模

或其他條件，經直轄市、縣（市）主管機關同意之農民團體、農業企業機構及農業試驗

研究機構時，得申請不課徵土地增值稅，但其如未繼續作農業使用，依法應課徵土地增

值稅時，以該土地最近一次課徵土地增值稅時核定之申報移轉現值為原地價，計算漲價

總數額，課徵土地增值稅；不過，2000 年 1 月 28 日農業發展條例修正施行時係作農業使用者，其於該條例修正施行後第一次移轉，或於取得不課徵土地增值稅之土地後再移

轉，依法應課徵土地增值稅時，以 2000 年 1 月 28 日當期之公告土地現值為原地價，計算漲價總數額，課徵土地增值稅。又原免徵土地增值稅之農地，不繼續耕作者，須處以

原應繳交土地增值稅 2 倍罰鍰之規定，亦於 2000 年 1 月 28 日農業發展條例修正施行時，同時刪除。

(3)遺產稅

遺產稅係以「被繼承人死亡時所留之財產（遺產）」為課稅客體，而所謂財產包括

動產、不動產及其他有財產價值之權利在內。農業發展條例第 38 條第 1 項與遺產及贈與稅法第 17 條第 1 項第 7 款規定，遺產中作農業使用之農業用地及其地上農作物，由繼承人或受遺贈人承受者，應自遺產總額中扣除其土地及地上農作物價值之全數，免徵

遺產稅。但承受人自承受之日起 5 年內，未將該土地繼續作農業使用且未在有關機關所令期限內恢復作農業使用，或雖在有關機關所令期限內已恢復作農業使用而再有未作農

業使用情事者，應追繳應納稅賦。所以原來作農業使用之農業用地及其地上農作物，繼

承人於繼承 5 年內繼續作農業使用者，即免繳納遺產稅。 (4)贈與稅

贈與稅係以「無償給予他人且經他人允受之財產」為課稅客體。農業發展條例第


38 條第 2 項與遺產及贈與稅法第 20 條第 1 項第 5 款則規定，作農業使用之農業用地及其地上農作物，贈與直系血親卑親屬、父母、兄弟姐妹、祖父母等民法第 1138 條所定繼承人者，其土地及地上農作物價值之全數，不計入贈與總額。但受贈人自受贈之日起

5 年內，未將該土地繼續作農業使用且未在有關機關所令期限內恢復作農業使用，或雖在有關機關所令期限內已恢復作農業使用而再有未作農業使用情事者，應追繳應納稅

賦。所以原來作農業使用之農業用地及其地上農作物，其符合身分之受贈人於受贈後 5年內繼續作農業使用者，即免繳納贈與稅。

四、實證模型

（一）資料來源

本研究係針對臺灣省 21 縣市（註三）之農地利用現況與相關社會經濟因素進行比較分析。同時以各縣市之作物複種指數為指標，分析這些變數對農地利用之實際影響。各項

變數資料整理自 1981 年至 2007 年農業統計年報、農業統計要覽、各縣市統計要覽、稅捐統計要覽及賦稅統計年報等政府相關統計資料。

（二）變數定義

農業、畜產及漁產之生產過程中，在土地利用方面，仍以農業生產為主。由於本研

究係探討影響農地利用相關社會經濟因素，乃以土地利用面積最廣、最大之農產業為主

軸。透過文獻回顧發現，影響農地利用之社會經濟因素包括機耕程度、都市化程度、專

業化程度、勞動力結構、農業收益、賦稅政策及耕地規模等，爰以每公頃農機具數量、

人口密度、專業農戶占總農戶數比率、農牧業就業人口占總就業人口比率、每公頃耕地

產值、每公頃課徵田賦賦額、田賦面積、每戶農家所得及每戶耕地面積等為自變數，並

以作物複種指數為依變數，進行實證分析。茲將各變數定義分述於後：

1.作物複種指數（Y）

作物複種指數為作物種植總面積除以耕地總面積，再乘以 100。該指數常被用來衡量農地利用之集約程度與農地利用之合理性（中央研究院經濟研究所，2002；楊振榮，2001；殷章甫，1995；楊垣進，1985）。所稱作物種植總面積係指實際種植各種作物之總面積，即包括稻米、雜糧、特用作物、蔬菜、果品、花卉、蠶桑等 7 大類作物之種植總面積，但不包括綠肥及牧草作物之種植面積（註四）。至耕地總面積則係指實際作為農耕

使用之土地面積，包括已登錄地及未登錄之河川地、海埔地、山坡地及原野地，另亦包

括短期休閒及休耕或多年未耕作而有復耕之可能者。

2.每公頃農機具數量（X1）

每公頃農機具數量係以各縣市農家現有各種農機具數量（臺）除以作物種植面積

（公頃）。由於我國農業經營由勞力密集漸趨為技術密集與資本密集方式，依據吳功顯


（2000）、方凱玲（2000）之研究，認為每公頃農機具數量愈多，機耕程度愈高，愈有利於增加作物種植面積，故假設其與作物複種指數有正向關係。

3.人口密度（X2）

以各縣市人口數（人）除以土地面積（平方公里），為人口密度。依據吳功顯

（2000）及 Preston（1989）之見解，人口成長愈快，即人口密度愈高時，代表都市化程度愈高，因此農地轉用為都市與住宅等非農業用途，或違規作非農業使用之情形愈嚴

重，將降低農地利用率，故假設人口密度其與作物複種指數之間具有負向關係。

4.專業農戶占總農戶數比率（X3）

專業農戶指農家中全部人口皆依賴農業收入生活，而無人專辦或兼辦其他行業者；

至於兼業農戶指農家戶內滿 15 歲以上之人口中，有 1 人以上專辦或兼辦其他行業者，而總農戶數則為專業農戶及兼業農戶之合計戶數。各縣市專業農戶數（戶）除以總農戶

數（戶），即為專業農戶占總農戶數比率。依據李慶珠（2006）及方凱玲（2000）之研究結果，專業農戶收入以農業為主，該比率愈高，表示農業專業化程度愈高，對促進農

地利用更有助益，故假設其與作物複種指數具有正向關係。

5.農牧業就業人口占總就業人口比率（X4）

勞動力為農業生產重要要素與資源。農業就業人口係指 15 歲以上從事農、林、漁、牧業工作並獲取報酬者，或每週從事 15 小時以上農業工作之無酬家屬。各縣市農牧業就業人口數（千人）除以總就業人口數（千人），即為農牧業就業人口占總就業人

口比率。依據 Henningsen（2009）、Olusegun（2009）、楊振榮（2001）及殷章甫（2000）之看法，從事農牧業之就業人口比率愈高，表示農業勞動力愈多，耕地利用率應愈高，故假設其與作物複種指數具有正向關係。

6.每公頃耕地產值（X5）

將各縣市之農產品產值（千元）以農作物躉售物價指數調整後，再除以耕地總面積

（公頃），即為每公頃耕地產值。依據 Lubowski 等 3 人（2008）、中央研究院經濟研究所（2002）、楊振榮（2001）及殷章甫（2000）之見解，每公頃耕地產值愈高，預期農業利潤上升，將可提高農民耕作意願及促進農地合理利用，故假設其與作物複種指數具

有正向關係。

7.每戶農家所得（X6）

農家總所得包括農家之農業所得及農業外所得。每戶農業所得（千元）加上每戶農

業外所得（千元），並以消費者物價指數調整，即為每戶農家所得。依據黃偉倫等 2 人（2007）、楊振榮（2001）、吳功顯（2000）、殷章甫（2000）之研究結論，農民收入增加，每戶農家所得也提升，進而將提高農民耕作意願及促進農地利用，故假設其與作物

複種指數具有正向關係。


8.每公頃課徵田賦賦額（X7）

將各縣市課徵田賦總賦額（千元）除以課徵田賦面積（公頃），即為每公頃課徵田

賦賦額（千元）。陳明燦（2003）、中華經濟研究院（2002）、蔡吉源（2001）黃美華、陳柏誠（2000）、林尚瑛（1992）、財政部賦稅改革委員會（1989）認為課徵土地稅有助於促進農地利用，故假設其與作物複種指數具有正向關係。

9.田賦面積（X8）

田賦面積係指課徵（或停徵）田賦之面積（公頃）。由於田賦自 76 年下期起停徵，1981 至 1987 年期間之田賦面積資料係以實際課徵田賦面積（公頃），至於 1997 年至2007 年之田賦面積，則以每年公告土地現值面積（公頃）減除地價稅課稅面積及地價稅減免面積後，推估之。由於課徵土地稅有助於促進農地利用，田賦面積為土地稅計算

基礎，故假設其與作物複種指數具有正向關係。

10.每戶耕地面積（X9）

每戶耕地面積係指每一農戶耕作之耕地面積。以各縣市耕地面積除以農戶數

（戶），即為每戶耕地面積（公頃）。李慶珠（2006）研究發現農地面積愈小，農地所有權人違規機率愈高，因此每戶耕地面積愈大時，將有助於擴大經營規模、提升農業經營

效率，農地利用率亦隨之提高，吳功顯（2003、2000）、方凱玲（2000）亦持見解相同，故假設其與作物複種指數具有正向關係。

作物複種指數與每公頃農機具數量等 9 項變數間之預期影響方向，詳如表 2。

表 2 變數定義與預期關係變數種類變數代號變數名稱預期影響方向依變數 Y 作物複種指數

X1 每公頃農機具數量＋ X2 人口密度－ X3 專業農戶占總農戶數比率＋ X4 農牧業就業人口占總就業人口比率＋ X5 每公頃耕地產值＋ X6 每戶農家所得＋ X7 每公頃課徵田賦賦額＋ X8 田賦面積＋

自變數

X9 每戶耕地面積＋資料來源：本研究整理

（三）模型設定

2000 年農業發展條例修正後，我國農地政策由原來的「農地、農有、農用、農


享」調整為「放寬農地農有、落實農地農用」，即由「管地又管人」調整為「管地不管

人」。為了解農地政策改變前後農地利用情形是否有所轉變。本研究針對我國農地利用

相關社會經濟影響因素，將資料區分為修法前（1981 年至 1999 年）及修法後（2000 年至 2007 年），惟受限於鄉鎮資料取得不易，僅能以縣市資料進行分析，加以部分影響我國農地利用之社會經濟因素無實際數據可資利用，故以替代變數處理之。另外，部分縣

市資料欠缺，如新竹市與嘉義市自 1982 年升格為省轄市之後才有統計數據，人口密度、專業農戶、農牧業就業人口之統計資料亦於 1982 年以後較為完整，又耕地產值相關數據亦始自 1984 年，另課徵田賦面積於 1987 年田賦停徵後欠缺統計資料，以及田賦面積係以每年公告土地現值面積減除地價稅徵免面積替代等原因，故本研究僅對作物

複種指數與其影響因素進行相關分析與多元迴歸分析。本研究迴歸模式可表示為： Y＝αi＋βiXi 其中 Y 為依變數作物複種指數，Xi為第 i 個自變數，i＝1,2,……,9；X1為每公頃農

機具數量，X2 為人口密度，X3 為專業農戶占總農戶數比率，X4 為農牧業就業人口占總就業人口比率，X5 為每公頃耕地產值，X6 為每戶農家所得，X7 為每公頃課徵田賦賦額，X8為田賦面積，X9為每戶耕地面積。

五、實證結果

本研究將 1981 年至 2007 年資料區分為農業發展條例修正前（1981 年至 1999 年）及農業發展條例修正後（2000 年至 2007 年），以相關分析探討依變數與各自變數間互相關聯程度，同時以逐步廻歸模型（Stepwise Regression Model），分析農地政策改變前後作物複種指數受到自變數影響的程度；並以長期資料（1981 年至 2007 年）比較分析修法前後之農地利用情形與影響因素之重要性。

（一）修法前農地利用情形分析

以修法前各縣市每公頃農機具數量（X1）、人口密度（X2）、專業農戶占總農戶數比率（X3）、農牧業就業人口占總就業人口比率（X4）、每公頃耕地產值（X5）、每戶農家所得（X6）、每公頃課徵田賦賦額（X7）、田賦面積（X8）、每戶耕地面積（X9）等 9 項變數與依變數作物複種指數（Y）進行相關分析。實證結果顯示，每公頃耕地產值、每公頃課徵田賦賦額、農牧業就業人口占總就業人口比率、人口密度、每公頃農機具數

量、每戶耕地面積及每戶農家所得等 7 項變數與作物複種指數具有顯著相關（p＜0.01），前 4 項變數與作物複種指數呈正相關關係，後 3 項則為負相關。至於專業農戶占總農戶數比率及田賦面積等 2 項變數與作物複種指數之間關係呈負面影響，但並不顯著。

嗣針對與作物複種指數具有顯著相關的 7 項自變數進行迴歸分析，經逐步迴歸分析後，7 項變數均被選入，顯著水準小於 0.01，表示這些變數對作物複種指數之變動具有解釋力。而多元迴歸方程式之判定係數 R2達到 77.4％，調整後的 R2亦達到 76.9％，表


示這些變數對於作物複種指數（Y）之變動有 76.9％的聯合解釋能力。由於自變數對作物複種指數的解釋力大小會影響該變數被選入的先後順序，先被選入的變數即表示解釋

能力（即 R2 的改變量）最大。本階段首先被選入的是「每公頃耕地產值」，其解釋力達44.4％，其次為「每公頃課徵田賦賦額」有 23.2％，至於其他 5 項自變數之解釋量則較低，分別為「每公頃農機具數量」有 4.1％、「每戶耕地面積」有 2.9％、「每戶農家所得」有 1.2％、「人口密度」有 0.5％及「農牧業就業人口占總就業人口比率」有 1.1％。

從標準化廻歸係數（β）來看，每公頃耕地產值、每公頃課徵田賦賦額、人口密度與農牧業就業人口占總就業人口比率等 4 項自變數的標準化 β 值為正數，表示它們對作物複種指數的影響為正向；至每公頃農機具數量、每戶耕地面積及每戶農家所得等 3 項自變數的標準化 β 值則為負數，表示它們對作物複種指數的影響為負向。另從標準化 β係數大小可發現，本階段影響作物複種指數最重要因素為每公頃耕地產值（β＝0.457）及每公頃課徵田賦賦額（β＝0.286）。

另依共線性診斷結果，各變數之容忍度（允差）皆高於 0.1、變異數膨脹因素 VIF亦均小於 10；而且條件指標值為 20.371，在 30 以下，表示自變數之間尚無嚴重的共線性問題存在。殘差分析中，觀察值有 334 個，標準化殘差為－2.550，最大值 2.859，標準差 0.989，有 317 個觀察值界於±2 範圍內，比率達 94.91％，符合常態性及變異數一致性的假設；並經由 Durbin-Watson 檢定得知檢定統計量 DW 值為 1.867，在 1.5 至 2.5範圍內，表示殘差項之間尚無自我相關，符合獨立性。

（二）修法後農地利用情形分析

以修法後各縣市每公頃農機具數量（X1）、人口密度（X2）、專業農戶占總農戶數比率（X3）、農牧業就業人口占總就業人口比率（X4）、每公頃耕地產值（X5）、每戶農家所得（X6）、田賦面積（X8）及每戶耕地面積（X9）等 8 項變數與作物複種指數（Y）進行相關分析。實證結果顯示，每公頃耕地產值、農牧業就業人口占總就業人口比率、

人口密度、每公頃農機具數量、每戶耕地面積及專業農戶占總農戶數比率等 6 項變數與作物複種指數之間有顯著相關（p＜0.05），前 3 項變數與作物複種指數呈正相關關係，後 3 項則為負相關。

本階段因每戶農家所得及田賦面積等 2 項自變數與作物複種指數間之相關不顯著，另每公頃課徵田賦賦額因欠缺統計數據，予以剔除。爰將每公頃農機具數量等 6 項有顯著相關之自變數，與作物複種指數進行迴歸分析。

在逐步廻歸分析後，6 項自變數均被選入，其多元判定係數 R2 達到 85.5％，調整後的R2 亦達到 84.9％，表示該 6 項變數對於作物複種指數（Y）之聯合解釋能力有 84.9％。其中以「每公頃耕地產值」的解釋量（即 R2 的改變量）達 73.6％最大；其餘自變數對依變數之解釋量分別為「人口密度」有 6.3％、「農牧業就業人口占總就業人口比率」有2.6％、「專業農戶占總農戶數比率」有 1.3％、「每公頃農機具數量」有 0.7％及「每戶耕地面積」有 1.0％。

從標準化廻歸係數（β）來看，每公頃耕地產值、人口密度及農牧業就業人口占總就業人口比率等 3 項自變數的 β 值為正數，表示它們對作物複種指數有正向影響；至於


每公頃農機具數量、專業農戶占總農戶數比率與每戶耕地面積等 3 項自變數的 β 值則為負數，表示它們對作物複種指數有負向影響。另從標準化 β 係數大小可發現，每公頃耕地產值之標準化 β值為 0.581，是所有影響作物複種指數因素中最為重要者。

另根據共線性診斷結果，所選入 6 項自變數容忍度（允差）皆高於 0.1、變異數膨脹因素 VIF 皆小於 10，而且條件指標值為 19.426，也在 30 以下，表示自變數之間尚無嚴重的共線性問題存在。又殘差分析之觀察值有 168 個，標準化殘差－2.874，最大值2.867，標準差 0.982，有 160 個觀察值界於±2 範圍內，比率達 95.24％，符合常態性及變異數一致性假設。且經 Durbin-Watson 檢定之 DW 值＝2.262，在 1.5 至 2.5 範圍內，表示殘差項之間尚無自我相關，符合獨立性。

（三）長期農地利用情形分析

以 1981 年至 2007 年各縣市每公頃農機具數量（X1）、人口密度（X2）、專業農戶占總農戶數比率（X3）、農牧業就業人口占總就業人口比率（X4）、每公頃耕地產值（X5）、每戶農家所得（X6）、每公頃課徵田賦賦額（X7）、田賦面積（X8）、每戶耕地面積（X9）等 9 項變數與作物複種指數（Y）進行相關分析。實證結果顯示，該 9 項變數與作物複種指數均有顯著相關（p＜0.05）。其中每公頃耕地產值、每公頃課徵田賦賦額、農牧業就業人口占總就業人口比率與人口密度等 4 項變數與作物複種指數呈正相關關係；另每公頃農機具數量、每戶農家所得、每戶耕地面積、專業農戶占總農戶數比率

及田賦面積等 5 項變數則為負相關。根據逐步廻歸分析結果顯示，在顯著水準為 5％下，每公頃課徵田賦賦額、每公頃

耕地產值、每公頃農機具數量、田賦面積、農牧業就業人口占總就業人口比率、專業農

戶占總農戶數比率及人口密度等 7 項自變數被選入，其多元判定係數 R2 高達 86.1％，調整後的 R2 亦達到 85.8％，表示這些變數對於作物複種指數有 85.8％的聯合解釋能力。就解釋量（即 R2 的改變量）來看，以「每公頃課徵田賦賦額」的解釋量達 38.5％最大，其次為「每公頃耕地產值」有 37.9％，其他 5 項自變數之解釋量較低，分別為「每公頃農機具數量」有 3.2％、「田賦面積」有 5.0％、「農牧業就業人口占總就業人口比率」有 0.7％、「專業農戶占總農戶數比率」有 0.5％，及「人口密度」有 0.3％。

另從標準化廻歸係數（β）來看，進入迴歸模式的 7 項自變數之 β 值，其中每公頃課徵田賦賦額、每公頃耕地產值、農牧業就業人口占總就業人口比率及人口密度的 β 值為正數；至於每公頃農機具數量、田賦面積及專業農戶占總農戶數比率等 3 項變數的 β值為負數。但是每戶農家所得、每戶耕地面積等 2 項自變數則因對作物複種指數之影響不顯著而被刪除。

又經共線性診斷結果，各變數容忍度（允差）皆高於 0.1、變異數膨脹因素 VIF 皆小於 10；至於條件指標值，則僅 13.659，在 15 以下，表示自變數之間尚無共線性問題存在。另殘差分析之觀察值有 313 個，標準化殘差－2.893，最大值 3.812，標準差0.982，有 296 個觀察值界於±2 範圍內，比率達 94.57％，符合常態性及變異數一致性的假設。且經 Durbin-Watson 檢定之 DW 值＝2.193，在 1.5 至 2.5 範圍內，相當接近2，表示殘差項之間尚無自我相關，符合獨立性。


（四）修法前後比較分析

經比較修法前、修法後與合併期間資料分析結果，發現各項變數與作物複種指數間

之相關方向，均獲得一致結論；且多元迴歸分析結果亦顯示，自變數對依變數之影響方

向與大小亦均獲得一致結論（詳如表 3），即每公頃耕地產值、每公頃課徵田賦賦額、農牧業就業人口占總就業人口比率及人口密度是影響作物複種指數之重要因素，其中以

耕地產值及課徵田賦賦額為關鍵因素。

六、結論及建議

（一）結論

1.修法前後影響農地利用之因素

修法前、後均影響農地利用之因素包括每公頃農機具數量、人口密度、農牧業就業

人口總就業人口比率、每公頃耕地產值及每戶耕地面積等 5 項。就每公頃農機具數量而言，大部分縣市之每公頃農機具數量係呈增加現象，惟與作

物複種指數間卻呈現中度負相關，顯示我國農業仰賴機械從事耕作之機耕程度愈來愈

高，但農機具數量之增加並未能直接有效促進農地合理利用，而其對作物複種指數之負

面影響於田賦停徵及農業發展條例修正後雖稍見緩和，惟與本研究預期之影響方向不

符。究其原因可能與農業機械利用率僅約 40%至 70%，過於偏低，不符合經濟效益有關（陳子瑜，2001）。

就人口密度而言，人口密度與作物複種指數呈現中度正相關，表示人口密度愈高、

都市化程度愈高時，作物複種指數亦愈高；即人口密度提高有助於農地合理利用；尤其

在田賦停徵與農業發展條例修法後更形顯著。此與本研究預期方向不符，究其原因可能

係因城市化與都市化之後，工商業的發展及人口增加，對土地的需求不斷增加，農業土

地大量轉用其他用途，以致實際作農業使用之耕地面積變少，為維持糧食與蔬果等農業

基本需求，農地利用日趨精緻化所致。尤其臺灣屬於海島國家，人口壓力居高不下，促

使農民必須充分利用農地與精耕細作，在有限的土地和空間内必須生產大量物質與財

富，故作物複種指數相對提高。就農牧業就業人口占總就業人口比率而言，因與作物複種指數呈正相關，表示投入

之農業勞動力增加，作物複種指數亦隨之提高；而根據農業統計要覽資料顯示，我國農

牧業就業人口由 1981 年之 1,134 千人，逐年減少並快速滑落至 2007 年僅餘 535 千人，致作物複種指數也急遽下降，且此項因素修法後更見其影響力。此與本研究預期方向與

其他學者研究（Henningsen，2009；Olusegun，2009；楊振榮，2001；殷章甫，2000；楊垣進，1985）相符。

就每公頃耕地產值而言，每公頃耕地產值與作物複種指數呈現中、高度正相關，為

影響作物複種指數最關鍵因素，表示每公頃耕地產值愈高時，作物複種指數愈高，耕地

產值增加，農民預期可提升收益而提高耕作意願所致，又耕地產值於停徵田賦及修法


後，對於農地合理利用之解釋能力大幅增加、影響力益形提升，更彰顯其重要性。此與

本研究預期方向及其他學者研究（Lubowski 等 3 人，2008；中央研究院經濟研究所，2002；楊振榮，2001；殷章甫，2000；楊垣進，1985）相一致。

就每戶耕地面積而言，每戶耕地面積與作物複種指數呈中、低度負相關，雖於田賦

停徵及農業發展條例修正後影響稍有減弱；惟與本研究預期方向仍不相符。究其原因乃

我國農業以家庭農場為經營主體，受制於農業勞動力老化、農戶經營規模小及農地坵塊

分散，無法發揮規模經濟效果，以及農業收入低，人力缺乏，實施休耕與廢耕情形嚴

重，造成農地資源的浪費與破壞所致。雖然多數縣市之每戶耕地面積稍有增加，但未能

有效增進農地合理利用。

2.修法前影響農地利用之因素

修法前影響農地利用之因素包括每公頃課徵田賦賦額及每戶農家所得等 2 項。就每公頃課徵田賦賦額而言，土地資源有限，且具有不可再生、區位性及不可移動

之特性，一旦變更為其他用途，再回復的成本相當高，甚或不可能回復，所以對於土地

資源應做合理分配。而土地課徵土地稅賦則具有改善土地利用之功能。課徵土地稅將提

高所有權人持有成本，故為降低單位面積稅賦負擔，有助於強化土地的開發與利用。相

似地，對農地課稅亦同具正面效果。田賦雖於 1987 年起停徵，無法獲得田賦賦額資料，惟修法前及長期資料分析發現與作物複種指數呈現中度正相關，即每公頃課徵田賦

賦額愈高，作物複種指數亦高，促進農地合理利用，此證實農地稅負確實對農地的經濟

利用具有正面效果，與本研究預期方向及其他研究（財政部賦稅改革委員會，1989；林尚瑛，1992、黃美華等 2 人，2000、陳明燦，2003；中華經濟研究院，2002；蔡吉源，2001；Lubowski 等 3 人，2008）相一致。

就每戶農家所得而言，農業發展條例修正前，每戶農家所得與作物複種指數係呈低

度負相關，與本研究預期方向不符。究其原因乃每戶農家所得來源之非農業所得所占比

率大幅提高，農民無法透過農作生產獲取足夠所得，故影響其務農意願所致，此可由農

業統計要覽資料看出，每戶農家所得來源之非農業所得所占比率由 1981 年的 73.63％，逐年增加至 1998 年的 83.10％，迄 2007 年仍高達 79.39％，而農業所得則僅占 20.61％，比重偏低。另外，每戶農家所得於農業發展條例修正後呈上升趨勢，但非農業所得

比率仍持續居高不下，雖與作物複種指數不顯著相關，無法證明具有影響力，惟仍屬負

面相關，值得注意。

3.修法後影響農地利用之因素

修法後對農地利用顯著影響之因素為專業農戶占總農戶數比率。專業農戶占總農戶數比率於農業發展條例修正前與作物複種指數係屬負相關，但統

計上不顯著，無法證明其具有影響力；而於農業發展條例修正後，雖呈低度相關及有顯

著影響，惟影響方向卻相反，表示農業專業化於農業發展條例修正後，反而無助於促進

農地合理利用。此與本研究預期方向不符。究其原因乃我國專業農戶占總農戶數比率偏

低，約僅占 20％左右，加以工商業快速發展，提供大量非農業部門的就業機會，使農


村青壯年人口外流，造成農家人口結構改變及勞動力老化，農業從業者也非農業之精

兵，故專業農家比率雖小幅提升，惟仍無法提升作物複種指數。

4.修法前後均不影響農地利用之因素

田賦面積修法前、後對農地利用雖為負相關但均無顯著影響。但以 1981 年至 2007年之合併資料分析後，卻呈顯著相關，惟亦呈負向影響，此與本研究預期方向不符。究

其原因乃未作農業使用之農地，大部分須經稅捐機關清查後才課徵地價稅，甚少有農民

自行申報課徵，以致部分農地未作農業使用卻仍課徵田賦（停徵），而無稅賦負擔。故

此納稅人不願主動申報課稅之避稅心態及稅捐機關受限於人力無法對農地有效查核，致

農地較無法合理利用（李慶珠，2006）。總而言之，影響農地利用之重要社會經濟因素包括耕地產值、課徵田賦賦額、農牧

業就業人口以及人口密度等 4 項，其中以耕地產值及課徵田賦賦額為最主要影響因素。

（二）建議

根據本研究實證結果，提出建議供未來政府研擬農地利用與管理政策之參考。

1.農地恢復課稅，維護租稅公平

課徵田賦確有助於農地合理利用，為促進農地有效利用，課以適當的租稅負擔，乃

有其必要性。然因我國地籍資料中，地目、等則等田賦計徵基礎已年久失實，恢復課徵

田賦勢必耗費高額稽徵成本，加以國內土地已全面規定地價，故建議應儘速全面改課地

價稅；惟恢復課稅影響農民既得利益太大，須經財政部繼續努力與溝通，多方協調，取

得共識後，方能克竟其功。此外，稅捐單位應針對違規未作農業使用之農地，輔導所有

權人主動申報課稅及加強辦理農地清查改課地價稅，以符合租稅公平原則。

2.鼓勵創新、創造藍海

農業發展條例於 2000 年修正之後，農業政策雖已走向「放寬農地農有、落實農地農用」，惟尚未達到「促進農地合理利用」之政策目標。而實證結果顯示，提高耕地產

值是促進農地有效利用的重要因素。臺灣土地面積狹小、人口密度高，土地資源不足，

未來土地利用應朝精緻農業方向發展，致力於創新改良、高經濟價值作物生產及樹立獨

特農業品牌等，以提高單位耕地產值，並以合作代替競爭的藍海策略，提高農產品價

格，助益農民收益。

3.招募農業新軍、活化農村人力

由於農牧業就業人口對農地利用有正面影響，惟我國農業人口老化、農業人力斷層

情形嚴重，政府可藉與各級農業學校合作，宣導農業新視界，吸引薪薪學子參與農業生

產行列，並舉辦農業短期訓練，吸引社會青年親近農業、認識農業，並進而投入農業生

產，使農業生產活化、促進農地有效利用。


註釋

註一：憲法第 143 條第 4 項規定：國家對於土地之分配與整理，應以扶植自耕農及自行使用土地人為原則，並規定其適當經營之面積。

註二：憲法第 146 條規定：國家應運用科學技術，以興修水利，增進地力，改善農業環境，規劃土地利用，開發農業資源，促成農業之工業化。

註三：2010 年 12 月，新北市單獨升格以及臺中市、臺南市、高雄市等縣市合併升格為直轄市後，臺灣省為 15 縣市。

註四：整理自農業統計年報。參考文獻

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