農民分化對農戶農地流轉意愿的影響分析：基于結構方程模型的估計

許恒周，郭玉燕，石淑芹

（1.天津大學管理學院，天津300072；2.江蘇省社會科學院社會政策研究所，江蘇南京210036；3.天津工業大學管理學院，天津300387）

農地流轉是家庭聯產承包責任制適應社會經濟發展的時代選擇，是實現農業規模化經營、轉移農村剩余勞動力、增加農民收入、實現城鄉統籌發展的必然要求。然而，農戶作為農地經營權流轉權利主體，其意愿與行為對于農地流轉模式的選擇有著根本的影響。而且，隨著工業化和城市化進程的加快，導致農民職業、收入的不斷分化，形成了不同的農民階層，對于農地的感情和價值認識也發生了變化，而這必然會影響他們對農地流轉的意愿認知和行為決策。因此，在此背景下探討農民分化對農地流轉意愿的影響具有重要的理論和實踐意義。

眾多研究認為有多種因素影響農戶農地流轉意愿，如戶主性別、身體狀況、文化程度、婚姻狀況、家離城鎮的距離[1-2]，產權、規范的合同簽訂、承包經營權證書的發放、土地區位條件[3]，社會保障以及外出找工作難易程度[4]，家庭勞動力數量[5]，農地產權狀況[6]，第三產業收入、土地流轉過程中有無中介組織、農戶是否參與社保[7]，農戶類型、社區區位及經濟條件[8]，政府角色[9]等。而且以上研究基本都采用了Logit模型來進行實證分析。

現有研究多采用Logit/Probit模型從個人特征、家庭特征、社區環境等角度進行實證研究。由于影響農地流轉意愿的因素有些屬于潛變量，不便于直接觀察與測量，但可以用一些外顯指標去間接測量。傳統的統計分析方法如Logit/Probit模型不能妥善處理這些潛變量，而結構方程模型（SEM）能同時處理潛變量及其指標。因此，為了量化農民分化的類型和程度對農地流轉意愿產生的影響，本文利用農戶和村莊調查數據，采用結構方程模型分析農民分化對農地流轉意愿所產生的影響，為促進農地流轉提供有益的參考依據。

1 理論分析與假說提出

改革開放以前，農民處于一種高度同質的狀態。土地對所有農民而言，既是其生活的主要來源，又是社會保障的主要依賴對象，他們對土地價值的認識也相差不大。但是，隨著農村市場經濟的發展和工業化、城市化進程的加快，農民就業多樣化，收入多元化，這使得原來高度同質的農民整體開始出現了分化，已經成為異質的農民整體。農民分化的主要特點就是職業的差別，職業差別進一步影響著不同階層的收入來源。農民不同階層由于其職業、文化程度、收入來源等階層構成特征的不同，必然對土地價值的認識上產生差異，而這種差異，具體表現在不同階層農民對土地的依賴程度上。這也是不同階層農民對待土地流轉有不同意愿和行為選擇的根本原因。

基于以上理論分析，結合本文研究目的，提出如下假說：

假說Ⅰ：農民分化特征對農戶農地流轉意愿具有正向顯著影響。

此外，根據已有研究文獻，將影響農戶農地流轉意愿的其他因素分為農民個人特征、家庭特征、農地流轉組織約束特征和養老保障特征，并提出以下研究假說：

假說Ⅱ：農民個人特征對農地流轉意愿具有正向顯著影響；

假說Ⅲ：家庭特征對農地流轉意愿具有正向顯著影響；

假說Ⅳ：農地流轉組織約束特征對農地流轉意愿具有正向顯著影響；

假說Ⅴ：養老保障特征對農地流轉意愿具有正向顯著影響。

2 研究區域、研究方法與數據來源

2.1 研究區域

在選擇研究區域時，主要考慮了兩點：一是研究區域內非農就業機會較多，農民分化現象明顯；二是農地流轉頻繁。基于此，選擇環渤海地區的天津市兩區縣和山東省聊城市兩市縣作為樣本點。西青區、靜海縣地處渤海經濟圈的天津市的西部和西南，是天津市經濟發展較快的區域。西青區2009年耕地面積為1.51萬hm2，農民人均純收入達到1.07萬元，非農產業較發達，為中國鄉鎮企業百強區縣之一，2009年新增就業1.51萬人，其中轉移農村勞動力5023名。靜海縣2009年全縣可耕地面積6.93萬hm2，農民人均純收入為1.08萬元，經濟基礎雄厚，工業優勢明顯，是國務院批準的沿海開放縣之一。臨清市、冠縣位于魯西，與河北省接界。臨清市2009年耕地面積為5.54萬hm2，農民人均純收入5420元，新增農村勞動力就業1.41萬人，工業發達。冠縣2009年耕地面積為7.53萬hm2，農民人均純收入5271元，有規模以上工業企業43家，工業基礎雄厚。

2.2 模型選擇

為精確分析各潛變量對農民農地流轉意愿的影響，利用結構方程模型對研究假說進行驗證。具體估計方式可用如下3個方程式表達：

測量方程：x=Λxξ+δ，y=Λyη+ε，反映潛變量和可測變量間的關系；

結構方程：η=Bη+Γξ+ζ，反映潛變量之間的結構關系。

方程中各變量含義如下：x為外生觀測變量（在因子分析中用來生成外生潛變量的那些變量），ξ為外生潛變量，Λx為外生觀測變量在外生潛變量上的因子載荷矩陣，δ為外生觀測變量的誤差項。y為內生觀測變量，η為內生潛變量，Λy為內生觀測變量在內生潛變量上的因子載荷矩陣，ε為內生變量的誤差項。B和Γ都是路徑系數，B表示內生潛變量之間的關系，Γ則表示外生潛變量對于內生潛變量值的影響，ζ為結構方程的誤差項。

2.3 變量界定

2.3.1 因變量選取 農戶農地流轉意愿的選擇不是一個連續變量，而是一個多項無序型變量。本文把因變量的取值限定在[1，3]，分別把農戶“農地凈轉入”定義為y=1，“既不轉入也不轉出”定義為y=2，“農地凈轉出”定義為y=3。

2.3.2 自變量選取 根據已有研究成果及問卷調查內容，本文將自變量分為以下幾個方面：（1）家庭及個體特征變量，包括年齡、性別、婚姻狀況、文化程度、健康狀況、承包土地面積、是否具有非農就業技能、家庭農業勞動力人數、非農收入比重。（2）農民分化特征，主要從農民分化類型和分化程度兩方面來衡量。分化類型主要依據陸學藝[10]的劃分方法將農民分為8個階層；農民分化程度又包括水平分化（職業分化）和垂直分化（經濟分化），水平分化采用離農率來表示，即家庭非農就業人口占家庭總人口的比例。垂直分化則采用恩格爾系數法，即家庭食品消費支出占家庭總支出的比例[11]。（3）農地流轉組織約束特征變量，包括對農地產權穩定性的預期認知、有無流轉中介組織、是否簽定書面流轉合同。（4）養老保障特征變量，流轉地在養老保障中的作用、對社會養老保障的了解、是否參與社會保障。各自變量的具體定義見表1。

2.4 數據來源

研究數據來源于2010年7—8月對天津市西青區、靜海縣和山東省聊城市冠縣、臨清市的農戶和村莊問卷調查。數據資料的收集選用了問卷調查法和參與式農村評估法（PRA），之所以選用PRA法，因為農民已經分化為不同的階層和群體，其社會資源及認知態度因地位和角色的不同而有所差異，傳統的調查方法容易忽略這種階層差異對農地流轉意愿的影響。本次調查共獲得485份問卷，剔除漏答關鍵信息及出現錯誤信息的問卷，有效問卷為439份，有效問卷比例達到90.52%。

3 實證結果與分析

3.1 實證結果

在評價模型的適當性時，擬合優度（CMIN/DF）值越小，表示模型與實際數據差異越小；擬合良好性指標（GFI）、非常規擬合指標（NFI）、比較擬合指標（CFI）通常在0—1之間，越靠近1，表示模型與實際數據擬合得越好；而近似均方根誤差估計（RMSEA）越小越好。經測算，測量模型和結構模型的擬合程度都較好。運用AMOS 6.0軟件進行結構模型驗證，結構模型的計算結果見表2。

表1 自變量的說明Tab.1 Description of variables

3.2 結果分析

表2中的結構模型反映了潛變量間的相互關系。從中可以看出，農戶農地流轉意愿在通過顯著性檢驗的5個因素上具有較高的載荷，說明5個初階因素對農地流轉意愿具有較好的解釋力度。結果表明，5個初階因素對農地流轉意愿均具有顯著的正向影響。同時，它們的標準化路徑系數說明農戶的家庭特征因素對農地流轉意愿的影響最大，農民分化特征的影響次之，說明農民分化特征每提高一個單位，農戶農地流轉意愿就會增加0.634個單位。表2中的測量模型反映了可測變量與潛變量之間的相互關系。這些關系可歸納如下：（1）反映個人稟賦特征的可觀測變量中，年齡、文化程度、是否具有非農就業技能等對農地流轉意愿具有顯著影響。年齡對農地流轉意愿呈負相關關系，說明隨著年齡的增大，農民更傾向于不轉出農地，更多的可能是將農地作為一種養老保障；而文化程度和是否具有非農就業技能則對農地流轉意愿呈正相關關系，說明隨著文化程度的提高，農民具有非農就業技能，此時，則更傾向于將農地轉出。性別、婚姻和健康狀況對農地流轉意愿的影響則不顯著，可能的解釋是，在特定地區，受固有內外環境的影響，農戶農地流轉意愿出現了趨同。（2）反映家庭特征的可觀測變量中，家庭農業勞動力人數對農地流轉意愿的影響在5%水平下顯著，且呈負相關，說明家庭農業勞動力越富足，越傾向于轉入農地。非農收入比重對農地流轉意愿的影響在10%水平下顯著，且呈正相關，說明家庭收入越依賴非農收入，農戶越傾向于將農地轉出。而家庭承包土地的面積對農地流轉意愿的影響不顯著。（3）反映農民分化特征的三個可觀測變量中，職業類別和職業分化程度都在5%水平上對農地流轉意愿的影響正向顯著，經濟分化程度則在10%水平上顯著。并且職業分化程度和經濟分化程度每提高一個單位，農戶進行農地流轉的概率就會分別增加0.394和0.358個單位。這說明農民分化程度的提高對農戶農地流轉意愿的增強具有積極作用。（4）在反映該潛變量的三個可觀測變量中，只有對農地產權穩定性的認知對農地流轉意愿在10%水平上具有顯著影響，而有無流轉中介組織和是否簽訂書面流轉合同對農地流轉意愿的影響則不顯著，可能的解釋是，在調查區域內，農地的流轉范圍大都在本行政村內，在當前農村處于熟人社會的狀態下，村規民約等非正式制度對農民的行為具有很大的約束力，因此，有無中介組織和是否簽訂書面流轉合同對農地流轉意愿的影響并不顯著。（5）在反映該潛變量的三個可觀測變量中，流轉地在養老保障中的作用對農地流轉意愿的影響在5%水平上顯著，且呈負相關關系；是否參與社會養老保障對農地流轉意愿的影響也在5%水平上顯著，且呈正相關關系，而且參加社會養老保障的農民進行農地流轉的概率比不參加社會養老保障的農民高25%。

表2 模型計算結果Tab.2 Calculation results of model

4 結論與啟示

研究表明：農民分化特征潛變量對農地流轉意愿的影響在5%水平上顯著，而且農民分化特征每提高一個單位，農戶農地流轉意愿就會增加0.634個單位。在反映農民分化特征的三個可觀測變量中，職業類別和職業分化程度都在5%水平上對農地流轉意愿的影響正向顯著，經濟分化程度則在10%水平上顯著。并且職業分化程度和經濟分化程度每提高一個單位，農戶進行農地流轉的概率就會分別增加0.394和0.358個單位。這說明農民分化程度的提高對農戶農地流轉意愿的增強具有積極作用。此外，其他潛變量個人特征、家庭特征、農地流轉組織約束變量和養老保障特征對農戶農地流轉意愿也具有正向顯著影響。

基于以上研究結論，可以得出如下政策啟示：（1）優化農地流轉的制度環境，在農地流轉政策制定過程中，應根據不同階層農民的特征及對農地的依賴性和認知的差異，細化、優化農地流轉政策，以提高農地流轉的整體效率；（2）農民分化類型及程度都對農地流轉有顯著影響，這就要求提高農村勞動力職業技術素質，培育不同階層農民獨特的資源稟賦優勢，促進農民各階層職業結構的合理化；同時應大力發展非農產業，增加農民的非農就業機會，為農民分化創造條件，進一步促進土地流轉；（3）逐步弱化土地的養老保障功能，由政府財政投入統一提供社會基本保障，在養老保障制度設計時，應考慮農村人均收入差異性的存在，多層次繳費的保障制度設計有利于確保不同農民階層支付保障費用的可行性。

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