農(nóng)民的土地流轉(zhuǎn)意愿及其影響因素研究

葉 男

（中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 公共管理學(xué)院，武漢 430073）

0 引言

隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，以家庭為單位的小規(guī)模分散化經(jīng)營越來越難以適應(yīng)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、工業(yè)化和城市化的要求，實(shí)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)，發(fā)展規(guī)模經(jīng)營成為農(nóng)村經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展的必然趨勢[1]。農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)有自愿流轉(zhuǎn)和強(qiáng)制流轉(zhuǎn)兩種模式，實(shí)踐證明，不顧農(nóng)民意愿的強(qiáng)制土地流轉(zhuǎn)往往事與愿違，不僅不能提高農(nóng)村土地使用效益，反而引起農(nóng)民的強(qiáng)烈不滿；土地自由流轉(zhuǎn)則具有“交易收益效應(yīng)”[2]和“邊際產(chǎn)出拉平效應(yīng)”[3]，自由的土地流轉(zhuǎn)總能提高資源配置的效率，并能反過來促進(jìn)勞動(dòng)力要素的流動(dòng)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高[4]。因此，研究農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿及其影響因素具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

1 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自2011年6月份中部四省的調(diào)查，調(diào)查按照經(jīng)驗(yàn)分層和非嚴(yán)格概率抽樣原則，根據(jù)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況，選取能夠代表中部地區(qū)的四個(gè)省，每個(gè)省抽取三個(gè)縣（市），每個(gè)縣（市）抽取一個(gè)村或鄉(xiāng)鎮(zhèn)，通過結(jié)構(gòu)式問卷訪問調(diào)查40戶左右農(nóng)民。實(shí)際發(fā)放問卷380份，有效回收問卷360份。

被調(diào)查對(duì)象中，男性占68.3%，女性占31.7%；從年齡分布來看，18～29歲的農(nóng)民占12.1%，30～44歲的農(nóng)民占34.9%，45～49歲的農(nóng)民占31.7%，60～74的農(nóng)民占19.2%，75歲及以上農(nóng)民占2.1%；從文化程度來看，沒上過學(xué)的占7.5%，小學(xué)文化程度的占30.3%，初中文化程度的占46.1%，高中、中專文化程度的占14.2%，大專及以上文化程度的占1.9%；從健康狀況來看，健康狀況為非常好、比較好的農(nóng)民占到了78.8%，不太好、很不好的農(nóng)民占6.3%，一般水平的占14.9%；從婚姻狀況來看，87.3%的被調(diào)查對(duì)象為已婚，未婚、離異、喪偶的比例合計(jì)為12.7%。上述五個(gè)方面的分析顯示，調(diào)查數(shù)據(jù)質(zhì)量較高。

2 變量設(shè)定、統(tǒng)計(jì)分布與模型選擇

2.1 因變量及其分布

本文因變量為“農(nóng)民的土地流轉(zhuǎn)意愿”，包括轉(zhuǎn)出意愿和轉(zhuǎn)入意愿兩個(gè)方面。在問卷設(shè)計(jì)中，我們將其操作化為兩個(gè)具體指標(biāo)，即“您希望有人承包您的土地嗎”和“您希望承包別人的土地嗎”。前一個(gè)指標(biāo)反映農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出意愿，后一個(gè)指標(biāo)反映農(nóng)民土地轉(zhuǎn)入意愿。問題答案的選項(xiàng)均設(shè)計(jì)為二分選項(xiàng)，即希望和不希望。因變量分布見表1。

表1 農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿現(xiàn)狀 單位：個(gè)/（%）

從表1可以看出，農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿（轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入）普遍不高，大多數(shù)農(nóng)民不希望有人承包自己的土地，也不希望承包別人的土地。希望轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)民所占比例只有40%多一點(diǎn)，將近60%的農(nóng)民不希望轉(zhuǎn)出土地；轉(zhuǎn)入意愿所占比例更低，只有18.1%的農(nóng)民有承包別人土地的醫(yī)院，超過80%的農(nóng)民不希望轉(zhuǎn)入土地，進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)。絕大多數(shù)農(nóng)民既不愿意把自己的土地承包出去，也不希望再多承包別人的土地，這也許正是中國農(nóng)村土地固化的主要原因之一。加快土地流轉(zhuǎn)，打破農(nóng)村土地的固話現(xiàn)狀仍然需要法律、法規(guī)等相關(guān)制度的有效保障，需要加大政府的宣傳力度，農(nóng)業(yè)技術(shù)的規(guī)模投入、創(chuàng)新和技術(shù)支持。土地是農(nóng)民生活保障的根基，在勞動(dòng)力大量流動(dòng)的今天，閑置土地如能有效流轉(zhuǎn)將大大增加農(nóng)民的收入，更好地保障農(nóng)民利益。在多方措施的努力推動(dòng)下，才能加速土地流轉(zhuǎn)，保障農(nóng)民利益，發(fā)揮土地功能。

2.2 自變量設(shè)定及其依據(jù)

農(nóng)民是理性的，也是風(fēng)險(xiǎn)厭惡型的[12]，在不受外力干預(yù)情況下，農(nóng)民是否流轉(zhuǎn)土地以及是選擇轉(zhuǎn)出還是轉(zhuǎn)入土地，是基于成本與收益的比較，保障與風(fēng)險(xiǎn)的權(quán)衡。理論上講，農(nóng)民人力資本的多寡、家庭資源稟賦的優(yōu)劣、外部環(huán)境的好壞以及保護(hù)體系的完善程度等，都可能直接或間接影響農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)的受益與成本、農(nóng)民生活的風(fēng)險(xiǎn)與保障，并進(jìn)而影響農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿。因此，本文從農(nóng)民的個(gè)體層面、家庭層面和外部環(huán)境層面三個(gè)方面來選擇自變量。變量解釋及其統(tǒng)計(jì)分布見表2。

表2 自變量解釋及其統(tǒng)計(jì)描述 (單位：個(gè))

本文選擇性別、年齡、文化程度、健康狀況、職業(yè)類型、農(nóng)戶類型（非農(nóng)化程度）、土地依賴性、村經(jīng)濟(jì)情況、村地理情況作為自變量，主要是借鑒已有研究文獻(xiàn)；選擇家庭整勞力數(shù)、家離縣城的距離作為自變量，主要是考慮到家庭資源稟賦（家庭整勞力越多，土地使用率可能越高；反之，若家庭整勞動(dòng)力少則土地使用率越低）、土地邊際收益、交易成本（離縣城越近土地邊際收益更高、交易成本更低；離縣城越遠(yuǎn)土地的邊際收益越低、交易成本也可能更高）等對(duì)土地流轉(zhuǎn)的影響；選擇是否試行新農(nóng)保作為自變量，是基于土地的社會(huì)保障功能（土地在生活保障、就業(yè)、養(yǎng)老、福利等方面是農(nóng)民依賴的根本）以及完善農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度對(duì)農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿影響的理論分析。

2.3 模型選擇

由于因變量是虛擬變量，本文采用二元Logistic回歸技術(shù)來進(jìn)行分析。設(shè)因變量為y，取值1表示農(nóng)民希望流轉(zhuǎn)土地（轉(zhuǎn)出或轉(zhuǎn)入），取值0表示農(nóng)民不希望流轉(zhuǎn)土地（轉(zhuǎn)出或轉(zhuǎn)入）。影響y的m個(gè)自變量分別記為x1，x2，…，xm（1≤m≤12）。設(shè)農(nóng)民Pi希望流轉(zhuǎn)土地發(fā)生的條件概率為p(y=1|X)=pi，1-pi則表示農(nóng)民i不希望流轉(zhuǎn)土地發(fā)生的概率，它們均是由自變量向量X構(gòu)成的非線性函數(shù)：

農(nóng)民希望流轉(zhuǎn)土地與不希望流轉(zhuǎn)土地的概率之比pi/1-pi被稱為事件發(fā)生比，簡寫為Odds。對(duì)Odds進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，則得到Logistic回歸模型的線性表達(dá)式為：

（1）式和（2）式中，α為常數(shù)項(xiàng)，m為自變量的個(gè)數(shù)，βi是自變量的系數(shù)，反映自變量影響農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿的方向及程度。

3 農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿的影響因素分析

3.1 轉(zhuǎn)出意愿的影響因素

從選中的12個(gè)自變量與轉(zhuǎn)出意愿因變量的回歸結(jié)果看(見表3)，有5個(gè)自變量對(duì)因變量表現(xiàn)出顯著的影響，從回歸模型的擬合信息（-2 Log likelihood=365.95；Cox & SnellR Square=0.269；Nagelkerke R Square=0.363；Sig.=0.000）來看，模型擬合較好，具有較好的解釋力。

表3 農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出意愿影響因素的Logistic回歸

從自變量對(duì)因變量的影響方向及程度來看，年齡越大、平原地區(qū)的農(nóng)民越不希望轉(zhuǎn)出土地（B為負(fù)），這可能與年齡越大非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)越少、就業(yè)越難以及平原地區(qū)土地的邊際效益高、交易成本低等有關(guān)，但從冪值來看，年齡與村地理情況的變化對(duì)因變量的影響較小（Exp(B)=0.953和0.576）；農(nóng)戶離縣城距離越遠(yuǎn)、土地依賴性越低以及試行了新農(nóng)保的農(nóng)民，更愿意轉(zhuǎn)出土地（B為正），農(nóng)戶離縣城距離越遠(yuǎn)轉(zhuǎn)出土地的意愿越強(qiáng)（Exp(B)=1.328），農(nóng)戶土地依賴性越低土地轉(zhuǎn)出意愿越強(qiáng)（Exp(B)=2.548），試行了新農(nóng)保的農(nóng)民希望土地轉(zhuǎn)出發(fā)生的概率是沒有試行新農(nóng)保農(nóng)民希望土地轉(zhuǎn)出發(fā)生概率的2.6倍。

離縣城遠(yuǎn)近對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出意愿的顯著影響，說明了土地級(jí)差地租、邊際產(chǎn)出、交易成本、生產(chǎn)效益等因素對(duì)農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿的激勵(lì)約束作用；土地依賴性對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出意愿的顯著影響，說明了農(nóng)民非農(nóng)比較收益對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出意愿的制約作用；是否試行新農(nóng)保對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出意愿的顯著影響，則說明土地依然承擔(dān)著雙重功能（生產(chǎn)與保障），尤其是保障功能，農(nóng)民對(duì)土地的依賴并沒有收到新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的影響。其它7個(gè)變量對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出意愿沒有顯著影響。

3.2 轉(zhuǎn)入意愿的影響因素

表4顯示的自變量與轉(zhuǎn)入意愿因變量的回歸結(jié)果中，有三個(gè)變量通過了顯著性檢驗(yàn)，即健康狀況、職業(yè)類型和土地依賴性。從模型擬合信息（-2 Log likelihood=321.46；Cox&Snell R Square=0.082；Nagelkerke R Square=0.129；Sig.=0.003）來看，模型整體上顯著，有一定的解釋力。

表4 農(nóng)民土地轉(zhuǎn)入意愿影響因素的Logistic回歸

從自變量對(duì)因變量的影響方向及程度來看，健康狀況越差、土地依賴性越低的農(nóng)民越不希望轉(zhuǎn)入土地（B為負(fù)），但從冪值（Exp(B)=0.741和0.55）來看，健康狀況和土地依賴性每變化一個(gè)單位對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)入意愿的影響較小；職業(yè)為務(wù)農(nóng)的農(nóng)民越希望轉(zhuǎn)入土地（B為正），務(wù)農(nóng)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)入意愿發(fā)生的概率是非務(wù)農(nóng)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)入意愿發(fā)生概率的2.5倍。

健康狀況對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)入意愿的顯著性負(fù)影響，是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)勞動(dòng)是體力勞動(dòng)，而體力勞動(dòng)則需要強(qiáng)健的體魄，因此健康狀況越差的農(nóng)民越不希望轉(zhuǎn)入土地，這符合農(nóng)民理性人假設(shè)。土地依賴性對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)入意愿的顯著性負(fù)影響，說明了非農(nóng)收入對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)入意愿的影響，這也進(jìn)一步驗(yàn)證了職業(yè)類型對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)入意愿影響的正確性。是否試行新農(nóng)保對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)入意愿沒有顯著的影響。其它8個(gè)自變量也沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說明對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)入意愿的影響缺乏統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

4 結(jié)論

⑴農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿普遍較低，而土地轉(zhuǎn)入意愿更低。調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿普遍較低，希望轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)民所占比例只有40.5%，而希望轉(zhuǎn)入土地的農(nóng)民所占比例更低，只有18.1%。接近60%的農(nóng)民不愿意轉(zhuǎn)出土地，超過80%的農(nóng)民不愿意轉(zhuǎn)入土地。農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿較低，特別是轉(zhuǎn)入意愿較低，是造成當(dāng)前農(nóng)村土地固化的重要原因。在農(nóng)村當(dāng)前社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展背景下，促進(jìn)農(nóng)村土地有效流轉(zhuǎn)的關(guān)鍵在于農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)供求市場的培育，特別是第三方土地轉(zhuǎn)入需求市場的培育。

⑵農(nóng)民的土地轉(zhuǎn)出意愿受到五個(gè)因素的顯著影響。具體來看，年齡越大、平原地區(qū)的農(nóng)民越不希望轉(zhuǎn)出土地，農(nóng)戶離縣城的距離越遠(yuǎn)、土地依賴性越低、試行了新農(nóng)保的農(nóng)民，更希望轉(zhuǎn)出土地。由此不難斷言，當(dāng)前農(nóng)村勞動(dòng)力老齡化問題降低了農(nóng)村土地資源的配置效率，不應(yīng)忽視遠(yuǎn)郊農(nóng)民的土地轉(zhuǎn)出要求。土地依賴性、是否試行新農(nóng)保對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出意愿的顯著影響，提示我們，建立健全農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，將大大有助于土地流轉(zhuǎn)供給市場的培育。因此，應(yīng)該加大財(cái)政對(duì)農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的投入力度，加快試點(diǎn)范圍以及保障水平的提高。

⑶農(nóng)民土地轉(zhuǎn)入意愿受三個(gè)因素的顯著影響，但新農(nóng)保對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)入意愿的影響缺乏統(tǒng)計(jì)意義。具體來看，健康狀況越差的農(nóng)民越不希望轉(zhuǎn)入土地，職業(yè)為務(wù)農(nóng)的農(nóng)民更希望轉(zhuǎn)入土地，土地依賴性越低的農(nóng)民越不希望轉(zhuǎn)入土地，而新農(nóng)保對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)入意愿的影響沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說明新農(nóng)保對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)入意愿的影響缺乏統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

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