農(nóng)地轉(zhuǎn)入意愿與轉(zhuǎn)出意愿及其影響因素分析——基于南部縣盤龍鎮(zhèn)農(nóng)村的調(diào)查

平珊，艾建國(guó)(華中師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，湖北武漢 430070)

十八屆三中全會(huì)通過(guò)的《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問(wèn)題的決定》文件中賦予農(nóng)民土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)的權(quán)利，由此開啟了農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)改革的大門。要想順利推進(jìn)土地流轉(zhuǎn)制的改革，就要充分尊重農(nóng)民的意愿。很多學(xué)者都采用統(tǒng)計(jì)方法對(duì)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿的因素進(jìn)行實(shí)證研究，從而得出有益結(jié)論。如錢文榮研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)地轉(zhuǎn)移意向與人均收入有著非常密切的聯(lián)系［1］，韓星煥等研究表明，年齡、受教育程度是影響農(nóng)民流轉(zhuǎn)意愿的主要因素［2］。徐美銀等則從轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入意愿兩方面來(lái)研究，結(jié)果表明:相同的影響因素對(duì)轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入意愿的研究結(jié)果可能相反，并且影響的因素也不盡相同［3］。這些研究都進(jìn)行了有益的探索，但仍存在一些問(wèn)題。鑒于此，筆者在已有研究的基礎(chǔ)上，將影響因素分為農(nóng)戶個(gè)體特征、家庭特征、土地特征及社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征4大類型，利用四川省南部縣盤龍鎮(zhèn)農(nóng)村調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用Logistic回歸模型，分別檢驗(yàn)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出和土地轉(zhuǎn)入意愿的影響因素。

1 數(shù)據(jù)來(lái)源與研究方法

1．1 數(shù)據(jù)來(lái)源 該研究數(shù)據(jù)來(lái)源于2013年第四季度在四川省南部縣盤龍鎮(zhèn)進(jìn)行的農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)情況調(diào)查結(jié)果。利用半結(jié)構(gòu)式問(wèn)卷，通過(guò)隨機(jī)訪問(wèn)方式進(jìn)行調(diào)研，對(duì)盤龍鎮(zhèn)27個(gè)村、229個(gè)社的在家農(nóng)戶進(jìn)行調(diào)查，共下發(fā)調(diào)查問(wèn)卷300份，收回有效問(wèn)卷264份，問(wèn)卷有效率為88%。

根據(jù)調(diào)查統(tǒng)計(jì)結(jié)果，土地實(shí)際流轉(zhuǎn)情況見(jiàn)表1。在調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，僅有11．74%的農(nóng)戶希望轉(zhuǎn)入土地發(fā)展農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，但由于沒(méi)有好的生產(chǎn)項(xiàng)目、轉(zhuǎn)入價(jià)格太高、土地轉(zhuǎn)出信息不對(duì)稱、與農(nóng)戶談判太麻煩等原因而未轉(zhuǎn)入土地;此外，有59．01%的農(nóng)戶希望轉(zhuǎn)出土地，但由于不知道誰(shuí)要轉(zhuǎn)入土地、土地流轉(zhuǎn)價(jià)格太低、擔(dān)心流轉(zhuǎn)后土地難以收回及收益得不到保證而未流轉(zhuǎn)(表2)。

表1 農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)情況

表2 農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿情況

土地流轉(zhuǎn)形式是農(nóng)民實(shí)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)的途徑，流轉(zhuǎn)方式及村組意向占比如表3所示。表3顯示，58．54%的農(nóng)戶經(jīng)過(guò)了村或組的同意進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)，表明農(nóng)民對(duì)政府在土地流轉(zhuǎn)過(guò)程中組織管理的認(rèn)可，相信政府能保障其在土地流轉(zhuǎn)中的利益。

農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出去向主要為本村朋友、業(yè)主、親戚，分別為41．46%、53．66%、4．88%;轉(zhuǎn)向本組的占 46．34%，本村外組占7．32%，本鄉(xiāng)外村 14．63%，本縣外鄉(xiāng) 17．07%，外縣占17．07%。土地轉(zhuǎn)入主要來(lái)自于本村朋友、直系親屬、親戚，分別為 77．78% 、5．56%、19．44%，主要是本組土地，占88.89%。在調(diào)查中，農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出與轉(zhuǎn)入去向以本村本組為主，這表明農(nóng)戶對(duì)土地的依賴性比較強(qiáng)，同時(shí)也表明了農(nóng)戶對(duì)土地流轉(zhuǎn)的風(fēng)險(xiǎn)的心理承受能力較弱。

表3 農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)形式、去向及村組意向

1．2 研究方法 由于土地流轉(zhuǎn)意愿是一個(gè)二分類變量，只有愿意或者不愿意。該研究采用非線性概率模型中的二項(xiàng)Logistic回歸模型進(jìn)行研究，以此分析農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿的主要影響因素［4］。Logistic回歸模型采用的邏輯概率分布函數(shù)，具體公式如下:

即:

在該模型中選擇農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿為因變量Yi，其中包括土地轉(zhuǎn)入意愿和土地轉(zhuǎn)出意愿2個(gè)虛擬因變量，賦值形式都是:不愿意流轉(zhuǎn)=0，愿意流轉(zhuǎn)=1。其中εi為誤差項(xiàng)，自變量Xi表示影響農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿的因素，包括農(nóng)戶個(gè)人特征變量、農(nóng)戶家庭特征變量、農(nóng)戶土地特征變量、社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征變量4大類，包含14個(gè)影響因素見(jiàn)表4。其中X2、X3、X4、X7、X8、X10、X12、X13、X14都按照層次分類，將務(wù)農(nóng)人員文化水平X3虛擬定義為5階定序變量，將勞動(dòng)力工作情況X4、土地效益X13虛擬定義為3階定序變量，其他分類變量均為2階定序變量，這些定序變量均可近似看作連續(xù)變量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，而剩余其他變量都屬于連續(xù)變量。經(jīng)以上處理，自變量基本滿足模型基本要求。所有賦值與預(yù)期假設(shè)見(jiàn)表4［5－7］。

表4 變量賦值以及預(yù)期假設(shè)

2 結(jié)果與分析

該研究運(yùn)用SPSS20．0統(tǒng)計(jì)分析軟件對(duì)264份有效問(wèn)卷數(shù)據(jù)進(jìn)行了二項(xiàng)Logistic回歸處理，分別得出土地轉(zhuǎn)入意愿、土地轉(zhuǎn)出意愿結(jié)果，并進(jìn)行分析。

2．1 土地轉(zhuǎn)入意愿結(jié)果與分析 首先以土地轉(zhuǎn)入意愿為因變量，以上述所引進(jìn)的14個(gè)變量［標(biāo)注(1)為分類協(xié)變量］為自變量，建立了關(guān)于土地轉(zhuǎn)入意愿的Logistic回歸模型，通過(guò)導(dǎo)入問(wèn)卷數(shù)據(jù)得到的二項(xiàng)Logistic回歸處理結(jié)果見(jiàn)表5。從表5中不難看出，模型總體具有很高的顯著水平(Sig．=0.003＜0.01)，說(shuō)明此模型具備很強(qiáng)判定結(jié)果，并具有一定說(shuō)服力。

2．1．1 農(nóng)戶個(gè)體特征變量對(duì)土地轉(zhuǎn)入意愿的影響。在務(wù)農(nóng)人員年齡X1、性別X2、文化水平X3中，X2為非顯著影響因素;X1、X3對(duì)于土地轉(zhuǎn)入意愿的影響非常顯著，并且均為負(fù)影響，說(shuō)明務(wù)農(nóng)人員年齡越大或文化程度越高，越不愿意轉(zhuǎn)入土地，與預(yù)期假設(shè)一致。其一，可能是隨著務(wù)農(nóng)人員年齡增大，精力有限;其二，可能是文化程度越高，獲得其他工作的可能性越高，使得務(wù)農(nóng)人員難以承擔(dān)更多的農(nóng)務(wù)，所以傾向于不愿意轉(zhuǎn)入土地。

2．1．2 農(nóng)戶家庭特征變量對(duì)土地轉(zhuǎn)入意愿的影響。勞動(dòng)力工作情況X4、外出務(wù)工收入占比X5、家庭耕地面積X6、土地流出歷史X7、土地流入歷史X8中，X6、X7、X8為非顯著影響因素;X4、X5對(duì)于土地轉(zhuǎn)入意愿的影響非常顯著，并且均為負(fù)影響，說(shuō)明勞動(dòng)力外出打工頻率越高或外出務(wù)工收入占比越高，越不愿意轉(zhuǎn)入土地，與預(yù)期假設(shè)一致。其一，可能是外出打工頻率越高，承擔(dān)農(nóng)務(wù)可能性越小;其二，可能是外出務(wù)工收入占比越高，其務(wù)農(nóng)收入可能越低，導(dǎo)致無(wú)法滿足農(nóng)戶需求，所以傾向于不愿意轉(zhuǎn)入土地。

2．1．3 農(nóng)戶土地特征變量對(duì)土地轉(zhuǎn)入意愿的影響。在土地流轉(zhuǎn)價(jià)格X9、土地使用情況X10、土地撂荒時(shí)間X11中，X10、X11為非顯著影響因素;X9對(duì)土地轉(zhuǎn)入意愿有非常顯著的正影響，說(shuō)明土地流轉(zhuǎn)價(jià)格越高，更愿意轉(zhuǎn)入土地，與預(yù)期假設(shè)相反。原因可能是土地流轉(zhuǎn)價(jià)格越高，農(nóng)戶對(duì)土地的價(jià)值更有信心，認(rèn)為土地會(huì)帶來(lái)更大收益，所以傾向于愿意轉(zhuǎn)入土地。

2．1．4 社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征變量對(duì)土地轉(zhuǎn)入意愿的影響。在土地撂荒時(shí)間X11、撂荒耕地離家距離X12、土地效益X13中，X11為非顯著影響因素。X12對(duì)于土地轉(zhuǎn)入意愿有非常顯著的正影響，說(shuō)明撂荒耕地離家具體遠(yuǎn)，農(nóng)戶更愿意轉(zhuǎn)入土地，與預(yù)期假設(shè)相反;其原因可能是撂荒耕地離家越遠(yuǎn)，土地轉(zhuǎn)入成本較低，導(dǎo)致農(nóng)戶傾向轉(zhuǎn)入土地。X13對(duì)土地轉(zhuǎn)入意愿有顯著的正影響，說(shuō)明土地效益越好，越愿意轉(zhuǎn)入土地，與預(yù)期假設(shè)一致;其原因可能是土地效益越高，轉(zhuǎn)入土地可以帶來(lái)更多收益，所以傾向于轉(zhuǎn)入土地。

表5 土地轉(zhuǎn)入意愿二項(xiàng)Logistic回歸結(jié)果

2．2 土地轉(zhuǎn)出意愿結(jié)果與分析 以土地轉(zhuǎn)出意愿為因變量，以上述所引進(jìn)的14個(gè)變量［(標(biāo)注(1)為分類協(xié)變量］為自變量，建立了關(guān)于土地轉(zhuǎn)出意愿的Logistic回歸模型，通過(guò)導(dǎo)入問(wèn)卷數(shù)據(jù)得到的二項(xiàng)Logistic回歸處理結(jié)果見(jiàn)表6。從表6中不難看出，模型總體具有較高的顯著水平(Sig．=0．037＜0．05)，說(shuō)明模型具備較強(qiáng)的判定結(jié)果，并具有一定說(shuō)服力。

2．2．1 農(nóng)戶個(gè)體特征變量對(duì)土地轉(zhuǎn)出意愿的影響。在務(wù)農(nóng)人員年齡X1、性別X2、文化水平X3中，X2為非顯著影響因素。X1對(duì)于土地轉(zhuǎn)出意愿有顯著的負(fù)影響，說(shuō)明務(wù)農(nóng)人員年齡越大，越不愿意轉(zhuǎn)出土地，與預(yù)期假設(shè)相反;其原因可能是農(nóng)民隨著年齡增大，認(rèn)為土地流轉(zhuǎn)過(guò)于復(fù)雜，所以傾向不愿意轉(zhuǎn)出土地。X3對(duì)土地轉(zhuǎn)出意愿有非常顯著的正影響，說(shuō)明務(wù)農(nóng)人員文化水平越高，越愿意轉(zhuǎn)出土地，與預(yù)期假設(shè)一致;其原因可能是文化水平越高，更有機(jī)會(huì)獲得其他工作，同時(shí)轉(zhuǎn)出土地可以帶來(lái)收益，所以傾向于愿意轉(zhuǎn)出土地。

2．2．2 農(nóng)戶家庭特征變量對(duì)土地轉(zhuǎn)入意愿的影響。在勞動(dòng)力工作情況X4、外出務(wù)工收入占比X5、家庭耕地面積X6、土地流出歷史 X7、土地流入歷史 X8中，X4、X5、X7、X8為非顯著影響因素。X6對(duì)于土地轉(zhuǎn)出意愿有非常顯著的正影響，說(shuō)明家庭耕地面積越大，越愿意轉(zhuǎn)出土地，與預(yù)期假設(shè)一致;其原因可能是家庭耕地面積越大，農(nóng)戶沒(méi)有精力和時(shí)間兼顧，所以愿意轉(zhuǎn)出土地獲取更優(yōu)經(jīng)濟(jì)效益。

2．2．3 農(nóng)戶土地特征變量對(duì)土地轉(zhuǎn)入意愿的影響。在土地流轉(zhuǎn)價(jià)格X9、土地使用情況X10、土地撂荒時(shí)間X}中，X9為非顯著影響因素。X10、X11對(duì)于土地轉(zhuǎn)出意愿的影響非常顯著，并均為正影響，說(shuō)明土地撂荒面積越多或撂荒時(shí)間越長(zhǎng)，越愿意轉(zhuǎn)出土地，與預(yù)期假設(shè)一致。其一，可能是土地撂荒面積越大，農(nóng)戶無(wú)暇兼顧撂荒土地;其二，土地撂荒時(shí)間越長(zhǎng)，撂荒土地種植條件會(huì)越差，所以農(nóng)戶愿意轉(zhuǎn)出土地獲取更優(yōu)經(jīng)濟(jì)效益。

2．2．4 社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征變量對(duì)土地轉(zhuǎn)入意愿的影響。在土地撂荒時(shí)間X11、撂荒耕地離家距離X12、土地效益X13中，X11、X12為非顯著影響因素;而X13對(duì)于土地轉(zhuǎn)出意愿有非常顯著的負(fù)影響，說(shuō)明土地效益越好，越不愿意轉(zhuǎn)出土地，與預(yù)期假設(shè)一致。

表6 土地轉(zhuǎn)出意愿二項(xiàng)Logistic回歸結(jié)果

3 結(jié)論與建議

3．1 結(jié)論 根據(jù)調(diào)查數(shù)據(jù)運(yùn)用回歸模型的實(shí)證分析結(jié)果表明，影響農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出意愿和土地轉(zhuǎn)入意愿的因素并不相同:流轉(zhuǎn)價(jià)格、撂荒耕地離家距離、土地效益對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入意愿有顯著的正影響;務(wù)農(nóng)人員年齡、文化水平、勞動(dòng)力工作情況、外出務(wù)工收入占比對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入意愿有顯著的負(fù)影響;務(wù)農(nóng)人員文化水平、家庭耕地面積、使用情況、撂荒時(shí)間對(duì)農(nóng)戶轉(zhuǎn)出意愿有顯著的正影響;務(wù)農(nóng)人員年齡、土地效益對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿有顯著的負(fù)影響。

3．2 對(duì)策建議

(1)應(yīng)加大力度宣傳土地流轉(zhuǎn)政策，提高農(nóng)民階層的土地流轉(zhuǎn)意識(shí)，減少農(nóng)戶對(duì)土地過(guò)多的依賴，讓農(nóng)村土地資源得到有效配置。

(2)保障土地流轉(zhuǎn)供求信息的暢通，大力發(fā)展第二、三產(chǎn)業(yè)，進(jìn)一步激活農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移，為農(nóng)業(yè)規(guī)模化、集約化、高效化經(jīng)營(yíng)提供廣闊空間，讓土地流轉(zhuǎn)真正起到利國(guó)利民的作用。

［1］錢文榮．浙北傳統(tǒng)糧區(qū)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿與行為的實(shí)證研究［J］．中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2002(7):64－68．

［2］韓星喚，田露．農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿及其影響因素實(shí)證分析——以吉林省為例［J］．吉林農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)，2012，34(2):225 －229．

［3］徐美銀，陸彩蘭，陳國(guó)波．發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿及其影響因素分析——來(lái)自江蘇的566戶樣本［J］．經(jīng)濟(jì)與管理研究，2012(7):66－74．

［4］陳昱，陳銀蓉，馬文博．基于Logistic模型的水庫(kù)移民安置區(qū)居民土地流轉(zhuǎn)意愿分析——四川、湖南、湖北移民安置區(qū)的調(diào)查［J］．資源科學(xué)，2011，33(6):1178 －1185．

［5］葉男．農(nóng)民的土地流轉(zhuǎn)意愿及其影響因素研究［J］．統(tǒng)計(jì)與決策，2013(9):99 －101．

［6］張丁，萬(wàn)蕾．農(nóng)戶土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)的影響因素分析——基于2004年的15 省(區(qū))調(diào)查［J］．中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2007(2):24－34．

［7］劉衛(wèi)柏．基于Logistic模型的中部地區(qū)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)意愿分析——來(lái)自湖南百村千戶調(diào)查的實(shí)證研究［J］．求索，2011(9):81－83．