基于多分類Logistic的農(nóng)戶參與農(nóng)地股份合作滿意度影響因素研究

唐傲+何多興+廖文婷

摘要：基于農(nóng)戶視角，采用多分類Logistic回歸模型從戶主特征、家庭及生產(chǎn)經(jīng)營特征、外部環(huán)境因素、制度因素、政府公信力5個方面對崇州市農(nóng)戶參與農(nóng)地股份合作滿意度影響因素進行實證分析。研究結(jié)果表明，農(nóng)村宜居程度、農(nóng)村經(jīng)濟條件、參與農(nóng)地股份制后收入與預(yù)期的差距、政策法律保障、示范帶頭效應(yīng)、對農(nóng)地股份制的認(rèn)知度、退出機制完善程度、農(nóng)戶參與形式是影響農(nóng)戶參與滿意的主要因素，并以此為依據(jù)提出了相應(yīng)的政策建議。

關(guān)鍵詞：農(nóng)地股份合作；參與滿意度；多分類Logistic回歸；崇州市

中圖分類號：F320.2 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：0439-8114（2018）02-0132-05

DOI：10.14088/j.cnki.issn0439-8114.2018.02.032

Abstract： Based on Farmers perspective，an empirical analysis on the factors affecting farmers participation satisfaction in rural land share cooperation of Chongzhou city was conducted from the householder characteristics，the family，production and business operation characteristics，the external environmental factors，the institutional factors，the credibility of the government with a logistic regression model. The results showed that，the rural livable level，rural economic conditions，gap between real and expected incomes after participation in the stock，the policy and legal protection，exemplary effect，the recognition of the stock，the perfection of exit mechanism and the forms of farmers participation were the main factors affecting farmers participation satisfaction. Accordingly the corresponding policy recommendations were put forward.

Key words： agricultural land share cooperation；participation satisfaction；multi classification Logistic regression；Chongzhou city

農(nóng)地股份合作是指以農(nóng)村土地集體所有為前提，在土地承包經(jīng)營權(quán)長久不變的基礎(chǔ)上，農(nóng)戶以土地承包權(quán)或使用權(quán)入股，按照份額參與土地經(jīng)營收入分配。自2014年以來，中央“一號文件”不斷強調(diào)“鼓勵發(fā)展股份制”，農(nóng)地股份制受到各方關(guān)注。眾多學(xué)者從理論角度探索研究了推廣農(nóng)地股份制的前提條件、優(yōu)劣勢、運行機制和具體操作模式等[1-3]；從實踐角度剖析了農(nóng)地股份制實行中農(nóng)戶行為特征、不同條件下農(nóng)地股份制采用的形式以及所達到的效果、存在的問題等[4，5]，然而基于農(nóng)戶視角的農(nóng)地股份制改革成效研究較少，無法直觀地反映降低農(nóng)戶參與積極性的制約因素，不能針對性地提出建議。農(nóng)地股份制是否得到農(nóng)民的支持與擁護決定著農(nóng)地股份制的推廣范圍以及其可行性，因此，科學(xué)合理地選擇農(nóng)戶參與農(nóng)地股份合作滿意度的影響因素，定量分析影響因素的重要性對于更好地推廣、實行農(nóng)地股份制具有重要的理論和實際意義。本研究在成都市城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的環(huán)境下，以崇州市為例，從農(nóng)戶視角深入了解崇州市農(nóng)戶參與農(nóng)地股份制的情況，探究各因素對農(nóng)戶滿意度的作用方向及影響程度，并提出行之有效的政策建議，為其他地區(qū)的農(nóng)地股份制推廣提供借鑒。

1 研究區(qū)概況

崇州市地處成都平原西部，屬成都市半小時經(jīng)濟圈，交通方便快捷，自然條件優(yōu)勢明顯，經(jīng)濟發(fā)展?jié)摿谩?015年全市農(nóng)業(yè)人口46.2萬人，耕地面積3.23萬hm2。GDP達226.1億元，財政收入15.1億元，農(nóng)村居民人均可支配收入16 269元，較上年增長10.3%。農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展勢頭較好，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，2015年全市實現(xiàn)農(nóng)、林、牧、漁業(yè)和服務(wù)業(yè)總產(chǎn)值54.21億元，在農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值中的比重為43.84∶1.59∶48.77∶2.56∶3.21，農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟指標(biāo)總量占成都全市總量的10%以上，全市休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游業(yè)收入18.96億元。崇州市在推進農(nóng)業(yè)經(jīng)營機制創(chuàng)新中，探索“土地股份合作社+農(nóng)業(yè)職業(yè)經(jīng)理人+現(xiàn)代農(nóng)業(yè)服務(wù)體系”三位一體的農(nóng)業(yè)共營制，2015年共組建土地股份合作社246個、入社面積2.07萬hm2，占全市耕地總面積的59%；全市培育新型職業(yè)農(nóng)民7 348人，其中農(nóng)業(yè)職業(yè)經(jīng)理人1 887人；發(fā)展家庭農(nóng)場126家、農(nóng)民合作社1 053家等農(nóng)業(yè)新型經(jīng)營主體，農(nóng)民專業(yè)合作社帶動面達 70%。建成10萬畝高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田、10萬畝糧食高產(chǎn)穩(wěn)產(chǎn)高效綜合示范基地、國家級萬畝標(biāo)準(zhǔn)化基地2個、省級精品農(nóng)業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化示范區(qū)1個，各類農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押貸款達到19.14億元。

2 研究方法

2.1 Logistic回歸分析模型構(gòu)建

Logistic回歸分析是一種預(yù)測事件發(fā)生概率的模型，依據(jù)變量的數(shù)量變化，找出變量之間的相關(guān)關(guān)系。常用于病例研究，即某種病理因素發(fā)生的概率，也廣泛應(yīng)用于市場預(yù)測。Logistic回歸模型的優(yōu)勢在于對變量及樣本量的要求不高，較其他模型的限制條件少，是一種實用性高、可操作性強的因素研究預(yù)測方法[6]。考慮到農(nóng)地股份制參與滿意度不僅只有絕對的滿意和不滿意，采用二分法易丟失重要信息，因此，本研究將多分類Logistic回歸應(yīng)用于農(nóng)戶滿意度的影響因素分析，因素的發(fā)生概率越大，其作用程度越大，從而探究各影響因素的重要性。endprint

設(shè)因變量為C，當(dāng)農(nóng)戶不滿意農(nóng)地股份制時，以C=0表示（設(shè)為對照組）；基本滿意以C=1表示；滿意時，以C=2表示。農(nóng)戶參與農(nóng)地股份制滿意度受眾多因素的影響，分別記為自變量Xi（i=1，2，…，n）。三分類結(jié)果的Logistic表達式為：

2.2 數(shù)據(jù)來源及樣本特征

基于平均分布與代表性相結(jié)合的原則，參考崇州市農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合規(guī)劃，分層隨機地從崇州市農(nóng)地股份制發(fā)展示范10個鎮(zhèn)（鄉(xiāng)）中，依據(jù)其位于崇州市的方位、距崇州的距離、農(nóng)地股份制發(fā)展情況以及整體經(jīng)濟發(fā)展水平的不同選擇了6個鎮(zhèn)（鄉(xiāng)），包括崇州北的關(guān)勝鎮(zhèn)、崇平鎮(zhèn)，崇州西的道明鎮(zhèn)、王場鎮(zhèn)，崇州南的隆興鎮(zhèn)、燎原鄉(xiāng)。從各鎮(zhèn)（鄉(xiāng)）隨機選2個村，每村20戶，采用參與式農(nóng)村評估法進行抽樣調(diào)查，共240份問卷，完全回收，其中有效問卷231份，有效率96%。

本次調(diào)查的231位農(nóng)民均為戶主，被調(diào)查者年齡多分布在36～55歲；受教育程度中，初中及以上文化水平占71%，則可認(rèn)為被調(diào)查戶主為理性行為人，對于家庭決策具有絕對的支配力；從從事的職業(yè)來看，52%的為非農(nóng)業(yè)為主的兼業(yè)人群，通常是就近在租賃土地的企業(yè)上做工，兼顧經(jīng)營自家零碎土地，35%的農(nóng)戶已經(jīng)將承包地全部出租，外出打工，僅有13%的農(nóng)戶依然以農(nóng)業(yè)為主，農(nóng)閑時兼職到附近企業(yè)工作。被調(diào)查對象中，戶均耕地面積0.15 hm2，平均擁有2.7塊承包地，耕地集中度較高，家庭人均勞動力2人，家庭人均年收入在8 000元及以下的人群占64%，有72%的家庭非農(nóng)業(yè)收入占總收入50%以上。在問及“是否滿意當(dāng)前農(nóng)地股份制”時，72%的農(nóng)戶表示滿意，13%的農(nóng)戶基本滿意，15%的農(nóng)戶表示不滿意，總體上說明農(nóng)戶對農(nóng)地股份制較為滿意，積極性較高。

2.3 變量選擇

2.3.1 因變量確定 以被調(diào)查農(nóng)戶對參與農(nóng)地股份制是否滿意為因變量進行Logistic影響因素回歸分析，采用多分類法。

2.3.2 自變量選擇 農(nóng)地股份制作為農(nóng)地制度改革的先驅(qū)，各地發(fā)展參差不齊，而當(dāng)前研究大多從農(nóng)戶參與農(nóng)地股份制意愿方面入手，較少的學(xué)者采用定量方法研究農(nóng)地股份制的滿意度。馮穎等[7]通過探討四川震區(qū)農(nóng)戶參與田間股份制意愿發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶對農(nóng)地制度的認(rèn)知度和預(yù)期收益是主要影響因素；梁偉健等[8]認(rèn)為在關(guān)注農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿時，應(yīng)重視農(nóng)戶降低農(nóng)地細(xì)碎化的需求；渠立權(quán)等[9]從農(nóng)地股份制可行性角度論證出多數(shù)群眾有改變農(nóng)地制度的需求，新制度才能得以推行；劉云生等[10]剖析農(nóng)地股份制改革的行為特征，了解到土地流轉(zhuǎn)方式、最低收益保障、收益支付方式等均為制度改革的客觀限制因素。農(nóng)戶參與農(nóng)地股份制的意愿因素是否達成可一定程度上表征農(nóng)戶的滿意度，因此參考以上研究成果，結(jié)合崇州市的實際情況，充分考慮農(nóng)戶內(nèi)部因素與外部因素確定了影響農(nóng)戶參與農(nóng)地股份制意愿的變量（表1）。

1）反映戶主基本特征的自變量。將被調(diào)查農(nóng)戶的年齡、受教育程度、所從事的主要職業(yè)、對農(nóng)地股份制的認(rèn)知程度、參與農(nóng)地股份制后收入與預(yù)期的差距作為戶主特征的指標(biāo)。戶主年齡越大，勞動能力越弱，越偏好農(nóng)地股份制；受教育程度越高，越有可能從事第二、三產(chǎn)業(yè)，收入水平也就相對較高，對新事物的抗拒越少，越能接受風(fēng)險預(yù)期；對農(nóng)地股份制的認(rèn)識越全面，其收益分配、監(jiān)督管理、決策等操作更加透明化，滿意度會相應(yīng)提高；收入與預(yù)期的差距很大程度上體現(xiàn)著農(nóng)戶對收益的滿意度，差距越小，滿意度越高。

2）反映家庭及生產(chǎn)經(jīng)營特征的自變量。家庭勞動力數(shù)量所占比例越低、非農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)越多、非農(nóng)業(yè)收入所占比重越高，越能體現(xiàn)農(nóng)地股份制的滿意度，同時農(nóng)戶參與形式表征著不同程度的風(fēng)險偏好。

3）反映外部環(huán)境因素的自變量。在考慮外部環(huán)境因素時，土地租金、農(nóng)村經(jīng)濟條件、農(nóng)村宜居程度是反映農(nóng)戶參與農(nóng)地股份制滿意度的較為重要的指標(biāo)。在農(nóng)戶的心里，收益是農(nóng)戶參與農(nóng)地股份制的最大驅(qū)動力，因而經(jīng)營者所提供的土地租金越高，農(nóng)戶越滿意；現(xiàn)代農(nóng)民更加注重生活品質(zhì)以及生活整體環(huán)境的優(yōu)劣，經(jīng)濟指標(biāo)、宜居程度是農(nóng)村發(fā)展?fàn)顩r的主要表征，也是農(nóng)戶評判滿意度的重要標(biāo)準(zhǔn)。

4）反映制度因素的自變量。本研究選取社會福利保障待遇、政策法律保障以及農(nóng)地股份制退出機制體現(xiàn)農(nóng)地股份制的制度因素。前兩個方面的完善程度決定著農(nóng)戶收益是否能得到基本保障；農(nóng)地股份制退出機制表征農(nóng)戶選擇入股方式的自由度，也是影響農(nóng)戶滿意度的客觀限制性因素。

5）反映政府公信力的自變量。本研究將示范帶頭效應(yīng)、對基層領(lǐng)導(dǎo)的綜合評價、監(jiān)督管理能力作為反映政府公信力的指標(biāo)。政府是否將周圍已參股的成功案例進行宣傳以及政府是否有相應(yīng)的政策支持也是影響農(nóng)戶是否愿意參與農(nóng)地股份制的重要因素。當(dāng)積極效應(yīng)擴大，農(nóng)戶的從眾心理使然，參股農(nóng)戶對農(nóng)地股份制越有信心，也越滿意；對基層領(lǐng)導(dǎo)的綜合評價高、政府監(jiān)督管理嚴(yán)格，農(nóng)戶對入股收益就會放心，能提高農(nóng)戶收益預(yù)期，那么農(nóng)戶也就會滿意。

由此，確定了5類19個自變量，變量定義描述見表1。

3 實證研究

3.1 計算結(jié)果

采用SPSS 19.0軟件進行分析，首先將上述因素進行單因素有序多分類Logistic分析，篩選出P<0.2并且不存在共線性的變量，識別出潛在的影響因素，對比Logistic回歸分析的共線性診斷結(jié)果，各條件指數(shù)小于30，同時方差分解比例較小，說明各自變量之間無多重線性關(guān)系，以此進行多因素回歸分析，具體結(jié)果見表2。

多因素Logistic回歸分析模型全局檢驗P=0.00<0.05，具有統(tǒng)計學(xué)意義；經(jīng)擬合優(yōu)度檢驗，Deviance與Pearson檢驗值均大于0.05，分別為0.942和0.498，表明模型擬合良好；對模型進行似然比檢驗，發(fā)現(xiàn)P<0.001，即至少存在一個自變量的偏回歸系數(shù)不為0。從表2可以看出，農(nóng)村宜居程度、農(nóng)村經(jīng)濟條件、參與農(nóng)地股份制后收入與預(yù)期的差距、政策法律保障、示范帶頭效應(yīng)、對農(nóng)地股份制的認(rèn)知度、退出機制完善程度和農(nóng)戶參與形式等項的P值均小于0.001，說明這些因素對農(nóng)戶參與農(nóng)地股份制滿意度的影響極顯著。endprint

3.2 結(jié)果與分析

從優(yōu)勢比來分析，OR值越大，因素的影響作用越大，因此其重要性程度由高到低依次為：農(nóng)村宜居度、農(nóng)村經(jīng)濟條件、參與農(nóng)地股份制后收入與預(yù)期的差距、政策法律保障、示范帶頭效應(yīng)、對農(nóng)地股份制的認(rèn)知度、退出機制完善程度、農(nóng)戶參與形式。調(diào)查發(fā)現(xiàn)，在不滿意農(nóng)戶群體中，不了解農(nóng)地股份制、認(rèn)為參與農(nóng)地股份制后收入與預(yù)期的差距非常大、認(rèn)為參與形式太單一化的比例分別為92%、87%、75%；而在滿意的農(nóng)戶群體中，92%的農(nóng)戶認(rèn)為農(nóng)地股分制退出機制完善，89%的農(nóng)戶更看重農(nóng)村整體經(jīng)濟發(fā)展情況，77%的認(rèn)為目前農(nóng)村宜居度較高，74%的重視政策法律的保障力，84%的認(rèn)為示范帶動作用較強。具體的影響程度及影響機理如下。

1）農(nóng)村宜居度、農(nóng)村經(jīng)濟條件反映了農(nóng)地股份合作的外部環(huán)境因素，其OR值分別為3.140、2.915，對滿意度影響最大，且β值分別為0.747、1.581，表明農(nóng)戶認(rèn)為農(nóng)村宜居度高、經(jīng)濟發(fā)展好，會更傾向于農(nóng)地股份制。因為大部分農(nóng)戶有鄉(xiāng)村情結(jié)，安土重遷思想比較重，而且崇州市離成都市區(qū)距離較近，交通條件較好，這也就意味著農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展好，會有更多的資金投入到環(huán)境改善、公共服務(wù)等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)上，農(nóng)村也就越宜居，將會有更多外出務(wù)工的人返鄉(xiāng)養(yǎng)老。而農(nóng)地股份合作為了實現(xiàn)規(guī)模化經(jīng)營，將農(nóng)村零碎的土地集中起來，修繕農(nóng)業(yè)設(shè)施，改善交通條件，提高了居住質(zhì)量與生活水平，為農(nóng)村集體經(jīng)濟組織及農(nóng)戶創(chuàng)收。由于條件的改善，崇州市農(nóng)地股份合作進展較好的地方，很多農(nóng)戶自家已經(jīng)經(jīng)營起農(nóng)家樂，吸引外地游客游玩消費。

2）參與農(nóng)地股份制后收入與預(yù)期的差距、對農(nóng)地股份制的認(rèn)知度反映了戶主的基本特征，其OR值分別為2.792、2.350，對滿意度影響較大，且β值分別為-0.947、1.681，說明農(nóng)戶參與農(nóng)地股份制后收入與預(yù)期差距與滿意度呈負(fù)相關(guān)，差距越小，滿意度越高。而農(nóng)戶對農(nóng)地股份制的認(rèn)知度與參與農(nóng)地股份合作與滿意度則呈正相關(guān)，農(nóng)戶作為理性經(jīng)濟人，收益是其判定參與農(nóng)地股份制滿意度的重要標(biāo)準(zhǔn)，農(nóng)地股份合作社是將土地集中外包，相鄰區(qū)域的單價差距不大，因而其收入是否達到心理預(yù)期尤為重要。崇州市農(nóng)地股份合作制主要采用吸納農(nóng)戶土地經(jīng)營權(quán)入股，再將其轉(zhuǎn)包或租賃給其他農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的形式，屬于內(nèi)租外包型。也就意味著農(nóng)地股份合作社僅是土地流轉(zhuǎn)中介，只將流轉(zhuǎn)的農(nóng)地集中競價發(fā)包給他人經(jīng)營，農(nóng)戶不直接參與農(nóng)地股份合作經(jīng)營過程，其收入只有土地入股保底分紅，土地入股分紅標(biāo)準(zhǔn)大體在7 500～9 000元/hm2，按戶均耕地面積0.15 hm2算，年底土地收入在1 125～1 350元。然而，部分農(nóng)戶對農(nóng)地股份合作的形式、運作、經(jīng)營、收入分紅的流程不太了解，預(yù)期收益較高，參股后收入未達預(yù)期，落差較大，滿意度不高的可能性增加，而對于認(rèn)知度較高的農(nóng)戶影響不大。

3）政策法律保障、退出機制完善程度代表著制度因素的影響力。OR值分別為2.709、1.501，對農(nóng)戶參股滿意度影響顯著，說明政策法律保障退出機制越完善，則農(nóng)戶對農(nóng)地股份制滿意度越高。政策法律保障完善，則農(nóng)戶參與農(nóng)地股份合作的風(fēng)險性就小，對于那些趨向低風(fēng)險偏好的農(nóng)戶，只要保證基本收益，他們就滿意。崇州市的農(nóng)地股份制是以基層政府牽頭，出臺政策保障參股農(nóng)戶的土地權(quán)益，因此，農(nóng)戶不擔(dān)心土地?zé)o法收回等徹底失去承包地的情況出現(xiàn)。同時政府還制定相應(yīng)的優(yōu)惠政策，積極鼓勵農(nóng)戶參與，政策的支撐給農(nóng)戶帶來了相應(yīng)的福利。目前崇州市采取的農(nóng)地股份制合作方式能夠靈活地處理農(nóng)戶的退出行為，讓農(nóng)戶有自主選擇的權(quán)利，若某農(nóng)戶認(rèn)為土地流轉(zhuǎn)收益未達預(yù)期，那么在簽訂的合約期結(jié)束后，可以自行退出，程序簡單靈活，因而農(nóng)戶的滿意度較高。

4）示范帶頭效應(yīng)能夠反映政府公信力的情況，其OR值為2.642，說明政府示范帶頭效應(yīng)增強，能相應(yīng)地提高農(nóng)戶對農(nóng)地參股的滿意度。被調(diào)查農(nóng)戶中，76%的農(nóng)戶認(rèn)為崇州市各級政府的示范帶動作用較強，農(nóng)戶對農(nóng)地股份制的發(fā)展前景比較看好。崇州市主要做了以下工作：一是鄉(xiāng)鎮(zhèn)基層政府聯(lián)合村委會等定期開展走訪活動，了解企業(yè)經(jīng)營狀況；開展群眾動員大會，及時向群眾反饋情況，給予農(nóng)戶信心，將一些成功或失敗的典型案例積極分享，總結(jié)經(jīng)驗教訓(xùn)，讓農(nóng)戶有全面的認(rèn)識，有助于以后工作的開展；二是對于農(nóng)地股份合作有疑慮的農(nóng)戶積極溝通疏導(dǎo)，了解其利益訴求和想法，詳細(xì)解釋相關(guān)政策；三是開展一些符合時令的鄉(xiāng)村活動，吸引周邊群眾交流、學(xué)習(xí)、旅游，間接地讓群眾實地了解到農(nóng)地股份合作達到的效果，也起到了對外宣傳的作用。這些活動使政府在農(nóng)地股份合作的宣傳、引導(dǎo)中能起到正向帶動作用，大大提高了崇州市農(nóng)民對于農(nóng)地股份制的滿意度。

5）農(nóng)戶參與形式體現(xiàn)了家庭及生產(chǎn)經(jīng)營特征，OR值為1.044，其影響力較其他因素相對較小。在不滿意參與農(nóng)地股份制的農(nóng)戶群體中，認(rèn)為參與形式太單一化的比例達到75%，由此直接反映出的問題是農(nóng)戶能參與的入股形式單一，土地收入較低。崇州市農(nóng)地股份制以農(nóng)戶土地經(jīng)營權(quán)入股的形式為主，由于沒有參與經(jīng)營管理，只能獲得土地要素的分紅，不能享受種植作物增值收益的二次分紅，收入穩(wěn)定但略少。其主要原因：一是當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶掌握的生產(chǎn)技能無法與農(nóng)地股份制所需的專業(yè)技術(shù)、管理技能匹配；二是當(dāng)?shù)剞r(nóng)民中受教育程度較高的或有技術(shù)的人才已在外有了更好的發(fā)展，也不愿意回村發(fā)展。農(nóng)村合作社在企業(yè)經(jīng)營管理中參與度較低，農(nóng)戶最多也只能以雇工的方式參與勞動、領(lǐng)取工資，沒有其他的收入渠道。因而，引導(dǎo)農(nóng)戶多種方式創(chuàng)收是關(guān)鍵。

4 結(jié)論與建議

崇州市農(nóng)地股份合作社有效解決了農(nóng)村“誰來種地”的問題，對于保障糧食安全、促進農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展有著重要的作用。農(nóng)民是農(nóng)地股份合作的行為主體與實施主體，其參與滿意度直接關(guān)系農(nóng)地股份制的成效與社會福利效率的提高[11]。雖然各地社會經(jīng)濟及自然條件不同，但實行農(nóng)地股份制的根源都在于農(nóng)業(yè)勞動力的轉(zhuǎn)移以及追求外部利潤，農(nóng)戶利益訴求也基本一致。因此，對崇州市的相關(guān)分析也適用于其他地區(qū)，為有效推廣、實行農(nóng)地股份制，提出以下政策建議。endprint

1）為創(chuàng)建和諧、宜居、現(xiàn)代的農(nóng)村環(huán)境，在農(nóng)地股份合作的推動下，政策上應(yīng)給予建設(shè)用地、農(nóng)村道路、農(nóng)田水利、電力通信等項目建設(shè)支持，政策對農(nóng)戶決策行為有重要的影響[12]；在征得農(nóng)村集體經(jīng)濟組織同意和不改變土地性質(zhì)的前提下，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體可依法使用農(nóng)村工礦、學(xué)校廢棄用地、閑置宅基地等農(nóng)村集體建設(shè)用地和四荒地，發(fā)展農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展項目[13]。

2）健全農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)制度，在土地充分確權(quán)的基礎(chǔ)上，堅持依法自愿有償原則，支持以出租、轉(zhuǎn)包、互換、轉(zhuǎn)讓、入股、托管等多種形式流轉(zhuǎn)經(jīng)營權(quán)。通過入股、租賃、自主開發(fā)等方式，盤活農(nóng)村土地、閑置房屋和閑置公共資產(chǎn)，將農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移結(jié)合起來，妥善解決土地流轉(zhuǎn)后農(nóng)民的就業(yè)、養(yǎng)老、社會管理等問題[5]。

3）加強政府的引導(dǎo)宣傳，提高農(nóng)戶認(rèn)知水平與認(rèn)同感。由于受教育程度、生活環(huán)境的限制，部分農(nóng)戶對農(nóng)地股份合作有錯誤的認(rèn)識，盲目排斥，政府作為領(lǐng)頭人應(yīng)做好科普宣傳，增強示范帶頭效應(yīng)，有效提升農(nóng)戶認(rèn)知水平，使農(nóng)戶依據(jù)自身需要和實際條件自由選擇。同時，著重挖掘和培養(yǎng)崇州市鄉(xiāng)土人才，鼓勵大學(xué)畢業(yè)生、返鄉(xiāng)青年、返鄉(xiāng)農(nóng)民工等到農(nóng)村創(chuàng)業(yè)。

4）發(fā)展非農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈，擴寬農(nóng)戶增收渠道。為中青年農(nóng)戶提供專業(yè)技能培訓(xùn)平臺，使他們能以更專業(yè)的身份進入農(nóng)地股份合作社，完善技術(shù)或管理入股分紅機制。并且依托當(dāng)?shù)刭Y源發(fā)展非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，降低農(nóng)戶的土地依賴性，逐步拋棄“土地作為最后退路的思想”，從而逐步擴大土地流轉(zhuǎn)規(guī)模。

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