分布式認知視角下農戶土地轉出行為影響因素分析
——基于武漢城市圈典型地區的調查

譚永海,梅 昀

(華中農業大學 公共管理學院,湖北 武漢 430070)

1 引言

隨著我國工業化、城鎮化進程加快,大量農村青壯勞動力向收益更高的非農產業轉移,導致農村地區出現大規模棄耕和撂荒土地的現象,嚴重制約了我國農業和農村經濟的發展[1]。土地轉出是在保證家庭承包責任制不變的前提下,農戶通過交易使用權對土地進行配置的一種活動方式[2],被認為是解決當前我國土地資源浪費嚴重問題的有效途徑[3],在推動農業適度規模經營、促進現代農業發展等方面發揮著獨特作用[4]。為了有效利用土地資源,國家出臺了眾多支持政策推動土地流轉進程。如2013年我國“一號文件”要求按照依法、自愿、有償原則指導土地承包經營權有序流轉,落實“四化同步”的戰略部署;2014年,我國要求各地區在5年內完成承包經營權確權,鼓勵農民以多種形式進行土地流轉;2015年,我國在農村改革的頂層設計中再次提出推動土地承包經營權規范有序流轉。然而,這項被喻為“中國農村第二次革命”的戰略舉措并沒有實現預期效果。資料顯示,全國土地流轉率從2010年的14.7%提升到2016年的40%左右(土流網)?？梢?我國土地流轉規模有所增加,但土地轉出率仍很低,陷入“低水平困境”[5]。

為了破解困局,國內學者從交易費用與稟賦依賴[1,4]、區域經濟發展與農村社會保障[5,6]、勞動力轉移與農民階層職業分化[7]等多個方面探討了土地流轉背后的驅動因素,但是仍然沒有完全理清造成我國各地區當前土地流轉困境的根本原因。土地問題是關乎農民切身利益的重大民生問題,土地轉出最終取決于農戶的行為決策[5]。認知心理學理論認為,人的信念決定其偏好,進一步又決定其決策和行為。農戶作為土地資源配置的直接參與者,任何形式的決策是根據其認知衡量后的選擇結果。分布式認知理論指出,個體認知受到個人、社會環境與文化的交互影響[8],表明農戶土地轉出行為并不是某個因素單獨作用的結果,而是多種因素綜合作用的結果,且各因素在驅動過程中存在一定層次[9]。然而,現有研究總是孤立地研究某個農戶的認知問題,采用分布式認知理論將農戶放在村落這個小型社會系統中進行研究顯得更加科學。基于此,本文在武漢城市圈典型地區土地流轉調查的基礎上,從分布式認知視角探討了農戶土地轉出行為的影響因素,以期為引導土地健康轉出、實現農村資源合理配置提供參考。

2 理論分析與研究假說

2.1 分布式認知理論

作為認知科學研究的一個新興視角,分布式認知理論是一個包括認知主體和環境的系統,是一個考慮到參與認知活動全部因素的分析單元。分布式認知作為一種認知活動,是對內外部信息的加工過程[10]。分布式認知跳出了傳統認知強調個體認知的局限,強調認知受到環境、社會情境與文化的影響[8]。對分布式認知影響因素的理論研究眾多,其中Hatch、Gardner提出了分布式認知的同心圓模型,該模型肯定了個體本身在認知過程中的核心作用,說明了認知過程中個體和社會與文化的交互作用。同心圓最外層是包括信仰、習俗等內容的文化力,它表示超越特定情境的抽象文化以間接方式影響個體的認知過程。同心圓中間層是包括朋友、資源等內容的地域力,它強調本地情景中資源和人物直接影響個體認知的過程;本地情景主要包括家、教室和工作場所。同心圓最內層是包括本地情景中個體經驗和傾向的個人力,它表示個體在認知活動中的核心作用。這三種力相互依賴,缺一不可[11]。綜上所述,個體智力、興趣等是在與家庭成員、朋友、老師等的接觸中逐漸形成,并受到本地資源的直接約束和抽象文化的間接影響[8]。

2.2 分布式認知視角下土地轉出行為假設

制度變遷理論認為,個體認知決定其行為,進而直接影響到協調個體之間的關系[12]。不同農戶的行為決策由認知差異性決定,不同農戶的行為差異由認知影響因素差異決定。在土地轉出過程中,農戶的個體判斷發揮了核心作用,同時外部環境諸如家庭、社會、文化,乃至認知對象和工具也不同程度地對農戶認知產生影響[13],證明農戶認知是分布式的。基于分布式認知理論,本文提出土地轉出行為假設。

個人因素是分布式認知的最核心圈層,表示本地情景中個體經驗和傾向,而經驗與傾向主要受到個體自身特征影響。由于性別、年齡、社會政治地位、教育水平等個體特征差異,不同農戶必然對土地價值的認識產生差異,進而對農戶的土地轉出行為產生直接影響[1]。在國內現有的相關學術研究成果中,對農戶土地轉出行為產生影響的個體特征主要包括:①性別。性別對個體認知的影響可能是兩方面的:一方面,由于男性和女性非農就業能力存在差異,對土地依賴程度不同,進而產生不同的土地轉出偏好[1];另一方面,根據性別差異心理學理論,男性與女性之間存在社會心理差異,形成認知的性別偏好差異。相對于在家照顧小孩的女性而言,農村男性外出打工的概率更高,發生土地轉出行為的概率更大[7],本文預期性別對農戶土地轉出行為存在正向影響。②年齡。年齡可能代表多層含義,一是不同年齡層農戶所處的時代背景不同,價值觀念與偏好必定存在差異;二是年長者比年輕者具有更豐富的生活閱歷與生活經驗;三是從整個生命周期看,人的自我生存與就業能力曲線呈現倒“U”形,隨著年齡增長從逐漸增強然后轉入衰落的過程。就目前農村現狀而言,務農主體的自我生存與就業能力處于衰落階段。以上三個原因都有可能引起不同年齡層的農戶對土地轉出傾向存在偏好差異。戶主年齡越大,土地經營活動就越困難,發生土地轉出行為的概率越高,這一觀點得到了大多數學者的證實[3,7],本文預期年齡對農戶土地轉出行為存在正向影響。③社會階層地位。土地流轉作為一項在農戶群體中展開的社會活動,農戶社會階層差異可能導致不同的土地轉出認知與態度傾向,而且不同社會階層地位在土地流轉中的獲利能力不同。“干部尋租”假說認為村干部是土地流轉中典型的“食利階層”,他們可憑借自身的信息優勢獲取大量收益[15]。理論上,相對于普通農戶群眾,村干部發生土地轉出行為的概率更大[13],本文預期社會階層地位對農戶土地轉出行為存在負向影響。④受教育年限。不同的文化知識水平必然引起個人認知差異,這種差異可能體現在土地轉出中,從而形成傾向偏好。受教育程度越高的農戶對土地流轉政策的接受度越強,而且擁有較多外出務工的機會,發生土地轉出行為的概率就越大,這一觀點在大多數學者研究中得到了證實[4,16],本文預期受教育年限對農戶土地轉出行為存在正向影響。

地域因素是分布式認知最關注的圈層,表示約束個體行為的本地資源以及能直接影響個體行為的人物。家庭是土地轉出中最重要的本地情境,農戶認知活動受到家庭成員的影響和資源稟賦的約束,意味著農戶家庭特征對農戶行為決策產生直接影響[12]。在國內現有的相關學術研究成果中，對土地轉出行為產生影響的家庭特征主要有:①人口與勞動力特征。家庭成員構成了本地情境(家庭)的人口與勞動力資源,個體認知活動受到該項資源的限制。農戶土地轉出行為是在家庭人口與勞動力資源約束下的理性選擇?！叭丝谂c勞動力特征”常用家庭總人口數[12]、勞動力人數[7]兩個指標衡量,分別代表了農戶的家庭人口和勞動力規模。農戶家庭人口規模越大,從事土地生產的勞動力就越多,對土地的依賴性越大,發生土地轉出行為的概率越低[9];一個家庭勞動力數量越多,剩余勞動力便轉移到非農產業。當家庭脫農化程度越來越高,農戶便逐漸剝離對兼具就業和保障功能的土地的依賴[18],土地轉出的可能性就越大,本文預期家庭總人口數對農戶土地轉出行為存在負向影響,勞動力人數對農戶土地轉出行為存在正向影響。②經濟與收入特征。家庭經濟條件是農戶生活水平的核心內容,是個體認知中最重要的資源約束條件。風險最小化或利潤最大化是農戶一切行為決策的準則:在生活缺乏保障的情況下農戶風險最小化決策是為了防止當前家庭經濟條件進一步惡化;而在生活有保障情況下農戶的利潤最大化決策是為了促進當前家庭經濟條件進一步改善。經濟與收入特征常用農業收入占家庭總收入比重的指標來衡量[4]。理論上農業收入占總收入比例越高,農戶認為土地保障功能越重要,發生土地轉出行為的概率越低[5,16],本文預期農業收入占總收入的比重對農戶土地轉出行為存在負向影響。③土地資源特征。土地作為轉出對象,土地資源稟賦可能對農戶土地轉出決策產生影響。土地具有資源和資產雙重屬性,但兩種屬性所關注的功能不同,前者更關注土地作為生產要素的生產功能,后者更關注土地作為財產的獲利功能[19]。土地轉出的實質是保留獲利功能,轉讓生產功能。理論上,如果農戶對土地的需求偏向于土地資源屬性的生產功能,那么他們對土地轉出更傾向持否定態度;反之,則更傾向于持肯定態度。用家庭耕地總面積和耕地質量來衡量農戶家庭土地資源特征,前者是對土地資源數量的測度,后者是對土地資源生產能力的測量[5]。對擁有較多耕地的農戶來說,他們的農業收入更高,在農業規模經營方面具有比較優勢,傾向于轉入土地進行大規模生產經營[20]。耕地質量狀況影響著土地耕種難度和生產產量。當農戶所擁有的土地稟賦越差,轉出土地獲得的相對收益越高,發生土地轉出行為的概率越大[20],本文預期家庭耕地總面積和耕地質量對農戶土地轉出行為存在負向影響。

文化因素代表活動、慣例、信仰等價值因素對個體認知的影響。相比個人因素和地域因素,文化因素的內涵更加抽象,它對個體認知活動產生間接影響。在現有研究中,對農戶土地轉出行為產生影響的文化因素主要包括:①差序格局情結。差序格局最早由費孝通先生在研究鄉村結構時提出,是解釋我國由“親”而“信”的人際關系模式的本土社會學理論。他認為人們行為多以自己為圈中心,根據他們與自己的距離來劃分親疏,好比波紋“一圈圈推出去,愈推愈遠,也愈推愈薄”。我國的社會關系雖然以血緣和宗族關系為紐帶,但還以地緣關系為基礎,是私人關系的疊加[21]。在鄉村內部,農戶根據親疏遠近來配置資源,土地轉出也不例外[2]。本文預期血緣情結對農戶土地轉出行為存在負向影響,地緣情結對農戶土地轉出行為存在正向影響。②土地轉出的安全感。對持有風險規避態度的傳統小農而言,從事農業生產活動的主要目標是追求經濟效益最大化。土地轉出作為一種存在風險的投資行為,在土地轉出中農戶依賴具有公信力的政府和村集體[22]。如果農戶滿意政府制定的土地流轉政策和執行情況,在政策的正確引導和推動下,農戶發生土地轉出行為的概率會增加[5],本文預期土地流轉政策滿意度和執行政策滿意度對農戶土地轉出行為存在正向影響。③土地轉出社會保障認知。土地作為最基本的生產資料,也是重要的社會保障資源,包括養老保險、農村合作醫療在內的農村社會保障體系不斷完善,但城鄉社會保障制度不平衡矛盾依然突出,進城農戶無法享受到與城市職工相同的各種社會保險。因此,社會保障缺位使農戶不敢輕易放棄作為生存保障的耕地。如果農戶對社會保障滿意度較高,就會降低養老的后顧之憂,弱化土地的保障功能,提高轉出土地的概率[5],本文預期社會保障滿意度對農戶土地轉出行為存在正向影響。④土地轉出價值認知。流轉價格是對土地轉出價值的衡量,對農戶土地轉出行為具有顯著影響[23]。對農戶而言,土地轉出不僅意味著土地使用價值的損失,還包括土地情結感情傷害的損失和承擔轉出風險的損失。基于公平補償原理,土地轉出價格是對這些損失的貨幣補償[24]?？梢?農戶對土地轉出價值的認知不但取決于土地的經濟價值,而且取決于土地在就業、養老等方面的社會保障價值,同時還受到土地情結的影響,因此土地轉出價值認知是一個文化因素。理論上,理性的農戶在對土地轉出收益滿意時有較強的轉出意愿,轉出規模隨之變大[23],因此本文預期土地轉出價格滿意度對農戶土地轉出行為具有正向影響。

3 數據來源與研究方法

3.1 數據來源

本文數據來源于課題組對武漢城市圈典型地區的問卷調查,調研范圍涉及武漢市江夏區、鄂州市鄂城區和梁子湖區4個鎮26個村組。2009年武漢開展農村產權制度改革,耕地流轉率為30%;2012年鄂州開展農村產權制度改革,耕地流轉率為40%。兩市土地流轉市場活躍,積累了豐富的實踐經驗,均具有一定的代表性。此次調研采用典型抽樣和隨機抽樣相結合的抽樣方法。具體做法是:首先在武漢城市圈中選取武漢和鄂州兩市;其次把兩個城市的所有縣(鎮)作為總體樣本,隨機抽取4個縣(鎮);第三,在每個縣(鎮)中隨機抽取75戶。調研過程采取調查員直接入戶方式,共發放300份問卷,回收有效問卷287份,有效率為95.67%。

3.2 變量選取與預期影響方向的提出

主要是:①被解釋變量。農戶轉出土地是本文的被解釋變量,發生土地轉出行為的農戶有253戶,占有效問卷總數的88.15%。農戶轉出土地的原因主要有：家庭缺乏勞動力、轉出土地的相對收益高、非農收益高、遷出本村工作或居住。沒有轉出土地的農戶有34戶,占有效問卷總數的11.85%。農戶沒有轉出土地的原因有：土地轉出的收益低、自身具備耕種能力、沒有其他非農就業機會。②解釋變量。從分布式認知視角看,農戶土地轉出行為受個人因素、地域因素和文化因素的共同影響。個人因素包括性別、年齡、社會階層地位和受教育年限4類測度,地域因素包括家庭總人口數、勞動力人數、農業收入占總收入比重、家庭耕地總面積、耕地質量5類測度,文化因素包括血緣情結、地緣情結、社會保障滿意度、土地流轉政策滿意度、政策執行滿意度、轉出價格滿意度6類測度,各變量的賦值和預期影響見表1。

表1 變量賦值及預期影響

3.3 模型構建

農戶土地轉出行為是一種無序選擇問題,將其作為二元離散變量進行研究,并將不轉出賦值為“0”,轉出賦值為“1”。二元離散變量不符合統計學意義上的正態分布,采用多元線性回歸方法進行估計是不科學的。Logistic模型是將邏輯分布作為隨機誤差項的概率型模型,適用于按照效用最大化原則所進行的選擇行為分析。因此,本文使用二元Logistic模型分析15個解釋變量對農戶土地轉出行為的影響程度和方向是合理的。Logistic模型具體形式為:

Logistic (P|y=1)=ln[p/(1-p)]=β0+β1X1+β2X2+…+βnXn+ε

(1)

式中,P為農戶發生土地轉出行為的概率;Xi為解釋變量;βi為影響因素的系數大小;β0為截距項;ε為誤差項。

4 數據描述與回歸結果

4.1 描述性分析

經過問卷調查得出樣本中農戶的基本特征構成為:在有效樣本中,男性占比為73%,女性占比為27%;調查對象的平均年齡為57.37歲,表明目前農村從事農業生產的大多數是老年人,大量青壯年選擇外出務工,從事收益較高的非農產業;調查對象為村干部的比例為8%,普通農戶占92%;調查對象受教育年限平均值為6.09年,低于初中水平,表明文化程度普遍偏低;家庭總人口數平均值為3.55人,表明大多數家庭規模是3—4人;家庭勞動力人數平均值為2.66人,說明調查對象并沒有富余的勞動力資源;家庭耕地總面積平均值為9.09畝,說明農業生產仍然以小規模經營為主;非農收入占家庭總收入比重高達86%,說明大多數家庭脫農化程度高。調查對象具有異質性且能反映農村基本情況,能保證調研結果具有一般性。量表的描述性統計結果見表2。

表2 農戶土地轉出行為的調查結果

4.2 多重共線性檢驗

根據分布式認知理論,本文從個人因素、地域因素和文化因素方面共選取了15個對農戶土地轉出行為產出影響的解釋變量,使分析更加全面,但容易出現多重共線性問題,導致分析結果出現誤差。因此,本文選擇容忍度、方差膨脹因子2個指標檢驗共線性問題,結果見表3。研究發現,容忍度值越小,變量間多重共線性越嚴重;尤其當容忍度<0.1時,認為變量間存在嚴重的多重共線性。VIF值越大,變量間多重共線性問題越大;尤其當VIF>10時,認為變量間存在嚴重的多重共線性[25]。結合Tolerance和VIF,由表3可知,各變量Tolerance最小值為0.354,VIF最大值為2.826,均符合要求,表明解釋變量間不存在嚴重多重共線性問題,可保留15個解釋變量進行分析。

表3 解釋變量多重共線性診斷結果

4.3 模型檢驗

為了檢驗模型是否可分析現實問題,本文選取Hosmer、Lemeshow檢驗方法對擬合優度進行檢驗。由表4可知,模型卡方值為13.312,顯著性水平為0.102,大于給定概率0.1,說明模型未拒絕原假設,模型與樣本數據擬合良好。同時Cox-Snell R2統計量和Nagelkerke R2統計量分別為0.383和0.611,表明本文構建的模型擬合優度較好,模型可解釋被解釋變量的61.1%,預測準確性為61.1%。由此可知,選擇模型和回歸結果對農戶土地轉出行為具有一定的解釋力。

表4 H-L檢驗結果

4.4 實證結果與分析

個人因素的影響:由表5可知,受教育年限顯著影響農戶土地轉出行為,并在10%的統計水平上顯著,系數為正(β=0.125),說明文化程度越高的農戶,發生轉出土地行為的概率越大。這是因為受教育時間越長的農戶掌握了較多的知識與勞動技能,從事非農產業的機會越多,因此更愿意從事收益較高的非農產業[18];受教育年限較短的農戶受傳統觀念“土地就是命根子”的束縛較大,發生土地轉出行為的概率較小[9];性別、年齡和社會階層地位對農戶土地轉出行為的影響不顯著?？赡艿慕忉屖?隨著女性社會地位的提高和就業機會增多,越來越多的女性走出農村,只有少部分女性在家照顧小孩但并不務農,性別對土地轉出行為的影響大大降低;雖然年齡對農戶土地轉出行為的影響系數為正,但并沒有通過顯著性水平檢驗,這是因為調查農戶的平均年齡為57.37歲,整體年齡偏大,對土地轉出行為的影響不顯著;社會階層地位沒有通過檢驗,可能是因為農戶土地產權意識的強化降低了村干部對農戶土地的控制[23]。

表5 Logistic模型回歸結果

注:*、**、***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著。

地域因素的影響:由表5可知,農業收入占家庭總收入的比重和家庭耕地總面積顯著影響農戶土地轉出行為,在5%的統計水平上顯著。農業收入占家庭總收入的比重回歸系數為負(β=-1.929),家庭耕地總面積回歸系數為負(β=-0.065),說明脫農化程度越高的農戶發生土地轉出的概率越高,而擁有耕地面積越多的農戶發生土地轉出行為的概率越低,驗證了預期假設。然而,家庭總人口數、勞動力數量與耕地質量對農戶土地轉出行為的影響不顯著。這是因為家庭總人口數和勞動力數量并不能準確反映農戶對土地的真實需求。如外出務工人員和農村大學生仍然是農村戶口,但他們長年不在家,對土地的依賴程度較低,土地轉出對他們的影響不大[23]。因此,這兩個變量應與其他因素一起考慮,如家庭務農人數[17],耕地質量沒有通過模型顯著性檢驗。這是因為土地仍然是農戶最主要的社會和就業保障,土地交易方式仍以對等交換為主。耕地質量回歸系數為負(β=-0.920),說明稟賦質量較高的耕地能增加農業產出。當農戶擁有稟賦質量較差的耕地時,他們更加渴望通過轉入土地來增加農業收入。

文化因素的影響:由表5可知,血緣情結、土地流轉政策滿意度、政策執行滿意度、社會保障滿意度和轉出價格滿意度均顯著影響農戶土地轉出行為。血緣情結的回歸系數為負(β=-0.519),并在5%的統計水平上顯著,說明血緣關系越親近,農戶發生轉出土地行為的概率越高。這是因為土地轉出戶出讓土地承包使用權的首要目的并不是獲取經濟利益,而是繼續保留對土地的承包權利,具有血緣關系的親屬無疑是最好的選擇。土地流轉政策滿意度回歸系數為正(β=0.863),政策執行滿意度回歸系數為正(β=0.919),并分別在5%和1%的統計水平上顯著,說明農戶對土地流轉政策和政府執行滿意度越高,發生土地轉出行為的概率越大。這是因為農戶土地轉出行為受到政府的推動和號召。社會保障滿意度回歸系數為正(β=2.087),且在1%的統計水平上顯著,表明農戶對社會保障越滿意,發生土地流轉行為的概率越高。這是因為健全的社會保障制度減輕了以非農收入為主的農戶的后顧之憂,弱化了土地養老功能。土地轉出價格的滿意度回歸系數為正(β=1.529),且在1%的統計水平上顯著,說明農戶對土地轉出價格越滿意,發生土地轉出行為的概率越高。這是農戶在社會保障缺位狀態下被迫進行自我保障的一種理性反映[24]。如果農戶判斷轉出土地可增加收益且面臨風險較小時,就會轉出土地,畢竟高水平的土地補償也是減少流轉風險的一種有效措施。然而,地緣情結對農戶轉出行為不產生顯著影響,這是因為土地轉讓的范圍局限在村民本組的現象十分普遍。

5 結論與建議

5.1 結論

基于對武漢城市圈典型地區4個鄉鎮26個行政村287戶農戶的入戶調查，本文運用二元Logistic回歸模型實證分析了土地轉出行為的影響因素。研究發現:個人因素中受教育年限,地域因素中農業收入占總收入比重和家庭耕地總面積,文化因素中血緣情結、土地流轉政策滿意度、政策執行滿意度、社會保障滿意度以及轉出價格滿意度對農戶土地轉出行為存在顯著影響;個人因素中性別、年齡和社會階層地位,地域因素中家庭總人口數、勞動力人數和耕地質量,文化因素中地域情結則對農戶轉出土地行為不產生顯著影響。

5.2 建議

基于以上研究結論,本文提出以下建議:①完善農村土地流轉市場,促進土地公平公正轉出。出現土地流轉區域范圍較窄,流轉主體間關系較親密的這種現象表明,農戶在土地轉出過程中遵循了便捷、安全、就近的原則,實質上是由土地流轉市場發育程度較低造成的。因此,建議相關部門規范土地交易程序、健全流轉監督機制、合理評估土地流轉價格,這有助于降低土地流轉成本,確保交易雙方的合法權益受到保護,推進農村土地公開交易。②加快推進農村教育,提高農村勞動力的職業技術素質。教育水平的提高,一方面加強了農戶對政策的解讀能力,理性看待土地轉出行為;另一方面為農戶從事非農產業提供技術素質保障,這些均可降低農戶對土地的生產依賴和保障依賴,有助于提高土地轉出率。因此,政府應加大農村教育投入力度,提高農民整體文化水平和職業技術素質,拓寬農村勞動力的就業途徑。有關職能部門應定期組織針對城鎮就業崗位的技能培訓，提高農業轉移人口就業的適應性。③增加非農就業機會，提高非農收入。大力發展工業和服務業，優化農村產業結構，為農業轉移人口創造更多穩定的非農就業機會，提高農戶的非農收入；同時，逐步消除戶籍制度帶來的城鄉差異，保證農民工和城鎮職工同工同酬，切實提高農戶的非農收入水平。④加大土地流轉政策的宣傳和執行力度,引導農民搞活土地經營權。采取下鄉走訪、知識講座等多種形式大力宣傳土地流轉政策,使農民正確認識到土地轉出是市場經濟發展的必然趨勢,消除農民對土地流轉的誤解;同時,充分發揮政府和村集體在土地流轉過程中的擔保作用,做好和農戶協調工作,調動農戶主動參與土地轉出市場的積極性。⑤完善農民社會保障體系,弱化土地保障功能。強有力的制度保障從根本上可解決農民土地轉出的后顧之憂,使更多的農戶逐步剝離對土地的依賴,敢于且放心地轉出土地?，F階段我國社會保障不足，是制約農戶土地轉化行為的一個重要因素。這意味著，在土地轉出的過程中政府應積極完善與農村經濟發展水平相適應的社會保障體系，進而逐步消弱土地的社會保障功能。因此,一方面要增加新型農村社會養老保險、新型農村合作醫療保險數額,從整體上提高農村居民的社會保障水平;另一方面應分階段逐步完善各項社會保險制度安排,切實保障進城務工的農民工享有與城鎮職工相同的社會保險等。

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