我國農村土地經營權流轉的影響因素

玄慧

摘要：基于CHIP2013數據庫中14個省份的1769份戶主數據，通過建立Probit模型分析了當下影響土地經營權流轉行為的因素。結論發現平均每畝土地流轉費用、農戶土地閑置面積、從事非農工作時間、身體健康狀況和新型農村合作醫療保險對農戶土地經營權流轉行為有顯著正影響，而農戶農業經營性固定資產對土地經營權流轉行為有顯著負影響。為了促進土地經營權流轉更快地發展和土地的規模化經營，政府應構建完善的土地流轉市場、大力促進當地非農產業的發展、營造農民進城務工經商的良好政策環境、鼓勵農戶流轉土地以及提高新型農村合作醫療保險等社會保障的覆蓋率。

關鍵詞：農地經營權流轉：流轉費用：非農就業時間

一、引言

自建國以來我國農村的土地政策隨著經濟發展的變化發生多次改變，其中源于安徽省鳳陽縣小崗村的家庭聯產承包責任制的土地制度對我國的農村發展產生了重要的影響。這一土地制度在當時大幅度地提高了農民的勞動積極性，糧食增產，農民收入提高，快速促進了我國農業農村的發展。然而20世紀90年代后，隨著中國改革開放的進一步推進和城鎮化的發展，當前的農村土地政策已經越來越不能適應當下的經濟發展狀況。一方面，隨著城鎮化發展速度的加快，預計將會有更多的農民離開農村進城從事非農生產，農村更多的是老人和婦女，這種勞動力弱化的農業生產狀況必然導致粗放化經營；另一方面，以家庭為單位的土地承包經營，造成了農村土地細碎化的情況，農地細碎化的現實不利于發展以農業機械化為主的現代農業，無法形成規模生產，造成了耕地資源的浪費，長此下去不利于現代農業的發展，滿足不了當今社會的民眾需求。

為了解決上述農業發展存在的問題，應該將離開農業生產的農民的土地流轉給仍然留在農村從事農業生產的農戶，擴大“種糧大戶”的土地經營規模，同時用大型農業機械取代成本越來越高的人力勞動，從而構建現代化農業經營體系。所以應當在堅持現有的農村土地制度的基礎上，不斷地嘗試農村土地制度改革的新思路和新方向，于是農村土地經營權流轉就應運而生了。在整個土地經營權流轉過程中，農民在其中起著重要的作用，農民的決策和流轉行為直接影響到土地經營權流轉的規模和效果，所以我們要分析到底哪些因素影響了農民的土地流轉行為。

關于農民土地經營權流轉行為的影響因素的研究文獻非常豐富。郭玲玲通過對陜西省的調查研究發現農戶文化程度和轉出農地的租金正面影響農地已轉入合作社農戶的土地經營權再流轉意愿。羅湖平經過調查后認為中介組織和家庭總收入影響了農民的土地轉出意愿。張忠明經過對浙江省的調查與實證發現影響農戶土地經營權流轉意愿的決定性因素是戶主年齡和社會養老保險。許恒周基于2011年在津農民工的問卷調查數據發現影響農民土地流轉的因素在第一代農民工和新生代農民工之間存在差異。沈辰基于對海南省6縣市的農戶進行調查認為農戶土地轉入意愿受家庭收入狀況、土地資源稟賦、個體特征影響顯著。張永強等基于黑龍江省的調研數據得出戶主年齡、戶主受教育程度等對土地轉出意愿有顯著影響。丁玲等通過對湖北省土地確權情況的調研后發現農村承包土地確權登記對土地轉出有顯著促進作用。

綜合已有研究可以看出，影響農戶土地經營權流轉的因素非常多，但是目前的研究多是局限于某一省份或地區，研究范圍較小，關于全國性的研究還比較少。因此本文將基于CHIP2013的數據構建Probit模型來分析全國范圍內土地經營權流轉的影響因素。本文的結構為：第一部分，引言；第二部分，樣本的描述性分析；第三部分，模型和變量；第四部分，回歸結果；第五部分，結論和建議。

二、樣本的描述性分析

（一）樣本簡介

本文擬運用中國社會科學院經濟研究所和國家統計局共同收集的中國家庭收入調查項目（China Household IncomeProject Surveys，CHIP）2013數據庫中的農村住戶調查數據，CHIP2013的樣本來自國家統計局2013年城鄉一體化常規住戶調查大樣本庫。文研究的是農村土地經營權流轉問題，故只選擇了其中的農村住戶樣本，土地流轉的行為是每一戶的行為，因此刪除了不是戶主的農村個體樣本而只保留了戶主樣本，刪除本文暫時不研究的變量和缺失值后，選出了涵蓋東中西部的14個省市的1769戶農戶進行研究分析（具體情況見表1），這14個省市分別是安徽省、北京市、甘肅省、廣東省、河南省、湖北省、湖南省、江蘇省、遼寧省、山東省、山西省、四川省、云南省和重慶市。

（二）農村農地流轉現狀

根據統計得出，在樣本中發生土地流轉行為的農戶為449戶，占樣本的25，38%；未發生土地流轉行為的農戶為1320戶，占樣本的74，62%。根據表2可以看出當前土地流轉比例依然比較小，只占25，38%。四川省的土地流轉比例最高，達到了57%，甘肅省的土地流轉比例最低，只有3%；北京市、河南省和廣東省土地流轉比例超過了10%；山東省、遼寧省、湖南省和重慶市土地流轉比例較高，超過了20%；安徽省、山西省、江蘇省和湖北省的土地流轉比例均超過了30%。

三、模型和變量

（一）模型

本研究采用Probit回歸模型對農戶是否發生土地經營權流轉行為的影響因素進行分析，以農戶是否發生土地經營權流轉為被解釋變量。Probit回歸模型的一般形式如下：

P=BX+a

P為農戶是否發生土地流轉行為，當P為1時表示發生土地流轉行為，當P為0時表示沒有發生土地流轉行為：x為解釋變量，代表影響土地經營權流轉的因素；B為估計系數；8為隨機誤差項。

（二）變量

P被解釋變量，P為新增變量即是否發生了土地經營權流轉。此變量來源于問卷中編號為L01_3的問題，即“2013年您家轉包出去的土地面積”。若樣本不為0則賦值P=I，即農戶發生了土地流轉行為：若樣本為0則賦值P=0，即農戶沒有發生土地流轉行為。

fee平均每畝土地流轉費用。此變量來源于問卷中編號為L03的問題，即“2013年您家土地轉包出去的轉包費平均每畝多少元”。

area閑置土地面積。此變量來源于問卷中編號為L01_2的問題，即“2013年初您家閑置的土地面積”。

time2013年工作了多少個月。此變量來源于問卷中編號為C01_1的問題，即“2013年您工作了多少個月”。

hea與同齡人相比身體健康狀況。此變量來源于問卷中編號為A16_1的問題，即“與同齡人相比，您目前的健康狀況是：1，非常好2，好3，一般4，不好5，非常不好”。為了更好的觀察此變量，故增加了新變量hea。當樣本為1、2或者3時賦值hea=O，即身體健康；當樣本為4或者5時賦值hea=l，即身體不健康。

cap2013末農業經營性固定資產現價估計凈值。此變量來源于問卷中編號為F07_l的問題，即“2013年末農業經營性固定資產現價估計凈值，單位元”。為了更好地進行模型回歸，所以增加新變量cap。當樣本為0時賦值cap為0，即沒有農業經營性固定資產；當樣本不等于0時賦值cap=1，即有農業經營性固定資產。

med是否參加了新型農村醫療合作保險。此變量來源于問卷中編號為A20的問題，即“您參加了以下哪種醫療保險1，城鎮職工基本醫療保險2，公費醫療或統籌3，（城鎮）居民基本醫療保險4，新型農村合作醫療保險5，商業醫療保險6，其他醫療保險7，沒有參加任何醫療保險”。現實中大部分農戶參加了第四項即新型農村醫療合作保險，為了更準確的進行模型回歸，增加了新變量med。當樣本中含有第四項回答時，賦值med=1，即參加了新型農村醫療合作保險；若樣本中不含有第四項回答時，賦值med--O，即沒有參加新型農村醫療合作保險。

age年齡。此變量來源于問卷中編號為A40_1的問題，即“出生年份”，在原有數據的基礎上進行處理得到了戶主的年齡。

edu受正規教育的年數。此變量來源于問卷中編號為A13_2的問題，即“受正規教育的年數”。

lea是否是鄉村干部。此變量來源于問卷中編號為A07_2的問題，即“是否是鄉村干部：1，村支書2，村委會主任3，其他村干部4，正副科級鄉村干部5，其他鄉鎮干部6，否”。為了更好地研究此變量，增加了新變量lea。當樣本為6時，賦值lea=O即不是鄉村干部；當樣本不是6時賦值lea=1即是鄉村干部。

各相關變量的基本情況見表3。

（三）變量的描述性統計

在本文研究的1769份戶主的數據中，戶主的年齡均值是49歲，其中，30-50歲的有997人，占56，4%；50歲以上的有741人，占41，9%。戶主受正規教育年數的均值是7，9年，0-6年的有453人，占25，6%；7-9年的有1072人，占60，6%；9年以上的有245人，占13，8%。戶主2013年工作月數方面，大多數的戶主都有工作時間，均值為8，8個月，其中，0-3，6個月的有178人，占10，1%；4-6，8個月的有277人，占15，7%；7-9，2個月的有314人，占17，8%；10-12個月的有1000人，占56，5%。在是否發生土地流轉方面，發生土地流轉的有449戶，占25，4%，其中，土地流轉面積均值為0，2畝。在0，1-1畝的有105戶，占23，5%：土地流轉面積在1，1-2，9畝的有169戶，占37，6%；流轉面積3畝以上的有175戶，占39%。在健康狀況方面，健康的戶主有1702個，占96，2%；不健康的戶主有67個，占3，8%。在農業經營性固定資產的方面，沒有有此資產的戶主有1034個，占58，5%；擁有此資產的戶主有736個，占41，5%。在新型農村合作醫療保險方面，參加的戶主有1535個，占86，8%；未參加的戶主有235個，占13，2%。在鄉村干部方面，是干部的戶主有100個，占5，6%。

主要變量的數量特征見表4。

四、回歸結果

本研究對土地經營權流轉的9個影響因素全部納入Probit模型以后，運用Stata統計軟件分析后得出結果見表5。

（一）土地流轉費用對土地經營權流轉行為的影響

從2013年農戶土地經營權流轉影響因素的回歸模型來看，平均每畝土地流轉費用對農民的土地經營權流轉行為在1%的水平上有顯著正面影響，平均每畝土地流轉費用的系數是0，004，說明費用越高，戶主流轉土地經營權的概率越大，這一分析結果與現實情況基本相同。因為在經濟理性人的假設下，利益越高，尤其當流轉土地的費用超過了農民自己耕種土地的收入時，農民就會傾向于流轉出去更多的土地。這樣的結論與趙丙奇的研究結果相似，他認為土地流轉所得是影響農民意愿的關鍵因素。然而影響土地流轉費用的因素也是多種多樣，伍振軍的研究發現農民的組織化程度對土地流轉費用有顯著影響，所以他認為應加強土地合作社對農地流轉的促進作用。申云的研究則發現當地經濟水平和物價水平正向影響土地經營權流轉價格，他認為應建立農戶之間的協商定價機制。結合已有研究，我認為當地政府應逐步構建并完善土地流轉市場，使流出方和流入方能根據市場狀況進行合理定價。

（二）農戶家中閑置土地面積對土地經營權流轉行為的影響

2013年初農戶家中閑置的土地面積對農戶土地經營權流轉行為有顯著正面影響。閑置土地面積的系數是0，101，在5%的水平下顯著，這說明閑置的土地面積越多，農戶發生土地經營權流轉的概率越高，這一分析結果與現實趨勢基本相同。對于擁有大量閑置土地的農戶來說，閑置只會讓資源浪費，在市場經濟環境和經濟理性人的選擇的背景下，農戶會選擇把閑置土地流轉出去，提高資源利用率以增加收入。徐潔認為經濟因素是導致耕地閑置的重要因素，她研究了人均收入對耕地閑置的影響后發現人均收入越高，越有可能閑置，農業收入的比重越高，閑置耕地可能性越低。錢立文分析導致耕地閑置的原因時也發現由于種糧效益低，農民更愿意放棄耕種土地選擇外出打工。因此我認為我應當從當地經濟方面著手，大力發展第二第三產業，提高當地經濟發展水平，推動農民從事非農產業以獲得更高的的非農收入，進而達到促進土地流轉快速發展的目的。

（三）農民非農就業時間對土地經營權流轉行為的影響

由回歸結果可知，2013年的工作月數對農戶是否進行了土地流轉有顯著影響。工作月數的系數為0，035，在5%的水平上顯著，即戶主非農工作月數每增加一個月，流轉土地的概率就增加0，04，這樣的回歸結果也是符合現實生活狀況的。農戶在自己的承包土地上進行農業生產是需要勞動時間的，如果農戶從事非農生產的時間越長，則無法兼顧自己的農業生產，加之非農生產較農業生產能獲得更高的收入，所以更多農戶選擇將自己的土地流轉出去然后從事非農生產，這與陳美球的研究結果相似。陳美球也發現外出打工機會的多少對土地流出的影響非常重要，外出打工就業的機會越多，農戶土地轉出的意愿就越強烈。因此，為了充分調動農戶流轉土地的積極性，首先應該大力發展第二、第三產業以創造充足的就業崗位，鼓勵農民離開土地進城從事非農工作：其次政府應當營造農民進城務工經商的良好政策環境，完善農民工的就業保障制度，確保農民進城務工有相關勞動制度保障，進而才能保障農民進城就業的穩定性與持久性。

（四）戶主身體健康狀況對土地經營權流轉行為的影響

被調查戶主的身體健康狀況對土地流轉行為有明顯的正面影響。由回歸結果可知，與同齡人相比身體健康狀況這一變量的系數為0，471，在5%的水平下顯著，這說明相比較身體健康狀況非常好的農戶戶主，身體健康狀況不好的戶主流轉土地的概率更高，這也符合現實狀況。從事農業生產需要較好的體力和勞動力，身體不好的農戶自然無力經營更多的土地，大多傾向于選擇將土地流轉出去。因此，為了更好地促進土地流轉，政府應提高農民的醫療保障水平，讓更多身體不健康或者無勞動能力的農民可以放心的流轉土地，減少后顧之憂。

（五）農業經營性固定資產對土地經營權流轉行為產生的影響

由回歸結果可知，農業經營性固定資產此變量的系數為負數，在1%的水平下顯著，說明此變量和土地流轉呈顯著負相關的關系。即擁有農業經營性固定資產的農戶流轉出土地的概率低，沒有農業經營性固定資產的農戶更傾向于流轉出去土地，這樣的回歸結果符合現實情況。王艷花的研究發現農業固定資產投資總額越高的農戶，其人均收入也越高。擁有農業經營性固定資產的農戶可以獲得較高的農業收入，如果流轉出去土地機會成本較高，因而流轉土地概率低；沒有經營性固定資產的農戶農業收入較低，故流轉土地的概率高。根據本文研究結果，若要促進農民進行土地流轉，應當鼓勵擁有農業經營性固定資產的農戶轉入土地，擴大農業生產，增加土地流轉的需求。

（六）新型農村醫療合作保險對土地流轉行為的影響

由回歸結果可知，新型農村合作醫療保險此變量的系數為0，273，在5%的水平下顯著，這說明參加了新型農村合作醫療保險的農戶相比較沒有參加的農戶流轉土地的概率更高，這也符合現實狀況。隨著農村醫療保險等各項社會保障的日益完備，土地對于農民來言所擔負的社會保障功能逐漸減弱，更多的農民選擇離開土地從事非農業生產并把土地流轉出去，這與詹和平的研究結論是相似的，他發現家庭保障水平與農戶土地流轉行為有顯著正相關的關系。因此政府應該全面覆蓋新型農村合作醫療保險，并完善養老等其他保障制度，逐漸削弱依附在土地上的社會保障功能，構建健康合理的保障體系，讓農民能放心大膽地流轉土地經營權。

五、結論和建議

（一）結論

本文通過對13個省份的1769份戶主的數據進行分析后發現，發生土地流轉的農戶是449戶，占被調查農戶的25，38%：未進行土地流轉的農戶為1320戶，占被調查農戶的74，62%。由此可發現當下土地流轉仍然發展較慢，土地流轉比例小，農戶的流轉積極性不高。根據本文的研究發現土地流轉費用、閑置土地面積、外出工作時間、身體健康狀況和新型農村合作醫療保險對土地流轉行為有顯著正影響，而是否有農業經營性固定資產存在負影響。基于以上研究結論，提出以下政策建議。

（二）政策建議

1，完善土地流轉市場，建立完善的土地經營權流轉價格指標體系。土地經營權流轉價格受到當地經濟發展水平、整體物價水平、臨近城市的遠近和戶主耕種意愿的影響。因此，應當大力發展當地經濟，提高交通便利度，完善土地經營權流轉市場，合理提高土地經營權流轉價格。運用收益現值法等科學定價模式，合理制定區域內農地流轉單位面積的最低價格，并結合農業補貼調整轉入方和轉出方的價格預期，彌補雙方意愿價格不對稱的落差。

2，大力發展第二、第三產業，給農民創造非農就業機會，推動勞動力向城市轉移，為土地經營權流轉奠定經濟基礎。途徑一：積極引進外來資本，創建以農業為基礎的衍生產業，為農民創造更多的就業機會：途徑二：推動縣區經濟發展，鼓勵農民離開土地進城從事非農生產：途徑三：鼓勵農民自主創新創業，當地政府應增強在政策和資金方面對農民的創業扶持。

3，一方面政府應當營造農民進城務工經商的良好政策環境，完善與農民工就業相關的勞動保障制度，確保農民進城務工有相關制度保障，進而才能保障農民就業的穩定性與持久性。另一方面政府應對從事非農工作的農戶進行技能培訓，完善培訓體系與制度，提高農民的就業技能。

4，政府應在政策上鼓勵擁有農業經營性固定資產的農戶轉入土地，在原有的基礎上繼續擴大農業生產，發展現代化農業，以增加土地經營權流轉市場中流入方的需求。

5，繼續擴大新型農村合作醫療保險的覆蓋面積，盡量保證人人都參保，以解決農民在醫療方面的后顧之憂。應加快建立健全與農村經濟發展水平相配套的社會保障制度，降低農民對土地在保障方面的依賴以減少農民轉出土地的顧慮。